政治情緒與選舉參與：
2012 年和 2016 年
臺灣總統選舉的經驗分析 ＊
李冠成**
財團法人國防安全研究院量化分析暨決策推演中心 助理研究員
本文從政治心理學的角度探討公民的政治行動是否為個人自由意識和深思 熟慮的產物。心理學家指出，有意識的行為至少是心智和大腦交互作用的結 果。據此，本研究主張情緒作為一個短期因素，也會影響民眾的政治參與。運
用2012 和 2016 年臺灣總統選舉的資料，我們發現選民感受不放心、生氣或有
希望等情緒，對其政治參與有程度不等的影響。此外，在不同類型的參與上，
情緒的影響也不同，希望促進不需要成本的參與，憤怒則促使民眾參加要付出 成本的活動。在當代民主社會中，儘管我們期盼政治行為是理性的，但實際上 公民的政治判斷與行為並不能排除情緒的影響。
關鍵字：政治心理學、政治情緒、選舉參與、臺灣總統選舉
✽ 本文初稿曾發表於 2016 年台灣政治學會暨學術研討會，作者感謝評論人吳文欽教授與兩 位匿名審查人的寶貴建議。
✽✽E-mail: [email protected]
收稿日期：107 年 11 月 15 日；接受刊登日期：108 年 4 月 24 日
壹、前言
有觀察過世界各國選舉的人大概都會同意，臺灣選舉文化最獨特的地方 就是選前的宣傳造勢活動。從80 年代末期開放選舉起，選前之夜的造勢晚 會不僅是各政黨競選過程中不可或缺的活動，也是讓支持選民情緒沸騰到頂 點的一刻。在造勢晚會上，我們經常看到的是候選人的親友、長官、下屬輪 番上台助講，台上隨著演說的內容穿插振奮人心的音效，台下群眾無不熱血 沸騰、激動回應。到了活動尾聲，經常加碼演出重量級人士情義相挺、抱病 助選、下跪拜票，甚至是自殘或槍擊等激情戲碼。除了造勢活動之外，候選 人在競選過程中經常打出「認同牌」、「告急牌」、「安定牌」或「恐嚇牌」。
這些林林總總的選戰策略，主要目的就是透過情感或情緒的操弄，喚醒沉默 的大眾，激起選民的熱情參與和支持。雖然選民高度的情緒化是臺灣選舉政 治的一大特點，但是從政治情緒的角度來探討我國民眾選舉參與的文獻卻不 多見。1因此，本文主要的研究問題是，臺灣民眾的政治心理情緒是否有促 進選舉活動參與的效果？如果有，哪一種情緒催化了民眾的政治行動？
過去解釋民眾政治參與，Verba et al.（1995: 15）提出相當簡潔有力的論 點，他們認為人不參與政治是因為「他們沒有能力、沒有意願以及沒有管道」
（they can’t, they don’t want to, or nobody asked them to）。人們無法參與政治可 能是因為缺乏時間、金錢和公民技能等資源條件；人們不願參與政治則肇因 於缺乏參與的心理動機，例如對政治事務興趣缺缺，或認為自己在政治上毫 無影響力等；人們沒有管道參與政治，則可能是因為他們所處的人際網絡缺 乏政治資訊分享或政治動員。因此，資源條件、心理動機和政治動員這三種 因素是最常用來解釋個人政治參與的變項（Wolfinger and Rosenstone, 1980;
Rosenstone and Hansen, 1993; Schlozman, 2002）。儘管如此，我們還是可以看
1 徐火炎和陳澤鑫（2012）從政治情緒的角度探討臺灣民眾的投票抉擇，陳陸輝和陳映男
（2016）的研究則聚焦在大學生對於臺灣和中國的政治情緒如何影響兩岸經貿交流的看法，
陳陸輝（2018）運用 2016 年總統選舉的選後資料檢視情緒如何影響選民投票抉擇。儘管這 幾篇論文和政治情緒有關，但研究焦點並非政治參與。
到許多例外的狀況，例如：亞裔美國人擁有高社經地位但政治參與卻相對偏 低（Asian Fortune, 2014）；2016 年我國總統選舉雖然創下歷年大選投票率最 低的紀錄，但是對政治通常冷漠且缺乏資源的年輕選民卻踴躍投票（陳鈺 馥，2016）。有鑑於此，有趣的問題是，人們決定參與政治活動的背後，是 否可能夾雜了一些短期的情緒因素，猶如催化劑般地激發人們採取行動？
隨著認知神經科學的發展，心理學家發現我們在產生意識、做出決定之 前，大腦裡面的神經細胞就已經高度運作。無意識的大腦（unconscious brain）
對於外在刺激的反應時間不但早於有意識的心智活動（conscious mind），而且 即便是在有意識的思考期間，大腦活動仍然相當活躍，因此有意識的決定或 行動至少是有意識的心智和無意識的大腦交互作用的結果（Marcus, 2013）。
這對政治行為研究的啟發是，儘管過去經常假定政治行動乃是個人自由意識 和深思熟慮下的產物，但是我們也不能排除情緒對於公民政治判斷和行為影 響的可能性（Marcus et al., 2000; Marcus, 2003）。過去美國的研究顯示熱忱、
希望等正面情緒可以增強民眾的政治涉入，提供政治行動參與的心理動機
（Marcus and MacKuen, 1993）。然而，當情緒系統偵測到外部環境的潛在威 脅，便會觸發害怕或焦慮的情緒，使人停下腳步、集中注意力在危險的事物 上，減低人們參加政治活動的可能（Marcus and MacKuen, 1993; Valentino et al., 2008）。最後，如果外部的威脅有清楚的究責對象，人傾向產生憤怒的情 緒，憤怒的情緒不僅容易使人低估威脅的風險，同時也讓人甘願投入成本付 諸政治行動（Valentino et al., 2011）。民眾感受到的政治情緒心理，對於其政 治參與行為有一定程度的影響。
在臺灣的民主學習歷程中，公民越來越懂得運用各種資源和手段，參與 各種不同形式的政治活動，來宣揚理念並影響政府的公共決策。從90 年代開 始，學界在解釋我國民眾的政治參與行為方面，已累積豐碩的成果。大致來 說，除了從資源、動機和動員的角度來檢視臺灣選民的政治參與之外（陳義 彥，1996；陳義彥、蔡孟熹，1997；傅恆德，1994；黃秀端，1995），相關 研究發現影響我國民眾參與政治活動的因素還包括：個人的政治知識和政治 效能（林瓊珠，2005；王靖興、王德育，2007）、選民身處的資訊空間與交叉 網絡（吳重禮等，2006）、族群的政治賦權效果（吳重禮、李世宏，2005）、性
別化的參與能動性（楊婉瑩，2007）、社團參與和社會資本（林國明，2016），
以及媒介網絡對於新型態政治參與帶來的衝擊（林澤民、蘇彥斌，2015）。
不過，在臺灣充滿情緒渲染的選舉脈絡下，心理情緒對於民眾政治參與 的影響卻鮮少被關注。因此，本研究嘗試借用美國政治心理學的理論，並以 2012 和 2016 年「台灣選舉與民主化調查」的資料（朱雲漢，2015；黃紀，
2018），2來檢驗選民的情緒反應是否及如何對政治參與發揮作用力的相關假 設。無獨有偶地，在這兩屆總統選舉的競選過程中，都有一些選舉事件可能 會激發選民的情緒。例如，在2012 年總統選舉的選前之夜，許多企業大老替 國民黨籍的候選人馬英九站台。宏達電董事長王雪紅女士「我支持九二共識」
的言論，被認為是該次選舉馬英九擊敗蔡英文的重要因素（Wei et al., 2016）；
2016 年總統大選中的國民黨換柱事件及投票前一晚的周子瑜道歉事件，也 傾向掀起選民心中的負面情緒，使得情緒和政治參與產生關聯（陳陸輝，
2018；吳介民、廖美，2016）。然而，值得注意的是，這兩次總統選舉的選 舉脈絡並不相同：2012 年是現任者和挑戰者之間的選戰，2016 年則是無現 任者角逐的開放席次，且兩個年度總統選舉的競爭激烈程度也差異頗大。因 此，在選舉事件和選民情緒皆存在的情況下，分析2012 年和 2016 年的選 舉，讓我們有機會可以比較選民的政治情緒在兩種不同選舉脈絡下對於政治 參與影響的異同。藉由這個研究，本文預期在既有的文獻基礎上，對臺灣民 眾的政治參與行為提出心理和情緒面上進一步的補充解釋。
本論文後續的內容安排如下：藉由回顧政治心理學的理論，第二部分主 要探討情緒作為一個短期的心理刺激，如何對民眾的政治判斷和政治參與行 為產生影響。在此我們針對選民的各種情緒反應，分別提出其影響效果的可 能假設。下一個段落針對本研究使用的資料：「台灣選舉與民主化調查」進
2 本文使用的資料分別採自「2009 年至 2012 年『選舉與民主化調查』三年期研究規劃：
2012 年總統與立法委員選舉面訪案」（TEDS2012）（NSC 100–2420–H–002–030）， 以及
「2012 年至 2016 年『選舉與民主化調查』四年期研究規劃：2016 年總統與立法委員選舉面 訪案」（TEDS2016）（MOST 101–2420–H004–034-MY4）。多年期計畫總召集人為國立政治 大學黃紀教授，TEDS2012 和 TEDS2016 為針對該年總統與立法委員選舉執行的年度計 畫，計畫主持人分別為朱雲漢教授和黃紀教授，詳細資料請參閱TEDS 網頁：http://www.
tedsnet.org。作者感謝上述機構與人員提供資料協助，惟本文之內容概由作者自行負責。
行介紹，並說明我們挑選題組的依據與變數建構的方式。有鑑於本文的依變 數選舉活動參與在性質上屬於計次變項，第三部分運用適合該變項屬性的分 析模型，呈現我們的研究結果。最後，針對分析的結果提出暫時性的結論，
並反思民眾情緒在民主社會運作中所扮演的積極角色。
貳、情緒系統與政治行動
人為什麼從事政治活動？是因為參與政治可以獲得一些好處，過程中又 可培養公民技能？是因為對政治事務充滿興趣？還是參與政治只是跟著別人 湊熱鬧、回應人情的邀約？的確，參與的資源、動機和管道等，是過去被用 來解釋人們從事政治活動不可或缺的重要因素（Verba et al., 1995）。首先，就 政治參與的資源條件而言，研究發現民眾政治參與的差異可以用個人的社會 特徵屬性解釋，例如男性的參與普遍高於女性（Burns et al., 2001; Inglehart and Norris, 2003），教育程度、收入、職業等社經地位較高者的政治參與程度較高
（Lazarsfeld et al., 1968），因為缺少這些資源導致人們無法參與政治。其次，
影響政治參與的因素也和個人的認知態度相關，包括對政治事務的興趣、對 政治資訊的掌握以及政治效能感。一般而言，政治涉入感和效能感高的人，
有較強烈的意願參與政治事務（Campbell et al., 1960）。最後，所謂的管道則 是從政治動員的角度來解釋政治參與的差異，強調政治人物、候選人或政黨，
因為需要選票的支持以爭取勝選，往往會動員或號召民眾從事某些政治活 動，故而民眾是否有管道參與或者有沒有被動員參與，是另一個解釋政治參 與的重要因素（Milbrath and Goel, 1977; Wolfinger and Rosenstone, 1980; Rosen- stone and Hansen, 1993）。可是，個人政治參與的資源和技能需要時間來累積，
參與的認知態度也需要社會化來歷練，動員的管道更是組織和人脈的養成過 程，因此不論資源、態度和動員，對個人而言都是相對穩定的，短時間內不 會發生太大的變化，那麼，我們又要如何解釋政治參與行為的短期波動？
相關研究顯示，外在的威脅是進一步刺激人們涉入政治事務的短期因素
（Valentino et al., 2009）。例如，Campbell（2003）和 Miller and Krosnick（2004）
指出不得人心的政策改變或是厭惡的候選人等，會使那些具備資源能力條件
的公民採取政治行動。換句話說，外在威脅開啟了一扇窗，讓具有資源條件 的人有機會去運用技能和資本從事政治活動（Cho et al., 2006）。心理學家發 現，啟動這個機會之窗的機制和情緒密切相關。因為人的大腦有兩種不同的 資訊處理系統，一個是自動、無意識的、快速反應的系統；另一個是意識可 控制、速度較慢且遵循規則與邏輯的系統。接受外部刺激時，這兩個系統不 但同時反應，而且也相互交織，共同對人的決定產生影響（Marcus, 2013）。
換句話說，理性的思考和感性的感受之間的交互作用決定了人對於外在刺激 的回應方式。從這個角度來說，公民的政治判斷和行為也很難脫離情緒的影 響。
根 據Marcus et al.（2000） 的「情感智能理論」（affective intelligence theory，以下簡稱 AIT 理論），人的大腦有雙重信息處理系統：「性格系統」
（disposition system）和「監視系統」（surveillance system），這兩個系統分別 負責產生正面和負面的情緒，藉此協助人們針對外在的環境做出最迅速的反 應。當大腦接收到從事某項工作正向回饋的訊息時，性格系統傾向產生熱 忱、興奮和歡喜的情緒，這類的正面情緒具有強化既有的態度和行為的效 果，使人願意持續從事感興趣的事物，甚至讓人甘願投入更多的努力來達成 預設的目標。成功或獲勝的經驗可以連結到上述正面情緒的產生；相對地，
悲傷與沮喪等負面的情緒則與失敗或挫折息息相關。相關理論主張，悲傷、
沮喪和歡喜、興奮等其實源自於相同的情緒系統，不過它產生的是負面的回 饋。在行為表現上，處於悲傷或沮喪的心理狀態容易讓人中斷腳步、產生放 棄的念頭、接受失敗或設定新目標（Bonanno et al., 2008）。另一方面，AIT 理論主張，當大腦偵測到新的、未預期的或可能會造成威脅的刺激時，監視 系統則會觸發焦慮或恐懼的情緒，恐懼是一種針對危險與生俱來的回應，同 時也是一種透過學習而來的回應能力，因為多數會讓人感到害怕的事物是後 天學習而來的（LeDoux, 1998; Debiec and LeDoux, 2004）。恐懼和焦慮的情 緒一旦啟動，往往會使人暫停進行中的活動，集中注意力在危險的事物上，
並降低對習慣性行為模式的依賴。
在政治上，Marcus 等人在分析「美國國家選舉調查」（American national election study, ANES）的數據時發現，美國選民對於候選人的諸多情緒符合
AIT 理論情緒系統的假設，主要分為「熱忱」（enthusiasm）和「焦慮」（anxi- ety）兩大面向（Marcus, 1988; Marcus and MacKuen, 1993）。與熱忱相關的情 緒包括：對候選人表示認同（sympathy）、有希望（hope）和感到驕傲（proud）； 而焦慮的面向則涵蓋對候選人感到厭惡（disgust）、生氣（anger）和害怕
（afraid）。更重要的是，這兩個情緒系統各有其特殊的政治效果，熱忱不僅 強烈地影響選民對於候選人的偏好，同時刺激民眾在競選期間的政治涉入；
相反地，焦慮則減少人們對政黨暗示（party cue）的依賴，引起關注競選新 聞及主動蒐集資訊的政治學習行為。
然而，將情緒歸類成兩種系統或面向的問題在於，該途徑無法辨別在同 一個面向裡的不同情緒在行為結果上的差異，因為該理論預期來自相同系統 的情緒，例如，恐懼和憤怒，會對人的態度和行為產生相似的影響。這樣的 預期未必符合實際的狀況，害怕的人通常的行為反應是「逃」（flight），生氣 的人則往往是「戰」（fight）。此外，在引發情緒反應的成因部分，二元情緒 系統論能對應到的解釋因素也只能化約為兩類，過度簡化了各種不同情緒的 起因與功能。因此，有別於AIT 理論將不同情緒簡化為兩種情緒系統，「認知 評價理論」（cognitive appraisal theory，以下簡稱 CAT 理論）主張每一個情緒 反應都是某種特定認知或評價作用的結果，而且每一種情緒本身具有獨特的 前因與反應模式（Lazarus, 1991）。Lerner 和 Keltner 指出雖然環境外部的威 脅都是觸發生氣和害怕的共同原因，但如果威脅的來源是可預測的（predict- able）、人為控制的（under human control）且是別人造成的（brought by oth- ers），此時引發的情緒往往是憤怒而非恐懼或焦慮（Lerner and Keltner, 2000;
2001）。此外，在對於威脅的風險評估上，他們也發現感到焦慮或害怕的人傾 向放大風險，誘導避險的（risk-averse）行為；而生氣的人則容易低估風險，
鋌而走險（risk-seeking）。相關經驗研究顯示，經常反覆出現的熟悉威脅
（familiar threat），或者危險訊號的本身有清楚的對象可以究責（blamed），是 導致人們感到憤怒的直接原因（MacKuen et al., 2010; Brader et al., 2011）。在 分析人們對911 事件的感受時，Huddy et al.（2005）發現對 911 事件感到焦 慮的民眾，比較容易感到沮喪並放大威脅的風險，不支持小布希政府的反恐 行動；相反地，生氣的民眾則傾向低估恐怖攻擊的風險，贊成採取強硬的軍
事行動對抗恐怖主義。總結來說，AIT 與 CAT 理論最大的差異在於情緒評估 的面向，前者將情緒系統簡化為正面情緒和負面情緒兩個面向，後者則強調 個別情緒在成因和後果上的差異。由於本研究測量情緒的方式是受訪者針對 候選人自陳式（self-reported）的情緒評估，理論上比較接近 CAT 理論，因 此後續分析採用CAT 的架構，探討個別情緒對於選舉活動參與的影響。
既然情緒是大腦在接收外在訊息之後的即時反應，在某種程度上形塑個 人的判斷和行為，那麼各種情緒在政治參與上有什麼效果呢？首先，在競選 期間，候選人端出政策牛肉、承諾推動民眾期待已久的改革、支持的政黨在 民調中領先，或收看激勵人心的競選廣告等，都可能會觸發熱情或歡喜的正 向情緒（Brader, 2006）。不論是 AIT 理論或 CAT 理論都預期，熱情有助於人 投入持續性的工作，因此當選民越對候選人感到希望，他們越對從事的政治 活動感興趣，參與政治的動能就越高。換句話說，在其他條件不變的情況下，
當選民越對候選人感到希望或懷抱熱忱，參與選舉政治活動的可能性越高。
其次，焦慮的來源主要來自於外部環境中那些未知的（uncertain）威脅刺 激。在競選過程中，會讓民眾感到焦慮的例子很多，像是競選廣告中的衝突 畫面（Brader, 2006）、政治領袖對時局表達不安的看法（Sullivan and Masters, 1988）、從新聞媒體上獲知支持的候選人民調落後等（Valentino et al., 2008）。
就焦慮的政治效果而言，AIT 理論預期感到焦慮或不安的選民，傾向停下腳 步並把關注的焦點轉移至產生不安的事件或人物上，誘發人們蒐集更多的政 治資訊以減少不確定感（Marcus and MacKuen, 1993; Valentino et al., 2008）。
而這些蒐集資訊的行為，像是閱讀相關的議題新聞、了解參選人的政見等，
形成另外一種形式的競選活動參與。換言之，AIT 理論假設在其他條件不變 的情況下，對候選人感到不安和焦慮，也有提升選舉參與的效果。不過，CAT 理論則認為焦慮主要的功能是向個人發出外部環境不確定性與威脅的警訊，
焦慮的情緒雖然可以讓人注意外部的不安因子並讓身體做好行動的準備，但 是當威脅的不確定增加，焦慮的人傾向退縮、不採取行動（Lerner and Keltner, 2000; 2001）。綜合 AIT 和 CIT 理論，焦慮觸發人們對於外在環境的注意力，
但是否採取行動則取決於他們對外部環境的可控制性。據此，在政治參與 上，我們推論焦慮的情緒至少不會讓人們莽撞地採取高成本的政治行動，但
焦慮會促使人們關注造成不安的來源，並收集資訊以減低不確定性，因此可 能會促進低成本型態的政治參與。
最後，儘管憤怒和焦慮都是由外部環境的威脅所觸發，但它們卻有迥異 的行為效果。相較於感受焦慮的人，憤怒的民眾通常比較難以包容其他人的 觀點。此外，憤怒的情緒也容易激發衝動，讓人支持或從事高風險或對抗性 的行為（Brader and Marcus, 2013）。Valentino et al.（2011）結合了實驗法和 ANES 從 1980 到 2004 年的資料，分析焦慮、熱忱和憤怒三種情緒對於民眾 競選活動參與的影響。他們發現焦慮在競選活動參與的作用並不穩定，在實 驗中焦慮的情緒對於政治參與有負面的影響，但在調查資料中該影響卻不顯 著，對民眾參加競選活動產生持續影響的主要因素是熱情和憤怒兩種情緒。
更重要的是，若將競選活動參與分為不需成本和有成本，該研究顯示儘管熱 情和憤怒都會刺激參與，但是憤怒的民眾會更願意從事要付出成本的政治行 動。
參、影響我國民眾政治參與的因素
過去探討影響我國民眾政治參與的相關文獻有兩大特色：第一，多數的 研究集中在投票參與和競選活動參與等傳統的政治活動；第二，與美國的研 究相似，民眾的資源條件、認知動機和動員管道是解釋臺灣選民政治參與差 異的重要原因（陳義彥，1996；陳義彥、蔡孟熹，1997；傅恆德，1994；黃 秀端，1995）。近年來，相關研究逐漸從其他的角度來審視臺灣民眾的政治 參與，產生諸多有趣的發現。大致歸納來說，可以分為從族群政治、性別、
人際網絡及社會資本等觀點來研究我國民眾的政治參與。
首先，以族群的角度來說，其核心議題是為什麼通常處於劣勢社經地位 的少數族群有較高的政治參與？學者們引用政治賦權（political empowerment）
的概念來解答這個問題。據臺灣的經驗研究發現，在客家籍縣市首長執政的 地區，客家群眾有較高的政治信任，且投票參與的程度也較高，而在閩南籍 或外省籍縣市首長執政的地區，客家群眾的政治信任和投票參與程度則偏低
（吳重禮、李世宏，2005）。換句話說，由上而下的政治心理賦權有助於提升
少數族群的參與動機。另一個和社會人口相關的參與因素是性別，臺灣存在 普遍的政治參與性別差異，女性政治參與程度低於男性的主要原因是，她們 一方面受到私領域處境的限制，沒有足夠的資源條件而無法參與，另一方 面，「政治是男人的事」的社會化過程也使得我國婦女不願涉入政治（楊婉 瑩，2007）。
另外一些論文則是延伸參與管道的解釋途徑，從人際網絡和社會資本來 探討我國民眾的政治參與情形。研究發現，臺灣選民的投票參與和競選活動 參與會受到人際網絡的影響產生程度不等的差異，當民眾處在異質性的社會 網絡時，因為受到政治心理矛盾和社會責任感的影響，從事政治活動和投票 參與的程度較低；換言之，交叉壓力網絡猶如沉默螺旋，對民眾的政治參與 有負面的影響（吳重禮等，2006）。另一方面，儘管管道是影響政治參與的 重要因素，但管道未必只限於來自候選人、助選團或政黨的動員，在臺灣，
公民的社會參與，特別是參加那些有政治目的的社團，例如環保或動保團體 等，也會引起民眾關注社會議題，激發公民意識，提升其政治涉入和參與
（林國明，2016）。
最後，隨著我國社會運動的風起雲湧，近期一些研究開始轉移焦點到非 傳統的政治參與，像是太陽花學運、反貪倒扁紅衫軍運動，以及快閃政治運 動。藉由分析網路民調所蒐集到的定群追蹤樣本，蔡佳泓和陳陸輝（2015）
發現臺灣民眾支持太陽花學運的原因是中國因素而非公民不服從。另一項針 對反貪倒扁運動的分析指出，相較於怨懟理論和資源動員理論，理性選擇理 論最能解釋民眾為何參加反貪倒扁運動；而且倒扁運動能夠成功主要歸因於 百元捐款活動，它有效分散抗爭的成本並減少了支持者搭便車的行為（王鼎 銘，2015）。同樣從理性選擇理論出發，林澤民和蘇彥斌（2015）主張行動 電話和網際網路等動員媒介，克服了集體行動問題中的搭便車行為，使得抗 爭運動的參與者可以迅速動員；其跨國與臺灣的經驗研究發現，當行動電話 的普及率與網路的使用率越高，社會抗議事件就越多，可見新傳播媒介具有 推動抗議活動的效果。
綜上所述，解釋臺灣民眾政治參與行為的因素並不限於資源、動機和動 員，越來越多的研究運用不同的學理分析我國民眾的政治參與。不過，迄今
仍未有針對情緒如何影響政治參與的相關探討。因此，在既有的研究基礎 上，我們從情緒的角度切入，檢視影響民眾政治參與的短期因素。儘管情緒 無法完全解釋人們的政治參與，但相較於資源、態度和動員等因素，情緒是 大腦接收外在訊息之後的即時反應，在某種程度上形塑個人的政治判斷和行 為，因此情緒具有提供政治行動參與的短期心理效果。也就是說，當民眾有 充分的資源能力和條件參與政治時，一些對於候選人及其政策感到滿意或不 滿的情緒，可以扮演催化劑的角色，將民眾本身擁有的資源條件轉化成實際 參與的行動。
肆、研究假設、資料來源與變數建構方法
一、研究假設
本研究分析臺灣民眾的政治心理情緒對於選舉相關政治活動參與的影 響。儘管過去的研究主張，選民個人具備的資源條件、認知態度和動員管道 是解釋政治參與程度差異的重要因素，但本文認為民眾對於候選人的情緒提 供了短期的心理動機，具有刺激參與選舉活動的效果。根據文獻，熱情希望 的正向情緒提供行為的動能，有助於人們參與政治；焦慮的情緒則是讓人關 注於外部環境的不安因子，蒐集資訊以降低不確定性，這也是另一種形式的 政治參與行為；而憤怒傾向讓人低估風險，採取立即的行為。因此，我們的 第一個假設是：
H1：在控制個人的資源條件、認知態度和動員管道之後，民眾對於候選人 感受到的情緒：希望、焦慮和生氣，具有提升選舉活動參與的效果。
政治參與的種類並不相同，有些活動像是閱讀選舉公報以瞭解候選人政 見，或收看電視辯論等，選民不需要付出太多時間和金錢成本。相反地，諸 如捐款給政黨或候選人、參與造勢集會等政治活動，所需的成本便大不相 同。儘管我們假設三種情緒都有助於政治參與，但值得注意的是，在不同類 型的選舉活動參與上，不同情緒的影響效果未必相同。延續上節文獻回顧的 討論，熱情或感到希望等正向情緒的主要功能是讓人們持續執行原先既有的
工作，因此，這類情緒理應誘發的是慣常的（habitual）政治參與，而非那種 要付出代價的政治活動。誘發焦慮的因素與外部環境的威脅和不確定性相 關，焦慮的情緒抑制莽撞的行為，其蒐集資訊以降低不確定性的行為效果則 和低成本的政治參與形式相關。最後，憤怒的情緒是針對環境威脅和挑戰的 立即回應，它一方面讓人跳脫既有的、習以為常的行為模式，另一方面也讓 人低估行為的風險和成本。所以三種情緒中，我們認為唯有對候選人感到生 氣才能刺激民眾參與代價較高的政治活動。具體來說，本文假設：
H2a：對候選人感到希望和焦慮，傾向促進民眾參與一些比較靜態且不需成 本的競選活動。
H2b：對候選人感到生氣的情緒，傾向激發民眾參與較為動態且需付出成本 的競選活動。
最後，政治參與的資源條件、認知態度和動員管道是參與的必要條件。
換句話說，缺乏資源技能、動機和管道的人不會參與政治。然而，這並不意 謂擁有資源、富有動機和具備管道的人就會參與政治。事實上，如前所述，
情緒在政治參與中扮演的最重要角色是提供一個短期的心理刺激，促使人們 運用這些既有的資源條件、認知態度和動員管道來從事政治活動。在希望、
焦慮和生氣三種情緒中，由於憤怒是相對最強的心理刺激，因此本文主張在 給予一定程度的資源、認知和管道的情況下，憤怒的情緒具有催化政治行動 的效果。據此，我們假設：
H3：個人資源、動機和動員等因素對於選舉活動參與的影響效果，取決於 民眾是否感到憤怒的情緒。在生氣的選民身上，資源、動機和動員對於參與 的影響效果較強。
二、資料來源及變數建構
本研究的資料來源分別是2012 年及 2016 年的「台灣選舉與民主化調查」
（Taiwan’s Election and Democratization Study，簡稱 TEDS）。兩份調查的研究 母群都是20 歲以上且住在臺灣本島的公民。2012 年的調查是針對民國 101 年
總統與立法委員選舉所進行的選後面訪，總計完成1826 份獨立樣本；2016 年則是針對民國105 年總統和立法委員選舉所進行的選後面訪，成功樣本數 為1690 份。兩份資料經過樣本檢定與加權後，樣本結構與母體無顯著差異，
足以代表全國選民。
在變數測量與建構的部分，本研究的依變數為臺灣民眾在競選期間的政 治參與。TEDS 的問卷是以複選題的方式，請受訪者回答在這次選舉期間，
有沒有從事下列活動：「閱讀選舉公報、閱讀候選人的傳單廣告、觀看候選 人的電視辯論會、擔任候選人或政黨的助選工作人員、參加候選人舉辦的活 動、參加候選人的後援會、提醒親友觀看候選人的電視辯論會、遊說或勸說 別人投票給某位候選人、捐款、購買候選人的周邊紀念品、配戴標誌或懸掛 旗幟、受邀參加造勢活動、主動參加造勢活動、瀏覽候選人的網站」。另外，
我們也加入了投票參與，將逐項活動重新編碼為1 和 0 兩類，1 表示有從事 該項活動，0 表示沒有做該項活動，加總後計算每位受訪者在競選期間參加 了幾項選舉相關的政治活動。該值的範圍介於0 到 15，數值越高代表政治參 與程度越高。
有關民眾情緒的部分，TEDS2012 的測量題目分別是「請問蔡英文的作 風或作法是否讓您生氣？那馬英九呢？那宋楚瑜呢？」「請問蔡英文的作風 或作法是否讓您不放心？那馬英九呢？那宋楚瑜呢？」「請問蔡英文的作風 或作法是否讓您覺得台灣有希望？那馬英九呢？那宋楚瑜呢？」 由於本文 主要分析的是民眾的情緒反應對於政治活動參與的影響，理論上我們預期情 緒反應有助於提升政治參與，跟情緒反應的對象是誰無關，所以在操作上，
我們不論受訪者感到生氣、不放心和有希望的對象是誰，只要有生氣的回應 即編碼為1，沒有則為 0，同樣的編碼方式也應用在不放心和有希望上。在 TEDS2016 的問卷中，測量受訪者情緒的問題略有不同。有別於 2012 年詢問 個別候選人的方式，2016 年的問題是請受訪者從三位總統候選人中挑選一位 感到生氣、不放心或有希望的人。該測量題目是「請問哪一位候選人的作風 或作法最讓您生氣？」「請問哪一位候選人的作風或作法讓您最不放心？」「請 問哪一位候選人的作風或作法最讓您覺得臺灣有希望？」在操作上，我們也 不論感到情緒的對象為何，將上述測量題目的選項編碼為1 和 0，1 表示有
對某位候選人感到情緒，0 則表示都沒有。
主要的解釋變數除了情緒之外，也包含個人的資源條件、認知態度、社 會參與、黨性和動員能力等。在資源條件的部分，主要包括受訪者的收入
（1～10，數值越大代表收入越高）、教育程度（1～5，數值越大教育程度越 高）、年齡（訪問年−出生年），以及是否有全職工作（1=有全職工作，0=沒 有）。測量認知態度的變數包括受訪者的政治知識（0～1，數值越大表示政 治知識越高）、政治資訊（1～7，分數越高代表透過各種媒體關注政治新聞 的頻率越高）、政治興趣（1～4）、政治討論（1～4），以及內╱外在政治效 能感（1～5，數值越大效能感越強）。在社會參與方面，我們用是否為工會 會員（1=是工會成員，0=不是）及是否有宗教信仰（1=有宗教信仰，0=沒 有）來測量民眾的社會參與情況。至於選民的黨性，因為我們預期黨性較強 的民眾有較高的政治參與，所以操作的重點並非民眾認同哪個政黨，而是政 黨認同的強度；據此，本研究將政黨認同重新編碼為1 到 5 的強度指數（1 表示無政黨認同，5 表示具有強烈的政黨認同）。在民眾政治動員方面，則 以是否在競選過程中被拉票來測量（1 代表曾經被拉票，0 代表沒有）。最 後，我們在分析模型中也控制受訪者的性別和省籍，詳細的問卷措辭與變數 建構方式請參考附錄。
伍、描述統計結果
如果把人們參與政治活動的成因簡單區分成長期和短期動機兩類，民眾 對於候選人或政黨的情緒，相較於資源條件、心理意願、社會資本、被動員 情況等，不但在不同的選舉情境下有所差異，而且也容易隨著競選過程產生 變化，屬於促進政治參與的短期動機。若情緒影響選舉政治參與的假設為 真，我們應該可以觀察到，對於候選人有情緒反應的選民，參與的程度應該 高於那些沒有情緒反應者，這是本段落假設檢驗的重點。
表1 呈現 2012 年及 2016 年時，臺灣選民對於候選人的三種情緒反應和 逐項選舉活動參與的交叉分析。為了探討情緒反應對政治參與的影響，下表 主要觀察有情緒反應者參與選舉活動的比例，是否比沒有情緒反應者來得
表1：情緒反應對選舉活動參與的影響 2012年是否對總統候選人感到：2016年是否對總統候選人感到： 生氣不放心有希望生氣不放心有希望 否是否是否是否是否是否是 投票86.890.085.389.972.690.382.387.881.587.476.889.1 閱讀選舉公報35.938.037.037.531.937.832.143.928.144.030.642.8 閱讀候選人的傳單、快報或報刊廣告29.932.828.432.720.432.921.328.919.928.421.727.6 觀看候選人的電視辯論會41.450.440.549.529.249.526.042.022.841.222.840.9 擔任候選人或政黨的助選工作人員或義工0.51.40.41.30.01.30.51.60.61.40.21.6 參加候選人舉辦的活動1.62.50.42.60.92.43.26.82.46.61.76.8 參加候選人的後援會1.23.51.63.20.03.21.52.31.42.30.42.6 提醒親友觀看候選人的電視辯論會2.65.21.25.13.54.61.56.01.45.41.15.5 遊說或勸說別人投票給某位候選人1.27.10.86.50.06.11.75.51.05.31.94.8 捐款0.91.90.41.90.91.70.52.10.22.00.22.0 購買候選人的周邊紀念品0.72.80.02.70.02.50.01.30.01.20.01.2 配戴標誌或懸掛旗幟0.71.10.01.20.01.10.61.50.21.50.21.5 受邀參加造勢活動4.66.23.16.33.56.03.76.33.36.13.65.9 主動參加造勢活動1.24.10.83.80.03.61.74.01.23.80.84.0 瀏覽候選人網站5.88.34.78.21.88.12.911.92.410.93.410.4 註： 細格中數字為有參加各種政治活動的百分比，斜體粗字代表卡方檢定達p<.05的顯著水準。 資料來源：朱雲漢（2015）、黃紀（2018）。
高，因此我們僅摘要報告有進行該項活動的百分比。舉例而言，左上角的第 一個細格顯示，2012 年沒有對候選人感到生氣且有去投票的比例為 86.8%，
而感到生氣且有去投票的比例為90.0%，若比例上的差距達到 p<.05 的水準
（卡方檢定），則以斜體粗字表示。
首先，我們可以觀察到競選時期，臺灣民眾從事較多的政治活動主要為 閱讀選舉公報、閱讀候選人的傳單廣告、觀看候選人的電視辯論，以及投票；
其餘像是擔任義工、參加後援會或造勢大會、捐款給候選人等，參與這些活 動的比例鮮少超過10%。換句話說，臺灣民眾競選期間的政治參與主要還是 以吸收候選人相關資訊的活動為主，對於那些要付出時間、金錢成本或與他 人接觸的活動，一般選民從事的比例則相對低了許多。接著，就情緒反應對 於選舉活動參與的影響而言，我們可以觀察到不論是哪一種情緒，有情緒反 應者參與選舉活動的比例皆高於沒有情緒反應者。在2012 年時，除了幾項 活動之外，例如閱讀選舉公報、擔任候選人或政黨義工、捐款、配戴標誌或 懸掛旗幟，其餘的政治活動，各種情緒反應皆有顯著且程度不等的影響。進 一步來看，可發現不同的情緒對於不同類型的參與影響也不大相似。是否感 受到希望的情緒在投票、閱讀候選人廣告傳單、收看電視辯論等活動上，有 較強的作用，而生氣和不放心這兩種情緒則在要付出成本的活動上，像是參 加候選人舉辦的活動、後援會、購買紀念品等，有較明顯的影響。同樣地，
在2016 年時，不論是哪一種情緒反應，對候選人有情緒者，參與選舉活動 的比例也較沒有情緒者來得高；不過，不同情緒在參與活動類型上的差別則 較不明顯。
透過表1 的分析，有兩點重要的發現：第一，臺灣民眾的選舉參與普遍 集中在收集候選人或政黨訊息或投票等活動上，而相對比較動態的競選活 動，參與的比例相對低了許多。第二，選民對於候選人的情緒反應，無論是 生氣、不安或感受希望，對選舉活動的參與具有明顯的提升作用，相較於沒 有情緒反應的選民，有情緒反應的人參與政治活動的比例大多較高。這個結 果初步驗證本文的第一個假設，亦即在從事政治相關活動方面，情緒反應提 供參與的短期動機，催化並促進人們參與政治的行為。不過，影響民眾參與 政治的因素眾多，情緒和選舉政治參與之間的關聯性是否在控制其他因素下
成立，是下段分析的重點。
陸、統計模型結果
過去針對臺灣民眾政治參與行為的研究大多認為，人們參加政治活動的 關鍵在於，他們是否有足夠的資源參與、他們是否有意願參與，以及是否有 人邀請他們參與；情緒反應在政治參與上的效用則鮮少被提及。以下，本文 探討在控制個人資源條件、心理意願及政治動員等條件下，民眾的情緒反應 對於政治參與行為的影響。
在表2 中，研究的依變數為選民參加「幾種競選政治活動」，3是大於或 等於零的整數，在性質上屬於計次變數，並不適合使用最小平方法的線性迴 歸模型估計（Long, 1997）。一般而言，處理計次變數的分析方法是符合其資 料分佈特性的「卜瓦松迴歸模型」（poisson regression model）。但為了避免依 變數過度離散導致估計偏誤的情形，因此本文後續的分析模型一律採用「負 二項迴歸模型」（negative binomial regression model）。4研究的自變數主要分 為幾個區塊：第一是民眾對於總統候選人作風的情緒反應，包括是否感覺生 氣、不放心和有希望。第二部分是個人政治參與的資源條件，包括收入、教 育程度、年齡和是否有全職工作。第三區塊則是影響參與的心理認知態度，
例如政治知識、媒介使用頻率、政治興趣、政治討論和政治效能感。第四區 塊的兩個變數（是否為工會會員及是否有宗教信仰）5用來測量民眾的社會
3 在0 至15 種選舉活動參與中，2012 年臺灣民眾平均參與 2.38 項選舉活動，其標準差為 1.65；
2016 年臺灣民眾平均參與 2.20 項政治活動，其標準差為 1.63。
4 負二項迴歸模型也是分析一段時間或空間內某事件發生次數的方法，它與卜瓦松迴歸模型
不同之處在於期望值中加入了離散參數α，放寬卜瓦松分配中變異數與平均數必須相等的
均等分散假定。分析時，若α=0 表示資料並沒有過度離散的狀況，模型退回成卜瓦松迴歸
模型（王鼎銘，2015）。
5 不同宗教信仰者參與政治活動可能存在程度不等的差異。舉例來說，陳桂榕（2008）發現 相較於其他宗教信仰者，臺灣的基督教信徒不但政治參與的形式較多元，同時參與也較積 極。因此，在宗教信仰這個變數的處理上，本文也曾將不同信仰者加以區分，並放入迴歸 模型中分析。然而，分析結果顯示不同宗教信仰者在政治參與上並無明顯差異。為考量統 計模型的簡潔性，本文的分析模型仍以有無宗教信仰來處理。
表2：臺灣民眾選舉政治活動參與的負二項迴歸模型
2012 年 2016 年
選舉政治活動參與 選舉政治活動參與
b(s.e.) irr b(s.e.) irr
情緒：
生氣 .013(.044) 1.01 .020(.048) 1.02
不放心 −.006(.055) 0.99 .013(.057) 1.01
有希望 .183(.078)* 1.20 .094(.048)* 1.10
資源條件：
收入 .006(.006) 1.01 .002(.007) 1.00
教育程度 .054(.017)** 1.06 .038(.018)* 1.04
年齡 .007(.001)*** 1.01 .004(.001)** 1.01
全職工作 −.111(.036)** 0.90 −.033(.040) 0.97
心理條件：
政治知識 .356(.059)*** 1.43 .220(.060)*** 1.25
媒介使用頻率 .127(.020)*** 1.14 .104(.024)*** 1.11
政治興趣 .198(.025)*** 1.22 .179(.027)*** 1.20
政治討論 .096(.020)*** 1.10 .124(.024)*** 1.13
內在效能感 .031(.015)* 1.03 .005(.016) 1.01
外在效能感 .017(.015) 1.02 .035(.017)* 1.04
社會參與：
工會會員 .062(.039) 1.06 −.012(.042) 0.99
有宗教信仰 −.036(.038) 0.96 −.013(.041) 0.99
政治認同與動員：
政黨認同強度 .051(.012)*** 1.05 .052(.013)*** 1.05
動員拉票 .259(.033)*** 1.30 .243(.036)*** 1.27
人口學變項：
男性 .001(.034) 1.00 −.036(.036) 0.96
本省客家人 .075(.061) 1.08 .106(.065) 1.11
本省閩南人 .081(.046)+ 1.08 .066(.051) 1.07
常數項： −1.534(.148) 0.22 −1.108(.137) 0.33
模型資訊： ln(α)=−16.65(139.50) ln(α)=−16.89(160.99) α=5.86e−08(8.17e−06) α=4.61e−08(7.42e−06)
樣本數=1680 樣本數=1566
LR Chi2(20)=713.99*** LR Chi2(20)=582.82***
pseudo R2=.115 pseudo R2=.103 註：***表示 p<.001、**表示 p<.01、*表示 p<.05、+表示p<.10。
資料來源：朱雲漢（2015）、黃紀（2018）。
參與情形。第五區塊則是政黨認同強度和政治動員情形。最後則是受訪者性 別、省籍背景等人口學變項。
首先，我們發現在控制民眾的資源條件、心理態度、社會參與及政治動 員之後，情緒變項中的「對候選人感到有希望」具有提升民眾政治參與的顯 著效果。相對地，生氣和不放心兩種情緒，則未達統計上的顯著水準。更仔 細地說，2012 年時，在其他變數固定不變的情況下，對總統候選人感到有希 望者參與選舉活動的平均次數，比沒有感到希望者增加了20%；2016 年時，
感覺有希望者參與選舉相關政治活動的平均次數，則是比沒有感受到希望者 增加了約10%。6儘管情緒並非是影響政治參與最重要的因素，但是和其他 變數相比，情緒對於提升選舉活動參與次數的比例，僅次於屬於心理條件的 政治知識和興趣，以及相關人士的動員拉票，其影響力也不容忽視。在心理 學相關研究中，感覺有希望是對即將發生的事感到興奮或期待的心理狀態，
屬於正向的回饋。這種情緒往往可以使人持續專注在感興趣的事物上，甚至 讓人願意投入更多的努力來達成預設的目標。在政治上，也就是因為候選人 讓民眾感受到希望，才使得民眾願意參與更多的政治活動。換言之，在臺灣 的競選脈絡下，正向的情緒提供了政治上行動參與的短期心理動機，促使人
6 參與選舉活動預測次數增加率的計算方式是，控制其他變數在平均值的情況下，比較有感 受到希望者和無感受到希望者之間，增加了多少百分比的競選活動參與。根據下表可發現，
2012 年沒有感到希望的選民競選活動參與的預測次數為 1.86 次，而感到有希望的選民，平
均參加約2.24 種政治活動。換句話說，相較於沒有感到希望的民眾，感到有希望者的政治
參與量約增加了20%。在 2016 年總統選舉時，情緒（有希望）的影響雖然較弱，但也提升 了約10% 的政治參與量。
2012 年 2016 年
預測次數 標準誤 95%信賴區間 預測次數 標準誤 95%信賴區間
希望：
無希望（0） 1.864 .140 [1.589, 2.139] 1.922 .077 [1.770, 2.072]
有希望（1） 2.239 .039 [2.162, 2.316] 2.111 .046 [2.020, 2.200]
預測次數增加率 20.1% 9.8%
註：（1）根據表 2「臺灣民眾選舉政治活動參與的負二項迴歸模型」計算的預測次數。
（2）預測次數增加率=有希望的預測次數−無希望的預測次數
無希望的預測次數 ×100%。
們在競選期間願意從事較多的政治參與。
在其他的解釋變數方面，沒有意外地，民眾的政治參與受到資源能力、
認知態度和政治動員的影響。就資源條件而言，在2012 年時，個人的年齡 和教育程度與選舉活動參與呈現正相關，表示年紀越大、7教育程度越高的 民眾，參與政治活動的計次次數就越多。此外，在2012 年的模型中，有全 職工作的估計係數顯著小於0，表示有全職工作的人，因為較沒有時間參與 政治，所以從事選舉相關政治活動的次數低於沒有全職工作的人。在2016 年總統選舉的案例中，本文則發現影響政治參與的個人資源條件是教育程度 和年齡；有全職工作的迴歸係數雖然為負，但其效果並不顯著。
接著，在心理認知條件方面，本文的模型顯示政治知識較高、政治興趣 較高、較常和人討論政治事務，以及經常透過媒介吸收政治資訊的人，參與 選舉政治活動的程度明顯較高。比較值得注意的是，民眾的政治效能感，在 兩屆總統選舉的作用並不一致。在2012 年時，內在政治效能感顯著提高民眾 的政治參與，然而在2016 年的選舉中，變成外在政治效能感具有提升政治 參與的效果。最後，政治認同和政治動員對於臺灣民眾的政治參與有相當明 顯且一致的效果。控制其他變數不變的情況下，政黨認同的強度每增加一個 單位，平均而言參與選舉活動的次數傾向增加5%（2012 和 2016 年）；在選 舉期間曾經被黨工、候選人或政黨拉票或動員的民眾，其政治參與的平均次 數則是沒有被動員者的1.30 倍（2012 年）及 1.27 倍（2016 年）。
綜上所述，和既有研究相似的地方是，我們發現民眾個人的資源能力、
心理態度、黨性和政治動員，與政治參與程度息息相關。這反映出參加選舉 相關政治活動主要是「有能力」、「有錢」、「有閒」、「有意願」和「被動員」
的人在做的事。相對地，和過去研究不同的地方是，在臺灣的競選脈絡下，
我們發現民眾對於候選人的情緒反應，特別是希望的感受，也會影響參與選 舉相關政治活動的多寡，心理上「有熱忱」的選民有較高程度的政治參與行 為。
7 本文曾在模型中加入年齡平方的變數，來檢視年齡和政治參與之間的關係究竟是線性關係
還是倒U 形的曲線關係，結果發現年齡平方不但統計上不顯著且係數值非常小。因此，表
2 的分析並未納入年齡平方。
上面的分析初步確認了情緒對於政治參與的影響。然而，政治參與活動 的種類繁多，屬性也不完全相同。民眾從事的選舉活動中，有些不需要投入 太多的時間精力，也不需要與他人接觸；有些活動則既要付出一定的成本，
同時也涉及和他人的互動，相對而言，要從事這些活動的困難度提升不少。
接下來，我們試圖了解對於那些困難度較高的政治參與活動，是否需要更強 烈的情緒來支持。因此，本文假設感覺「希望」的主要作用在於提升那些不 需要付出成本的選舉活動參與，而對候選人感到「生氣」則刺激民眾參加要 付出成本的選舉相關政治活動。
在操作上，我們將選舉活動參與區分成廉價的和有成本的政治參與兩 類。廉價的選舉參與包括「投票」、「閱讀選舉公報」、「閱讀候選人的傳單或 廣告」、「觀看候選人的電視辯論會」及「瀏覽候選人網站」；有成本的選舉活 動參與則包括「配戴標誌或懸掛旗幟」、「擔任候選人的義工」、「參加候選人 的活動」、「參加後援會」、「提醒親友觀看電視辯論會」、「遊說別人投票給某 位候選人」、「捐款」、「購買紀念品」、「受邀參加造勢大會」和「主動參加造 勢大會」。8操作上，我們分別將選項加總，檢視民眾在競選期間參加了幾項 廉價的或有成本的政治活動。2012 年廉價選舉活動參與的值域介於 0～5，平 均值為2.09，標準差為 1.22；有成本的選舉活動參與的最小值為 0，最大值 為10，平均值和標準差分別是 0.29 和 0.84。而在 2016 年的樣本中，廉價選 舉參與的平均值和標準差為1.93 和 1.21，付出成本的選舉參與的平均值和標 準差則為0.27 和 0.84。藉由對選舉期間民眾政治參與活動的分類，以下主要 探討不同的情緒反應，是否在不同類型的政治參與上具有不同的效果。由於 分析的依變數是民眾參與幾項廉價（或有成本）的選舉活動，性質上仍屬計 次變數，因此我們延續上節使用的負二項迴歸模型，估計係數如表3 所示。
就三種情緒的影響效果而言，2012 年分析模型的結果和本文的假設一 致。也就是在控制個人資源條件、心理態度等變數之後，我們發現「希望」
的情緒反應對於廉價的政治參與具有正面提升的效果；而對於候選人感到
8 2012 年廉價的和有成本的政治參與的 Cronbach alpha 信度統計量分別為 0.512 和 0.691；
2016 年該值分別為 0.507 和 0.695。
表3：情緒對於廉價及有成本的選舉政治活動參與的負二項迴歸模型
2012 年 2016 年
廉價的政治參與 有成本的政治參與 廉價的政治參與 有成本的政治參與
b(s.e.) b(s.e.) b(s.e.) b(s.e.)
情緒：
生氣 −.009(.047) .386(.188)* .025(.051) −.061(.193) 不放心 −.041(.057) .496(.270)+ .015(.060) .125(.240) 有希望 .189(.080)* .239(.362) .064(.050) .474(.214)*
資源條件：
收入 .002(.007) .033(.023) .006(.007) −.008(.025) 教育程度 .066(.018)*** .018(.065) .039(.019)* .125(.070)+ 年齡 .005(.001)*** .017(.005)** .003(.001)* .017(.006)**
全職工作 −.073(.038)+ −.297(.132)* −.022(.043) −.261(.158)+ 心理條件：
政治知識 .359(.063)*** .353(.222) .233(.065)*** .034(.235) 媒介使用頻率 .107(.022)*** .214(.075)** .092(.026)*** .262(.088)**
政治興趣 .157(.027)*** .660(.104)*** .146(.029)*** .412(.105)***
政治討論 .046(.022)* .363(.072)*** .066(.026)* .497(.091)***
內在效能感 .013(.016) .087(.053) .016(.017) −.055(.062) 外在效能感 .017(.016) .041(.056) .036(.018)* −.026(.063) 社會參與：
工會會員 .035(.042) .249(.139)+ −.045(.045) .198(.156) 有宗教信仰 −.001(.040) −.297(.143)* −.015(.043) .013(.168) 政治認同與動員：
政黨認同強度 .028(.012)* .209(.044)*** .024(.014)+ .250(.051)***
動員拉票 .178(.035)*** .822(.120)*** .169(.039)*** .787(.134)***
人口學變項：
男性 .008(.036) −.096(.127) −.025(.039) −.203(.140) 本省客家人 .074(.065) .147(.219) .111(.069) .063(.257) 本省閩南人 .078(.050) .078(.167) .060(.054) .068(.201) 常數項： −1.178(.156) −8.115(.649) −.883(.146) −6.692(.597) 模型資訊： ln(α)=−25.79 ln(α)=.109*** ln(α)=−24.53 ln(α)=.508***
α=6.33e−12 α=1.115*** α=2.21e−11 α=1.663***
樣本數=1680 樣本數=1680 樣本數=1566 樣本數=1566 LR Chi2(20)=390.5 LR Chi2(20)=362.9 LR Chi2(20)=325.5 LR Chi2(20)=280.8 pseudo R2=.071 pseudo R2=.160 pseudo R2=.065 pseudo R2=.140 註：（1）依變數：參加幾項廉價（有成本）的政治活動。
（2） 細格中的數值為負二項迴歸模型估計的迴歸係數，***表示 p<.001、**表示 p<.01、
*表示 p<.05、+表示p<.10。
資料來源：朱雲漢（2015）、黃紀（2018）。
「生氣」和「不放心」的情緒則傾向促使民眾從事有成本的政治活動。這個結 果顯示不同的情緒所激發的政治參與類型有所差異，儘管正面和負面的心理 反應都可以刺激人們參與政治，但是正面的情緒主要增強的是投票、閱讀選 舉公報或吸收政治訊息等成本較為低廉的活動；相對地，在那些要付出成本 或實際與人互動接觸的政治活動方面，生氣的負面情緒則比較能夠使人化憤 怒為行動，承擔參與的成本，投入一些困難度較高的選舉相關政治活動。不 過，值得注意的是，這樣的結果並非穩定，2016 年的分析結果並不符合我們 的假設。在廉價政治參與的模型中，三種情緒變數皆不顯著；而在要付出成 本的參與模型中，有顯著影響的情緒是希望而非生氣。造成這個不符合預期 的現象的可能原因有幾點：首先，2016 年總統選舉誰輸誰贏的態勢在選前就 已經很明顯，不管是支持勝選者或敗選者，選民在可以預期到最終選舉結果 的情況下，參與選舉相關政治活動的可能性會降低，9導致情緒可以發揮的 空間較少，所以在投票、讀選舉公報或看電視辯論等無成本的政治參與上，
情緒的效果皆不顯著。其次，在2016 年的樣本中，生氣的情緒之所以沒有 提升需付出成本的參與的主要原因在於，雖然人民普遍對執政黨不滿，但這 些憤怒的情緒未必透過傳統的政治參與或參加競選活動的方式來表達。很可 惜地，在TEDS 的問卷中沒有測量民眾參加遊行、示威等非傳統政治參與的 題組；如果有這些測量問題的話，或許可看出「憤怒」的情緒有催化民眾走 上街頭的影響效果。
在其他的控制變數方面，不論是廉價的或有成本的政治參與，個人的資 源條件、認知態度、黨性和動員仍是影響民眾參加選舉相關活動的重要因 素。在個人資源條件的部分，民眾的年齡在四個模型中都有顯著的正向影 響，反映年齡越大，參與廉價或有成本的政治活動的平均次數越多。此外，
因為廉價的政治參與中有閱讀選舉公報、閱讀候選人傳單文宣等，因此教育 程度在廉價的政治參與上具有顯著效果。不論是廉價的或有成本的選舉參 與，有全職工作的影響皆為負向，表示工作壓縮民眾參與政治活動的時間。
至於選民個人的認知態度，我們發現選民的媒介使用頻率、政治興趣和政治
9 2016 年總統選舉的投票率只有 66.27%，創下歷年臺灣大選投票率最低的紀錄。
討論頻率在四個模型中都有一致性的正向影響，因此不論是廉價的或要付出 成本的政治參與，選民的政治涉入感都扮演相當重要的角色。最後，模型中 也發現，不論是哪一種類型的參與，政治動員皆有顯著的影響，在競選過程 中有被候選人、政黨或相關人士拉票的民眾，相對於沒有被動員者，參與的 平均次數顯著較高。
最後，我們進一步檢視「希望」和「生氣」的情緒是否和個人政治參與 的技能、資源、態度等產生交互作用效果。換句話說，我們假設在民眾具有 一定程度的參與能力和條件的情況下，希望和生氣的情緒能夠進一步激發人 們的參與。下表4 我們將個人的資源條件、認知態度、社會參與及政治認同 與動員全部重新編碼為0 到 1 的變數，然後加總後平均合併為一個「公民自 願參與指數」的變數。10在模型中我們分別加入這個變數與兩種情緒的交互 變項，藉此檢視這個結合了資源、能力和心理態度的綜合指標對於政治參與 的影響，是否在不同的情緒反應上具有差別。
表4 呈現負二項迴歸交互變項模型的估計結果。跟一般模型的解讀方式 不同，在交互變項模型中，由於變數之間已交叉相乘，所以我們不能夠單從 表格的估計係數或顯著性來詮釋資料結果。舉例來說，在2012 年廉價的政 治參與模型中，感覺有希望的係數估計值為0.727，但該值顯示的是當公民 自願參與指數為0 時的估計值。同樣的道理，公民自願參與綜合指數的估計 係數顯示的是當選民沒有感到希望時（有希望=0）的估計值。因此以下本 文採用預測次數圖來詮釋交互變項模型的結果。
下圖1–1 顯示的是 2012 年時，民眾從事廉價的選舉政治活動的預測機 率圖。橫軸是公民自願參與綜合指數；三角形標記的虛線是當選民沒有對候 選人感到希望時，公民自願參與指數這個變數所預測的參與次數；而圓形標 記的實線則是當選民感到有希望時，該指數估計的廉價型政治參與的預測次 數。從圖中可以發現，對於感到希望和沒有感到希望的選民來說，當參與的 綜合指數上升時，其參與廉價選舉活動的機率也隨之增加，因此不論民眾是
10 公民自願參與指數值的範圍介於 0～1 之間，2012 年的平均值為 0.48，標準差為 0.13，
2016 年的平均值為 0.46，標準差為 0.13。
表4：情緒與公民自願指數的交互變項模型
2012 年 2016 年
廉價的政治參與 有成本的政治參與 廉價的政治參與 有成本的政治參與 b(s.e.) b(s.e.) b(s.e.) b(s.e.) 情緒：
生氣 .046(.045) .192(.792) .036(.049) .092(.660) 不放心 −.018(.056) .702(.275)* .090(.057) .452(.241)+ 有希望 .727(.294)* .393(.370) .443(.166)** .638(.213)**
資源態度動員：
公民自願指數 2.918(.616)*** 6.225(1.287)*** 2.385(.309)*** 5.421(1.066)***
交互變項：
公民自願×希望 −1.167(.630)+ −.735(.342)*
公民自願×生氣 .555(1.406) .047(1.235)
人口學變項：
男性 .036(.033) −.122(.125) −.034(.036) −.222(.139) 本省客家人 .023(.063) .065(.234) .137(.068)* .126(.267) 本省閩南人 .037(.048) .016(.178) .076(.053) .210(.206) 常數項： −.913(.293) −5.974(.786) −.689(.150) −5.124(.563) 模型資訊： ln(α)=−25.74 ln(α)=.790*** ln(α)=−24.32 ln(α)=1.041***
α=6.63e−12 α=2.204*** α=2.73e−11 α=2.832***
樣本數=1759 樣本數=1759 樣本數=1637 樣本數=1637 LR Chi2(8)=238.3 LR Chi2(8)=220.1 LR Chi2(8)=245.7 LR Chi2(8)=158.8 pseudo R2=.042 pseudo R2=.094 pseudo R2=.047 pseudo R2=.077 註：（1）依變數：參加幾項廉價（有成本）的政治活動。
（2） 細格中的數值為負二項迴歸模型估計的迴歸係數，***表示 p<.001、**表示 p<.01、
*表示 p<.05、+表示p<.10。
資料來源：朱雲漢（2015）、黃紀（2018）。
否感受到希望，資源、態度和動員的綜合指數都會顯著提升廉價的選舉參 與。但值得注意的是，當公民參與指數小於0.5 時，兩條線的 90% 信賴區間 並未重疊，表示在民眾缺乏參與的資源條件的情況下，感覺到有希望的民眾 參與廉價選舉活動的預測次數，顯著高於沒有感覺到希望的群眾。換句話 說，當民眾從事政治參與的資源條件與動能不足時（低於中間值0.5），有希 望的正面情緒是另外一種途徑，透過情緒反應產生的正向回饋，提供了短期 的心理誘因，增加人們參與選舉政治活動的可能。
