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l C h engchi U ni ve rs it y 第四章 研究結果 第一節 樣本結構

社會變遷調查五期四次大傳組問卷以台灣地區年滿 18 歲及以上之中華民國 國民為抽樣母體，並以台灣地區戶籍資料檔為抽樣名冊，利用分層等機率三階段 抽樣法抽出受訪對象。樣本結構如表 4-1。

從表 4-1 中得知，1,980 位受訪者中，男性有 1,004 人，佔 50.7%，女性有 976 人，佔 49.3%。受訪民眾平年齡為 47.2 歲，其中，20-29 歲的民眾有 397 人，

佔 20.1%，30-39 歲的民眾有 326 人，佔 16.5%，40-49 歲的民眾有 382 人，佔 19.3%，

50-59 歲的民眾有 398 人，佔 20.1%，60 歲以上的民眾有 477 人，佔 24.1%。在 教育程度方面，小學以下教育程度的民眾有 476 人，佔 24.0%，國中教育程度的 民眾有 238 人，佔 12.0%，高中高職教育程度的民眾有 517 人，佔 26.1%，大學 教育程度的民眾有 258 人，佔 13.0%，碩博士教育程度的民眾有 99 人，佔 5.0%。

表 4-1：2008 年台灣地區社會變遷調查計畫調查第五期第四次大眾傳播組樣本分 析

變項 類目 人數 百分比

性別 男 1004 50.7

女 976 49.3

年齡

20-29 歲 397 20.1

30-39 歲 326 16.5

40-49 歲 382 19.3

50-59 歲 398 20.1

60 歲以上 477 24.1

平均數 47.2

教育程度

小學以下 476 24.0

國（初）中 238 12.0

高中、高職 517 26.1

專科 258 13.0

大學 392 19.8

碩、博士 99 5.0

N=1980

第二節 假設檢驗

壹、檢驗假設一

本研究的第一個預測假設為受訪者會傾向評估電視政論性談話節目對其他 人的負面影響較大，對自己的負面影響較小。

本研究測量（1）對自己的負面影響（2）對其他人的負面影響的方法，是請 受訪者評估電視政論性談話節目是否會對「自己」和「其他人」在（1）對政治 不信任，（2）對政治充滿無力感，（3）對台灣的政治環境感到失望三個層面產生 負面影響。

表 3-5（見 p.88）呈現測量方法的結果，受訪者普遍認為，電視政論性談話 節目對自己（平均數=3.35，標準差=1.22）在對政治不信任方面的負面影響較小，

對其他人（平均數=3.91，標準差=.89）在對政治不信任方面的負面影響較大。

其次，電視政論性談話節目對自己（平均數=3.60，標準差=1.19）在對政治充滿 無力感方面的負面影響較小，對其他人（平均數=3.90，標準差=.88）在對政治 充滿無力感方面的負面影響較大。最後，電視政論性談話節目對自己（平均數

=3.67，標準差=1.21）在對台灣的政治環境感到失望方面的負面影響較小，對其 他人（平均數=3.95，標準差=.88）在對台灣的政治環境感到失望方面的負面影 響較大。本研究將對政治不信任、對政治充滿無力感和對台灣的政治環境感到失 望等三個題項合併計算後發現，受訪者認為，電視政論性談話節目對自己（平均 數=3.54，標準差=1.05）的負面影響較小，對其他人（平均數=3.92，標準差=.80）

的負面影響較大。

在表 4-2 的初步分析中，本研究以 paired t 檢定測量結果，結果顯示電視政 論性談話節目在對政治不信任方面的負面影響認知上，自己與其他人之間的差異

（t=-18.80，p<.001），已經達到統計上的顯著水準。其次，電視政論性談話節目 在對政治充滿無力感方面的負面影響認知上，自己與其他人之間的差異

（t=-11.87，p<.001），也已達到統計上的顯著水準。最後，電視政論性談話節目 在對台灣的政治環境感到失望方面的負面影響認知上，自己與其他人之間的差異

（t=-11.30，p<.001），亦已達到統計上的顯著水準。本研究將對政治不信任、對 政治充滿無力感和對台灣的政治環境感到失望等三個題項合併計算後發現，「對 自己的負面影響」與「對其他人的負面影響」之間的差異（t=-16.67，p<.001），

結果同樣也達到統計上的顯著水準。

從以上的測量結果顯示，受訪者認為電視政論性談話節目對自己的負面影響 較小，對其他人的負面影響較大，本研究的第一個假設獲得有力的支持。

表 4-2：電視政論性談話節目對自己、其他人的負面影響之 paired t 檢定

第三人效果變項名稱 負面效果認知差異的 paired t 檢定 自己 其他人 t 值 電視政論

性談話節 目的負面

影響

對政治不信任 3.35(1.22) 4.01(.85) -18.80***

對政治充滿無力感 3.60(1.19) 3.98(.85) -11.87***

對台灣的政治環境感到失望 3.68(1.21) 4.04(.84) -11.30***

合併計算 3.54(1.04) 4.01(.77) -16.67***

註：1. 表中括號前的數字為平均數，括內的數字為標準差。

2. N=1980。

3. 用 paired t 檢定分析電視政論性談話節目對「自己與其他人」間的差異，均達到統計上 p<.001 的水準。

4. ***p<.001。

貳、檢驗假設二

本研究的第二個假設預測受訪者若認為電視政論性談話節目的社會需要性 越低，第三人效果認知越大。

為驗證這個假設，本研究進行了一次相關分析（correlation analysis）。從表 4-3 的測量方法得知，電視政論性談話節目的社會需要性和第三人效果認知間，

呈現負相關（r=-.10，p<.01），代表受訪者認為社會越不需要電視政論性談話節 目，第三人效果認知越大，亦即電視政論性談話節目對別人影響的認知和對自己 影響的認知間，兩者差距越大。

從以上相關係數的測量結果可以顯示，受訪者認為社會越不需要電視政論性 談話節目，第三人效果認知將越大，本研究假設二也獲得有力的支持。

表 4-3：電視政論性談話節目的社會需要性與第三人效果認知之相關矩陣

變項名稱 第三人效果認知

1 電視政論性談話節目的社會需要性 -.10**

註：**p<.01（two-tailed）。

参、檢驗假設三

本研究的第三個假設預測政治注意程度越高的受訪者，越傾向認為電視政論 性談話節目對自己及其他人產生的負面影響較大。

從表 4-4 的測量方法得知，對政治的注意程度和對自己的負面影響，呈現正 相關（r=.09，p<.01），代表受訪者對政治的注意程度若越深，越傾向認為電視政 論性談話節目對自己的負面影響越大。不過，對政治的注意程度和對其他人的負 面影響，兩者相關並不顯著（r=.05，p>.05）。

從以上相關係數的測量結果可以顯示，對政治的注意程度若越深的受訪者，

電視政論性談話節目對自己的負面影響就越大，但對政治注意程度的高低，和電 視政論性談話節目對其他人的負面影響相關不顯著，於此本研究假設三只獲得部 分證實。

表 4-4：政治注意程度與第三人效果變項（對自己的負面影響、對其他人的負面 影響）的相關矩陣

變項名稱 對自己的負面影響 對其他人的負面影 響

1 政治注意程度 .09** .05 註：**p<.01（two-tailed）。

肆、檢驗假設四

本研究的第四個假設預測政治自我效能感越高的受訪者，越傾向認為電視政 論性談話節目對自己及其他人的負面影響較小。

為驗證這個假設，本研究首先進行了一次相關分析，分析結果如下：

一、相關分析

本次驗證假設的相關分析是驗證電視政論性談話節目「對自己的負面影 響」、「對其他人的負面影響」和第三人效果認知與政治自我效能感間的相關程度

（見表 4-5）。本次相關分析共輸入第三人效果變項（對自己的負面影響、對其他 人的負面影響和第三人效果認知）和政治自我效能感（內在政治自我效能感、外 在政治自我效能感）變項。

表 4-5 呈現第三人效果變項（對自己的負面影響、對其他人的負面影響和第 三人效果認知）與政治自我效能感（內在政治自我效能感、外在政治自我效能感）

的相關矩陣。

受訪者的內在政治自我效能感和對自己的負面影響，雖然呈現正相關

（r=.04，p>.05），但相關性並不顯著，並未達到統計上的顯著水準。而受訪者的 外在政治自我效能感和對自己的負面影響間，兩者則呈現顯著的負相關（r=-.12，

p<.001），意即受訪者的外在政治自我效能感越低，越傾向認為電視政論性談話 節目對自己的負面影響越大。

而在對其他人的負面影響方面，相關分析的結果顯示，受訪者的內在政治自 我效能感和對其他人的負面影響，呈現顯著的正相關（r=.07，p<.01），也就是受 訪者的內在政治自我效能感越高，越傾向認為電視政論性談話節目對其他人的負 面影響越大，達到統計上的顯著水準。其次，受訪者的外在政治自我效能感和對 其他人的負面影響，呈現顯著的負相關（r=.-16，p<.001），相關係數表示受訪者 的外在政治自我效能感越低，越傾向認為電視政論性談話節目對其他人的負面影

響越大。

其次，在第三人效果認知方面，不論第三人效果認知與內在政治自我效能感

（r=-.03，p>.05）或是第三人效果認知與外在政治自我效能感（r=.02，p>.05），

均並未達到統計上的顯著水準。

從相關係數的結果可以得知，內在政治自我效能感和「對自己的負面影響」

間的相關並不顯著，卻與「對其他人的負面影響」有顯著正相關，表示受訪者的 內在政治自我效能感越高，越傾向認為電視政論性談話節目對其他人的負面影響 越大。而外在政治自我效能感方面，外在政治自我效能感和「對自己的負面影響」

及「對其他人的負面影響」則均呈現顯著的負相關，pearson 相關係數顯示，外 在政治自我效能感越低的受訪者，越傾向認為電視政論性談話節目對自己和其他 人的負面影響越大。因此，本研究的第四個假設，僅獲得部分證實。

表 4-5：第三人效果變項（對自己的負面影響、對其他人的負面影響和第三人效 果認知）與內在政治自我效能感及外在政治自我效能感的相關矩陣

1 2 3 4 1 內在政治自我效能感

2 外在政治自我效能感 .21***

3 對自己的負面影響 .04 -.12***

4 對其他人的負面影響 .07** -.16*** 42***

5 第三人效果認知 -.03 .02 -.72*** .33***

註：**p<.01，***p<.001（two-tailed）。

二、迴歸分析

為了更進一步驗證假設四，本研究同時進行三次階層迴歸分析（hierarchical

regression analysis），個別分析檢驗內在政治自我效能感和外在政治自我效能感是 否能成為預測「對自己的負面影響」、「對其他人的負面影響」和第三人效果認知 的顯著變項。

在這三次的階層迴歸分析中，第一層均輸入性別、年齡、教育程度和政黨傾 向等人口變項，第二層輸入報紙閱讀時間、電視收視時間和電視政論性談話節目 收視等媒介收視變項，第三層輸入電視政論性談話節目的社會需要性和政治注意 程度變項，最後一層輸入政治自我效能感變項（外在政治自我效能感和內在政治 自我效能感）。

表 4-6 第一列（column）數字呈現第一次迴歸分析的結果，依變項是「對自 己的負面影響」，可以看出在第一層的人口變項中，教育程度（Beta=.02，P>.05）

和政黨傾向一（Beta=.05，P>.05）都無法預測對自己的負面影響；而性別

（Beta=-.11，p<.01）、年齡（Beta=-.10，P<.01）和政黨傾向二（Beta=.08，P<.05）

則都是預測對自己的負面影響之顯著變項，表示男性傾向認為電視政論性談話節 目對自己的負面影響越小，而年齡越大的人，則越傾向認為電視政論性談話節目 對自己的負面影響越小，政黨傾向越傾向泛綠的受訪者，越傾向認為電視政論性 談話節目對自己的負面影響越大。

第二階層輸入媒介收視變項，結果顯示不論是報紙閱讀時間（Beta=.02，

P>.05），電視收視時間（Beta=.02，P>.05），或是電視政論性談話節目收視

（Beta=.01，P>.05）都無法顯著預測電視政論性談話節目對自己的負面影響，三 個變項均不具顯著的預測力。

第三階層輸入電視政論性談話節目的社會需要性和政治注意程度變項，結果 顯示，電視政論性談話節目的社會需要性（Beta=.08，p<.05）和對政治的注意程

度（Beta=.09，p<.05），都是預測對自己負面影響的有力變項，也就是說，受訪 者若認為社會越需要電視政論性談話節目，或是對政治的注意程度越高，就越傾 向認為電視政論性談話節目對自己的負面影響越大。

第四階層輸入政治自我效能感變項。外在政治自我效能感在對自己的負面影 響上，有顯著的預測力（Beta=-.14，p<.001），表示外在政治自我效能感越高的 受訪者，越傾向認為電視政論性談話節目對自己的負面影響越小，不過，內在政 治自我效能感在對自己的負面影響上（Beta=.02，P>.05），則不具預測力。

表 4-6 第二列數字呈現第二次迴歸分析的結果，依變項是「對其他人的負面 影響」。從表 4-6 中可以看出，在第一層的人口變項中，性別（Beta=-.11，P<.01）、

年齡（Beta=-.09，p<.05）和教育程度（Beta=.07，P<.05）都是預測對其他人負 面影響的顯著變項，表示男性傾向認為電視政論性談話節目對其他人的負面影響 越小，年齡越大的人，越傾向認為電視政論性談話節目對其他人的負面影響越 小，而教育程度越高的人，則越傾向電視政論性談話節目對他人的負面影響越 大。政黨傾向一（Beta=-.04，P>.05）和政黨傾向二（Beta=-.02，P>.05）則都不 是預測對其他人負面影響的有力變項。

第二階層輸入媒介收視變項，結果和第一次迴歸分析相同，顯示不論是報紙 閱讀時間（Beta=.06，P>.05），電視收視時間（Beta=.01，P>.05），或是電視政論 性談話節目收視（Beta=-.00，P>.05），都無法顯著預測電視政論性談話節目對其 他人的負面影響，三個變項依然均不具顯著的預測力。

第三階層輸入電視政論性談話節目的社會需要性和政治注意程度變項，結果 顯示，對政治注意程度是預測對其他人負面影響的有力變項（Beta=.10，p<.05），

的負面影響越大。不過，電視政論性談話節目的社會需要性變項（Beta=.00，P>.05）

無法預測對其他人的負面影響。

第四階層輸入政治自我效能感變項。外在政治自我效能感在對其他人的負面 影響上依然具有顯著的預測力（Beta=-.14，p<.001），表示外在政治自我效能感 越高的受訪者，越傾向認為電視政論性談話節目對其他人的負面影響越小。和第 一次迴歸分析相同，內在政治自我效能感在對其他人的負面影響上（Beta=.03，

P>.05），同樣不具預測力。

表 4-6 第三列數字呈現第三次迴歸分析的結果，依變項是「第三人效果認 知」。從表 4-6 中可以看出，只有政黨傾向一（Beta=-.08，p<.05）、政黨傾向二

（Beta=-.10，p<.01）和電視政論性談話節目的社會需要性（Beta=-.08，p<.05）

三個變項，是預測第三人效果認知的顯著變項，也就是政黨傾向越偏向泛藍或是 政黨傾向越偏向泛綠的受訪者，第三人效果認知差距就越小，以及受訪者若越認 為社會需要電視政論性談話節目，第三人效果認知差距就越小。

此外，不論是第一層的其餘人口變項（性別、年齡、教育程度）、第二層的 媒介收視變項，第三層的政治注意程度變項及第四層的內在、外在政治自我效能 感變項，均不是預測第三人效果認知的變項。

從以上三次的階層迴歸分析顯示，外在政治自我效能感可以顯著預測電視政 論性談話節目對「自己的負面影響」和「對其他人的負面影響」，但並不能預測 第三人效果認知，也就是外在政治自我效能感越高，越傾向認為電視政論性談話 節目對自己的負面影響和對其他人的負面影響小，而內在政治自我效能感則均無 法顯著預測電視政論性談話節目對「自己的負面影響」和「對其他人的負面影響」

及第三人效果認知。本研究的第四個假設得到部分證實。

表 4-6：人口變項、媒介收視變項、電視政論性談話節目的社會需要性、政治注 意程度及政治自我效能感對第三人效果變項和第三人效果認知的階層迴歸分析

第三人效果變項

變項名稱

分析 1 對自己的 負面影響

分析 2 對其他人的

負面影響

分析 3 第三人效果

認知 第一階層（人口變項）

性別（男性） -.11** -.11** .02

年齡 -.10** -.09* .04

教育程度 .02 .07* .04

政黨傾向一（支持泛藍） .05 -.04 -.08*

政黨傾向二（支持泛綠） .08* -.02 -.10**

Adjusted R²增加 .03 .02 .01 第二階層（媒介收視變項）

報紙閱讀時間 .02 .06 .03

電視收視時間 .02 .01 -.01

電視政論性談話節目收視 .01 -.00 -.01 Adjusted R²增加 .01 .01 .00 第三階層

電視政論性談話節目的社會需要性 .08* .00 -.08*

對政治的注意程度 .09* .10* -.02 Adjusted R²增加（政治自我效能感） .01 .00 .01 第四階層

內在政治自我效能感 .02 .03 .00

外在政治自我效能感 -.14*** -.14*** 04 Adjusted R²增加 .02 .02 .00

Total Adjusted R² .07 .04 .02

註：1. 各變項的編碼如下：性別（0=女，1=男）；教育程度（1=小學以下，2=國（初）中，3=

高中、高職，4=專科，5=大學，6=碩士、博士）；政黨傾向一（0=其他，1=泛藍）；政黨傾向二

（0=其他，1=泛綠）；電視政論性談話節目收視（1=完全不看，2=幾乎不看，3=很少看，4=有時 看，5=經常看）；對政治的注意程度（1=非常不注意，2=不太注意，3=普通，4=有些注意，5=

非常注意）；內在政治自我效能感、外在政治自我效能感（1=非常不同意，2=不同意，3=無所謂 同意或不同意，4=同意，5=非常同意）。

2. 表格內的 Beta 值，是所有變項均輸入迴歸方程式後的最後迴歸方程式的 Beta 值。

3. *p<.05，**p<.01，***p<.001。

依 變 自 項

變 項

伍、檢驗假設五

本研究的第五個預測假設為受訪者認為，電視政論性談話節目對自己及其他 人的負面影響越大，越傾向支持限制電視政論性談話節目；受訪者的第三人效果 認知越強，越傾向支持限制電視政論性談話節目。

為驗證這個假設，本研究先進行了一次相關分析，相關分析結果如下：

一、相關分析

本研究的相關分析是檢驗電視政論性談話節目「對自己的負面影響」、「對其 他人的負面影響」和第三人效果認知與「支持限制電視政論性談話節目」的相關 程度（見表 4-7）。本次相關分析共輸入第三人效果變項（對自己的負面影響、對 其他人的負面影響和第三人效果認知）和支持限制電視政論性談話節目變項。

表 4-7 呈現第三人效果變項（對自己的負面影響和對其他人的負面影響和第 三人效果認知）與支持限制電視政論性談話節目的相關矩陣。

相關分析的結果顯示，在第三人效果變項方面，「對自己的負面影響」和「對 其他人的負面影響」均與支持限制電視政論性談話節目呈現正相關（r=.32，

p<.001； r=.27，p<.001），代表受訪者認為電視政論性談話節目對自己及其他人 的負面影響越大，越傾向支持限制電視政論性談話節目。而第三人效果認知則與 支持限制電視政論性談話節目呈現負相關（r=-.17，p<.001），表示訪者的第三人 效果認知差距越小，就越傾向支持限制電視政論性談話節目。

從相關係數的結果可以得知，受訪者認為電視政論性談話節目對自己和其他 人的負面影響越大，越傾向支持電視政論性談話節目，而受訪者的第三人效果認 知差距越小，也越傾向支持限制電視政論性談話節目。本研究的第五個假設獲得 證實。

表 4-7：第三人效果變項（對自己的負面影響、對其他人的負面影響）、第三人 效果認知與支持限制電視政論性談話節目的相關矩陣

1 2 3 1 對自己的負面影響

2 對其他人的負面影響 .42***

3 第三人效果認知 -.72*** .33***

4 支持限制電視政論性談話節目 .32*** 27*** -.17***

註：***p<.001（two-tailed）。

二、迴歸分析

為了更進一步驗證假設五，本研究同時進行兩次階層迴歸分析，個別分析檢 驗「對自己的負面影響」、「對其他人的負面影響」和第三人效果認知能否成為預 測「支持限制電視政論性談話節目」的顯著變項。

在這兩次的階層迴歸分析中，第一層均輸入性別、年齡、教育程度和政黨傾 向等人口變項，第二層輸入報紙閱讀時間、電視收視時間和電視政論性談話節目 收視等媒介收視變項，第三層輸入電視政論性談話節目的社會需要性和政治注意 程度變項，第四階層輸入政治自我效能感變項（外在政治自我效能感和內在政治 自我效能感），最後一層輸入第三人效果變項。

表 4-8 第一列數字呈現第一次迴歸分析的結果，依變項是「支持限制電視政 論性談話節目」。可以看出在第一層的人口變項中，性別（Beta=.00，P>.05）、教 育程度（Beta=-.02，P>.05）這兩個人口變項，均無法顯著預測支持限制電視政 論性談話節目。而年齡（Beta=.09，p<.05）、政黨傾向一（Beta=.10，p<.01）和 政黨傾向二（Beta=.07，p<.05）則可以顯著預測支持限制電視政論性談話節目，

表示年齡越大者，越傾向對電視政論性談話節目進行限制，政黨傾向越傾向泛藍 的受訪者，越傾向對電視政論性談話節目進行限制，政黨傾向越傾向泛綠的受訪 者，也越傾向對電視政論性談話節目進行限制。

第二階層輸入媒介收視變項，結果顯示報紙閱讀時間（Beta=.00，P>.05）和 電視收視時間（Beta=.01，P>.05）都無法顯著預測支持限制電視政論性談話節目，

而電視政論性談話節目收視（Beta=-.08，P<.05）則可以顯著預測支持限制電視 政論性談話節目，表示越不常收看電視政論性談話節目的受訪者，越傾向對電視 政論性談話節目進行限制。

第三階層輸入電視政論性談話節目的社會需要性和政治注意程度變項，迴歸 分析的結果顯示，電視政論性談話節目的社會需要性（Beta=-.05，p>.05）不是 預測對電視政論性談話節目進行限制的顯著變項，不過，對政治的注意程度

（Beta=.18，p<.001），則可以顯著預測支持限制電視政論性談話節目，表示對政 治越注意程度越高的受訪者，就越傾向對電視政論性談話節目進行限制。

第四階層輸入政治自我效能感變項，結果顯示，內在政治自我效能感

（Beta=.10，P>.01）可以預測對電視政論性談話節目進行限制，表示內在政治自 我效能感越高的受訪者，越傾向對電視政論性談話節目進行限制，而外在政治自 我效能感（Beta=-.04，P>.05）則並無法顯著預測支持限制電視政論性談話節目，

外在政治自我效能感變項對支持限制電視政論性談話節目並不具預測力。

在第一次的迴歸分析中，第五階層只輸入「對自己的負面影響」和「對其他 人的負面影響」這兩個變項為預測變項。結果發現，「對自己的負面影響」是預 測支持限制電視政論性談話節目的顯著預測變項（Beta=.25，P<.001），代表受訪 者認為電視政論性談話節目對自己的負面影響越大，越傾向支持限制電視政論性 談話節目。而「對其他人的負面影響」（Beta=.11，P<.01），同樣也是預測支持限 制電視政論性談話節目的顯著預測變項，代表受訪者認為電視政論性談話節目對 其他人的負面影響越大，也越傾向支持限制電視政論性談話節目。

表 4-8 第二列數字呈現第二次迴歸分析的結果，依變項是「第三人效果認 知」。迴歸分析的結果可以看出，在第一層的人口變項中，政黨傾向一（Beta=.10，

p<.01）和政黨傾向二（Beta=.07，p<.05）都是預測支持限制電視政論性談話節 目的有力變項，代表政黨傾向越傾向泛藍者，就越傾向支持限制電視政論性談話 節目，以及政黨傾向越傾向泛綠者，也越傾向支持限制電視政論性談話節目。性 別（Beta=-.03，P>.05）、年齡（Beta=.06，p>.05）和教育程度（Beta=-.01，P>.05），

這三個人口變項，則均無法顯著預測支持限制電視政論性談節目。

第二階層輸入媒介收視變項，結果與第一次和第二次迴歸分析相同，顯示不 論是報紙閱讀時間（Beta=.02，P>.05）和電視收視時間（Beta=.02，P>.05）都無 法顯著預測支持限制電視政論性談話節目；不過電視政論性談話節目收視

（Beta=-.08，P<.05）則可以顯著預測限制電視政論性談話節目，亦即越不常收 看電視政論性談話節目的受訪者，越傾向針對電視政論性談話節目進行限制。

第三階層輸入電視政論性談話節目的社會需要性和政治注意程度兩變項，迴 歸分析的結果顯示，對政治的注意程度（Beta=.21，p<.001）是預測支持限制電

支持對電視政論性談話節目進行限制。而電視政論性談話節目的社會需要性

（Beta=-.05，p>.05），則無法預測支持限制電視政論性談話節目。

第四階層輸入政治自我效能感變項，結果顯示，內在政治自我效能感

（Beta=.11，P<.01）和外在政治自我效能感（Beta=-.08，P<.05），都是顯著預測 支持限制電視政論性談話節目的變項，表示內在政治自我效能感越高的受訪者，

越傾向對電視政論性談話節目進行限制，而外在政治自我效能感越高的受訪者，

則越不傾向限制電視政論性談話節目。

在第二次的迴歸分析中，第五階層只輸入「第三人效果認知」這一變項做為 預測變項。迴歸分析的結果發現，「第三人效果認知」亦是預測支持限制電視政 論性談話節目的顯著預測變項（Beta=-.14，P<.001），代表受訪者的第三人效果 認知差距越小，就越傾向支持限制電視政論性談話節目。

以上兩次階層迴歸分析顯示，「對自己的負面影響」和「對其他人的負面影 響」和第三人效果認知三個第三人效果變項均可以顯著預測支持限制電視政論性 談話節目，當受訪者覺得電視政論性談話節目對自己和其他人的負面影響越大，

越傾向限制電視政論性談話節目，而受訪者的第三人效果認知差距越小，就越傾 向支持限制電視政論性談話節目。本研究的第五個假設得到明確的支持。

表 4-8：人口變項、媒介收視變項、電視政論性談話節目的社會需要性、政治注 意程度、政治自我效能感及第三人效果變項對支持限制電視政論性談話節目的階 層迴歸分析

支持限制電視政論性談話節目

變項名稱 分析 1 分析 2

第一階層（人口變項）

性別（男性） .00 -.03

年齡 .09* .06

教育程度 -.02 -.01

政黨傾向一（支持泛藍） .10** .10**

政黨傾向二（支持泛綠） .07* .07*

Adjusted R²增加 .02 .02 第二階層（媒介收視變項）

報紙閱讀時間 .00 .02

電視收視時間 .01 .02

電視政論性談話節目收視 -.08* -.08*

Adjusted R²增加 .00 .00 第三階層

電視政論性談話節目的社會需要性 -.05 -.05

對政治的注意程度 .18*** .21***

Adjusted R²增加 .03 .03 第四階層

內在政治自我效能感 .10** .11**

外在政治自我效能感 -.04 -.08*

Adjusted R²增加 .01 .01 第五階層（第三人效果變項）

對自己的負面影響 .25*** －

對其他人的負面影響 .11** －

第三人效果認知 － -.14***

Adjusted R²增加 .08 .02

Total Adjusted R² .14 .08

註：1. 各變項的編碼如下：性別（0=女，1=男）；教育程度（1=小學以下，2=國（初）中，3=

高中、高職，4=專科，5=大學，6=碩士、博士）；政黨傾向一（0=其他，1=泛藍）；政黨傾向二

（0=其他，1=泛綠）；電視政論性談話節目收視（1=完全不看，2=幾乎不看，3=很少看，4=有時 看，5=經常看）；對政治的注意程度（1=非常不注意，2=不太注意，3=普通，4=有些注意，5=

非常注意）；內在政治自我效能感、外在政治自我效能感（1=非常不同意，2=不同意，3=無所謂 同意或不同意，4=同意，5=非常同意）。

2. 表格內的 Beta 值，是所有變項均輸入迴歸方程式後的最後迴歸方程式的 Beta 值。

3. —表示迴歸分析中並未輸入該變項。

4. *p<.05，**p<.01，***p<.001。

依

變 項 自 變

項