The Electoral Effects of Party Candidate Evaluations
in the 2004 Presidential Election in Taiwan*
Summary
This paper aims to investigate the unique effects of party candidate evaluations in the 2004 presidential election in Taiwan, both on individual vote choice and on overall election outcome.With the application of Multi-Stage Block Causal Recursive Model of voting developed by Miller & Shanks in The New American Voter,the research indicated two major findings as follows.First of all, in general, Chen, Shui-bian (DPP party candidate) enjoyed more advantages on the comparative evaluations of candidates than did his competitor Lien Chan (KMT party candidate), and had a visible but small effect on vote choice.Second, the favorable evaluations of Chen, however, were less contribution to the aggregate election outcome due to the estimate that only about additional 5,000 votes or 0.04% will be incurred as a result of the candidate effects.The electoral effects of party candidate evaluations, therefore, may not be as strong as usually supposed.The research results are not decisive but confined in the voting model assumptions, in the use of post-election data, and the omission of the undecided voters’ potential voting preferences.All the factors will vibrate the degree of certainty of our research conclusions.
候選人評價的選舉效應---以2004年總統選舉為例*
中文摘要
本文主要目的在探討候選人評價此一因素在2004年總統選舉中可能發揮的純粹選舉效應。本研究採預測增進法的分析策略，並運用「多階段區塊因果順序投票模型」，來分析候選人評價因素對於選民投票行為與選舉結果的影響。在使用TEDS2004P的選後調查獨立樣本並暫不考慮未表態樣本的研究脈絡下，本研究發現，整體來說，陳水扁確實較連戰擁有較佳的「候選人評價」優勢，但此一優勢所發揮的選票利益並不如一般想像中的大。分析結果顯示，候選人評價的純粹選舉效應雖是可見但卻是相當有限，只幫助陳水扁多增加約五千張的選票(0.04%)。本研究分析結果只是一個暫時的結論，分析模型的假定、選後調查資料的使用、以及未表態受訪者的排除等因素，都影響了本研究結論的確定程度。
關鍵詞：多階段區塊因果順序投票模型、候選人評價、ATE
壹、研究問題
自民國八十年以降，候選人因素在台灣行政首長選舉中的重要性似乎有逐漸被看重的趨勢。從八十二年的縣市長選舉（陳義彥，1995），八十三年的省市長選舉（梁世武，1994；劉義周，1996；傅明穎，1998），八十五年首次辦理的總統民選（黃秀端，1996；劉念夏，1996），八十六年的縣市長選舉（劉念夏，2000），一直到八十九年的總統選舉（盛治仁，2000），相關研究都指出候選人評價及其相關概念，不但可以在相當程度上解釋選民的投票抉擇，並且能夠作為選舉預測的有效指標。無論是候選人的人格特質評價、形象評價、解決問題能力的評價或是情感溫度計評價，不同的測量方式皆指出候選人因素在選舉研究中有其不容忽視的運用價值。尤其是，當研究者將選民的候選人評價與其意識形態等政治態度變數作一結合後，更能掌握台灣地區選舉競爭的核心（洪永泰，2001）。
雖然候選人評價的選舉影響力逐漸受到重視，但國內學者黃秀端（1996：126）指出，選民對於「候選人形象」和「候選人能力」之評估其實會受到選民預存傾向的影響，這些因素包括政黨認同、政黨滿意度、議題立場與選民個人背景變數。另外，有關候選人總體評價的衡量指標---情感溫度計（thermometer feeling），盛治仁也認為（2000：94），情感溫度計是一個綜合了政黨認同、議題立場及候選人特質的指標，雖然可以有較高的預測能力，但並不能將其視為解釋投票行為的重要變數。
顯然的，藉由一般調查分析所得出關於候選人評價的選舉效應，並非是候選人評價本身所散發出來的「純粹」(unique)影響力，而是一種「混合」（mixed）影響力，其中摻雜了許多候選人本身條件以外的因素，例如選民的政黨認同、政策偏好…等其他因素的影響 。因此，本研究的第一個研究焦點是：如何去除這些預存因素的影響，以求得候選人評價的「純粹選舉效應」？
另外，The New American Voter一書的作者Miller & Shanks（1996：11-12）曾指出，在進行有關選舉效應之分析時，研究者最好能夠清楚區辨「個體層次的投票抉擇」（individual voting choice）效應，以及「總體層次的選舉結果」（aggregate election result）效應，方屬完整。鑒於國內既有的經驗研究多著重候選人評價因素對於選民「投票行為」（或選舉預測）的影響力，然對於其可能發揮的「選票效應」並未作進一步探究。因此，本研究的第二個研究焦點便是：分析候選人評價此一因素，在選民投票抉擇層次以及選舉結果層次上的純粹影響力。
以下先簡述候選人評價此一概念的內涵以及其選舉效應的相關研究文獻；而後介紹本研究所使用的資料來源、分析策略、分析模型以及估計候選人選舉效應的分析步驟與統計方法；接著呈現陳水扁與連戰兩人在民國九十三年總統選舉時的候選人評價面貌；然後針對陳水扁與連戰，進行候選人評價的選舉效應分析，先分析其單純的雙變數影響關係（未排除其它變數的影響下），再探索候選人評價的純粹選舉影響力（排除其它變數的影響後），並分別呈現其在個體層次與總體層次上的純粹選舉效應；最後，總結本文的分析結果並說明其限制。
貳、選舉中的候選人評價
一、候選人評價的概念內涵
談到「候選人評價」（Candidate Evaluations），其意涵是指：「選民在綜合其所認知候選人的相關政治事件後所做出的評價」（傅明穎，1998：203）。此義雖明，但不同研究者卻有相異的指涉對象。例如，傅明穎（1998）將候選人評價等同於「候選人形象」（Candidate Images）；黃秀端（1996：109）則認為候選人評價應是指選民對於候選人的「整體評估」（Global Evaluations），而候選人形象其實是與「候選人個人特質」（Personal Qualities）兩者同義；她更進一步指出，除了「候選人個人特質」（即：候選人形象）、「候選人評價」外，尚有所謂的「候選人能力評估」(Candidate Capabilities)，代表著選民對於候選人處理各項國家問題的能力評估。為了方便分析，本文對於候選人評價的概念界定，係以最寬鬆的方式將前述三種指涉對象皆涵蓋進來，不僅指涉「候選人的總體評價」、也包括「候選人的人格特質評價」以及「候選人的能力評價」。
有關「候選人的總體評價」，在實務上係指以情感溫度計的方式來測量喜不喜歡某一候選人的程度，其方式是請受訪者在0-10分(或0-100分)的尺度上打一個分數，並以此分數代表受訪者對於候選人的總體評價。前面說過，此一總體評價的性質並不單純，其中隱含了受訪者的政黨認同、政策偏好等政治態度的成分。在「候選人的人格特質評價」部分，Miller & Shanks（1996: 416-417）分析美國NES自1980-1992年美國總統選舉的測量問卷，透過因素分析後將之歸納為四大面向： “competence”, “effectiveness”, “integrity”, “empathy”，每一面向下可以涵蓋一些相近的特質，共九項人格特質[1]。Miller & Shanks（1996: 417）認為，不單是總體評價，即連選民的人格特質評價同樣也會受到其它變數的影響，是在其它變數影響下的一種經驗印象累積評價。至於「候選人的能力評價」主要是測量選民對於候選人解決國內外重大問題（如經濟、失業、教育、醫療、外交、國防…）的能力評價，其詢問的問題面向常隨不同的選舉年而有一些變動。
二、候選人評價因素在選舉中的重要性
候選人評價在選舉中的重要性，可以從兩個層面來看，「呈現面」（presentation）與「影響面」（impacts）。「呈現面」指涉的是選舉過程中「候選人中心政治」（candidate-centered politics）的興起，指的是在選舉過程中，政黨與媒體不斷將關注焦點放在候選人身上的一種現象。「影響面」指的是選民的候選人評價逐漸在選舉投票的過程中扮演舉足經重的角色（Mughan, 1993）。
對英美兩國來說，候選人中心政治的現象自1970年代以後便逐漸浮出檯面。其原因主要來自1970年代以後英美兩國階級投票的逐漸式微、政黨動員力量的逐漸衰弱、以及大眾媒體的廣散傳布等因素，使得選舉中的候選人因素變得愈來愈重要。另外，在選舉影響面，愈來愈多人相信，政治選票市場與好萊塢娛樂市場並無二致，都是需要依靠超人氣的明星發揮其領袖魅力，才能吸引民眾的廣泛支持；政黨的政綱政策或過去的執政表現並非是影響選情的關鍵因素，候選人的個人魅力才是影響選民投票以及選舉結果的重要因素（Denver, 1989; Wattenberg, 1991; Kavanagh, 1992）。
然而，上述看法卻受到一些質疑，英國學者Anthony King 列舉了一些持懷疑態度者的看法（King, 2002:12-14）。首先，大部分的政黨都會提名外在形象條件不差的候選人代表政黨參選，在候選人彼此條件差異不太的情況下，很難說候選人因素能夠產生什麼實質的效果。其次，即使候選人因素能夠對於選民個人產生某些影響力，但當綜合考慮所有選民的偏好時，其影響力也可能因為抵銷效果（canceling-out effect）而消於無形。第三，調查訪問資料所呈現出來的候選人效應很有可能是虛偽的，因為受訪者在回答問題時，傾向以候選人因素作為回答的捷徑（shortcut），避免從事較複雜的、有關政黨或政策等面向的思考，以減少自身的思考負荷。
三、候選人評價選舉效應的經驗研究掃描
就經驗研究的證據來看，候選人評價的影響力也是各說各話，不管是實施內閣制的英國或是總統制的美國，候選人的選舉效果在其自身國家內部皆不一致。
英國由於實施內閣制，在此方面的研究焦點主要是放在政黨領袖（party leader）（同時也是其所在選區的候選人）的選舉影響力身上。Butler & Stokes（1974）針對英國1960年代的國會選舉研究顯示，政黨領袖的選舉影響力是存在的，但很容易被政策議題等其它短期事件所蓋過。Graetz & McAllister針對1979年大選的結論是，選民對於政黨領袖的評價對於其投票抉擇有其實質影響力，甚至超越了政黨認同的影響力（Graetz & McAllister,1987a）。為了更系統化地探討Oct. 1974、1979以及1983三次選舉中的政黨領袖效應，Graetz & McAllister進而劃分了兩種不同層次的選舉效應：個人層次的投票抉擇以及總體層次的選舉結果，兩人得出的結論是：「政黨領袖對於個人投票行為的確有其影響力（即使在控制了其他變數的影響後），但對於選舉結果的影響卻是邊際的，不具有決定性的力量」（Graetz & McAllister,1987b：500）。不過，同樣是面對1983年大選，Bean & Mughan（1989）的研究卻指出，政黨領袖對於選民的投票抉擇以及選舉結果皆有相當大的影響力。到了1987年大選，Stewart & Clarke （1992）的研究顯示，在控制政黨認同因素後，政黨領袖的形象評價在個人投票層次上仍有相當大的選舉效應，甚至超越經濟評估以及政策議題等因素。
一些綜合數次英國大選的經驗研究，也呈現不同的面貌。Mughan (1993)的研究指出，當選民的政黨認同逐漸下滑時，候選人因素就愈顯得重要，特別是在1987與1992年英國兩次國會大選中更是如此。不過，Crewe & King (1994a, 1994b)的研究則指出，從1964到1992年的數次國會大選，政黨領袖的選舉影響力，在總體選舉結果上幾乎不具關鍵性的力量，無法改變整個選舉結果，只有在勝負得票差距極為接近的1964與Feb. 1974兩次選舉，勉強有可能扭轉選情。另外，Clarke and Stewart (1995)研究英國1979到1992年期間政黨領袖的聲望與其所政黨支持度的關係發現，內閣首相的政治聲望對於政黨支持度的消長，皆有其相當大的短期與長期效果。
對於1997年英國國會選舉，John Bartle等人的研究顯示，選民對於政黨領袖的比較評估，不管是在個體投票層次或總體選舉層次，其所能發揮的角色皆不大，對於選民投票預測的增進性，在控制了其他影響因素後，無法有太多貢獻（Bartle, et al.,1998; Bartle and Crewe, 2002）。然而關於2001年大選，在最近出版的Political Choice in Britain一書中，Clarke et al.,（2004）等一些學者的結論是，「在個體投票抉擇層次上，選民對於政黨領袖的評價，有其相當強的效果」（sizable and strong effects）（p.118）。
總的來說，就英國選舉研究的經驗來看，政黨領袖的選舉影響力，並不如一般人所想像的那麼大，候選人因素很少能夠發揮強大的選舉效應，也很少能夠成為決定選舉的關鍵力量（King, 2002: 30）。
另外，候選人效應侷限性的經驗研究，不僅限於英國，一些國家亦同樣呈現候選人因素在總體選舉結果上的有限性或是不穩定性，不管是紐西蘭的國會選舉(Bean, 1993)、法國的國會選舉(1965-1995)、德國聯邦議會的選舉(1961-1998)、加拿大的國會選舉(1965-2001)、甚至是蘇聯解體後成立的新興國家俄羅斯(1996-2000)，許多經驗研究都指出候選人的魅力或人格特質，並無法扭轉整個選舉的態勢(King, 2002)。
或許有人會認為，英國因屬內閣制國家，競選的過程本來就偏向政黨取向，候選人因素的重要性自然難以凸顯，如果換成是美國，由於其總統制的政治環境，候選人的選舉效應可能會與英國或其它內閣制的國家大大不同。此種說法頗合乎一般人的想像，也得到早期一些經驗證據的支持（例如：Stokes, 1966; Kelley & Mirer, 1974; Miller et al., 1986; Rosenberg et al., 1986; Rahn, et al., 1990）。不過，Miller & Shanks等人的研究（Miller & Shanks, 1982; Shanks & Miller, 1990; Shanks & Miller 1991; Miller & Shanks, 1996）卻有不同的看法。他們兩人在詳細探討了自1980到1992年以來美國總統選舉中的候選人效應後，兩人得到的最後結論是：候選人人格特質因素對選民投票行為及選舉結果的影響，是「可見但非常有限的」(visible-but limited )(Miller & Shanks,1996:428)。
歸納來說，候選人評價的選舉效應研究到目前為止學界並無一定的共識，候選人評價的選舉效應會依不同的選舉種類、不同的分析策略、不同的分析層次、甚至不同的資料來源而產生不同的結論，很難找出一個通則加以涵蓋，也很難加以比較。研究者在看待不同的研究結果時，應要了解該研究結論係在何種研究脈絡下所得出，方能有一大體的掌握。以下即說明本研究的資料來源、分析策略、分析模型以及選舉效應的估計步驟。
參、研究方法
一、資料來源
本研究所使用的資料來源為【國科會「選舉與民主化調查」三年期研究規劃：民國九十三年總統大選民調案(TEDS 2004P)】中的獨立樣本。該獨立樣本在2004年總統大選後，於2004年的六月下旬至九月下旬透過訪員面訪的方式，得到有效樣本1823份。為了增加成功樣本的代表性，研究小組另針對性別、年齡、教育程度、與抽樣之「地理區域」進行加權，使成功樣本能夠更加符合母體的結構，本研究各項分析數據均為加權後之統計結果。
二、分析變數的界定
本研究所欲分析的主要自變數為候選人評價。有關候選人評價因素，在TEDS 2004P的調查中約可分成三大部分：候選人的人格特質評價、候選人（解決問題）的能力評價，以及候選人的總體評價。候選人的人格特質評價部分(VJ1 ~VJ5a)，包括「魄力」、「清廉不貪污」、「誠信（有信用）」、「瞭解民眾需要」、以及「具有親和力（平易近人）」等五項，此五個面向的測量尺度皆為「非常xx」、「有點xx」、「不太xx」、「一點也不xx」，用來測量陳水扁與連戰在此五項特質上的選民評價。
候選人的能力評價（VK1~VK10a）則包括了「促進省籍與族群和諧」、「維持政局穩定」、「促進經濟發展」、「消除黑金政治」、「提升台灣國際地位」、「推動民主改革」、「改善社會治安」、「促進兩岸關係和平發展」、「解決失業問題」、「處理教育改革」等十項重大問題，以「非常有能力」、「有能力」、「不太有能力」、「毫無能力」之方式，用來測量陳水扁這組候選人與連戰這組候選人在此十項問題上的選民評價。
至於候選人的總體評價部分，TEDS 2004P的調查係使用「情感溫度計評分」（feeling thermometer score）的測量方式，請受訪者針對四位正副總統候選人（陳水扁、呂秀蓮、連戰、宋楚瑜）分別給予0-10分的評分。比較特別的是，該調查除了使用「喜歡分數」（VK12~K12d）的總體評價外，另亦增加了「放心分數」（VK11~VK11d）的測量，供研究者比較分析之用。
分析的自變數，則是指受訪選民在調查訪問中所回答的投票對象，但本研究只分析明確表達投票意向（投給陳水扁或投給連戰）的受訪樣本。
三、分析策略與分析模型的設定
(一) 分析策略：預測增進法
本研究係使用「預測增進法」（Improved-Prediction）來估計候選人評價對選民投票行為以及選舉結果的影響。「預測增進法」的分析邏輯是，假設研究者知道一個選民所參與的社群團體、價值觀、意識型態、政黨偏好、社經發展的感受、執政政府的表現、以及政策議題立場等一些可能影響該選民投票行為的變數後，預測增進法接下來要問的是，在考慮（排除）上述這些相關變數的影響後，候選人評價這個因素，對於選民的投票抉擇能夠增加多大的預測（或解釋）性（King, 2002:18-19）？
(二) 分析模型：多階段區塊因果順序模型
預測增進法法係基於Campbell et al.,(1960) 在The American Voter一書中的「漏斗因果模型」(Funnel of Causality)，並經由Miller & Shanks兩人在British Journal of Political Science三篇文章的發展（Miller & Shanks, 1982; Shanks & Miller, 1990,1991），最後總結於The New American Voter一書（Miller & Shanks, 1996），以所謂的「多階段區塊因果順序模型」（Multiple-Stage Block Causal Recursive Model）的面貌來呈現。此模型假定，選民的政治偏好是經由長期的演化過程而來，有其相當大的連續性。如就投票的政治偏好來說，選民在早期階段所預存的政治態度定向，例如政黨認同、政治價值、意識形態等因素，在相當程度上會影響後期階段的政策偏好、施政評價、候選人評價等，並會影響其對於競選資訊的接受態度，最後形成其投票抉擇。而選民既存政治態度是源自於選民更早期的人口社會特徵。
多階段區塊因果順序模型的第一步工作，是將性質相近且因果順序關係[2]不易釐清的自變數放在同一個區塊(Block)；其次，界定不同區塊之間的因果順序(Causal Order)，並且假定，在前一階段(Stage)的區塊變數會以遞歸(Recursive)的方式影響後一階段區塊變數的表現。在這樣的假定下，The New American Voter一書，將整個投票行為的抉擇過程分成八大影響變數並以六個階段的「區塊順序模型」[3] (Block Recursive Model)來分析美國選民在1992年總統選舉的投票行為。
(三) 本研究的分析模型
根據上述的說明，本研究用來分析候選人選舉效應的分析模型列如圖1。
筆者將TEDS2004P調查資料中的問卷題目，選擇性地將其分成八大區塊，每個區塊中包括了許多性質相近且因果順序不易清楚分隔的解釋變數。此一投票模型的假定是，選民的人口社經特徵（Block1）會影響其政治態度的形成，包括政黨認同、族群意識與統獨立場等（Block2）。這些相對而言較穩定的人口特徵與政治態度，會繼而影響選民對於經濟生活條件的評估（Block3）、以及對於民進黨政府施政表現的評價（Block4），甚至對於藍綠政黨形象的評價（Block5）。前述的因素（Block 1-5）會纏繞在一起影響選民對於候選人的能力評價（Block 6）與特質評價（Block7）。最後，前述所有的這些因素（Block1-7）匯聚起來會產生一個對於候選人的總體評價（Block 8），最終決定了其投票行為。
如果以候選人人格特質評價（Block 7）為分析的自變數（independent variable），則在其之前的的所有變數（Block 1~Block6）皆為其前置變數（prior variables），在其之後的總體評價變數（Block 8）為其中介變數（intervening variable），選民的投票抉擇則為依變數（dependent variable）[4]，此一區塊因果順序分析模型的設定[5]，基本上決定了筆者對於候選人評價的選舉效應估計。以下進一步說明此一選舉效應的估計步驟。
四、候選人評價選舉效應的估計
步驟一：進行自變數與依變數的數值轉換。
此一步驟的工作主要是將分析所需的變數轉換成適合OLS迴歸分析[6]所用。在實際進行候選人評價選舉效應之分析時，筆者沿用Page & Jones（1979）等人的看法，以「候選人的比較評價」（Comparative Evaluation）此一概念作為分析的起點。此一比較評估，不僅可包括候選人在各項正面評價與負面評價上的差距，也可包括候選人在情感溫度計上的評分差距（Page & Jones，1979/1984：107）。分析的主要自變數係指候選人評價差距，不管是五項人格特質評價、或是十項能力評價、亦或是總體評價，皆指「陳水扁與連戰的評價差距分數」[7]（值域範圍均由-2到+2）。評價差距分數如為「正值」，表示受訪者對於陳水扁某項特質的評價「高」過連戰，差距分數如為「負值」，代表受訪者對於陳水扁的評價「低」於連戰；差距分數如為「零」，表示在某項特質上，受訪者對於陳水扁或連戰的評價「沒有差異」，兩人一樣好(或一樣差)。
至於依變數，則是指選民的投票對象，+1代表投給陳水扁，-1代表投給連戰，未去投票、投廢票或未明確表達投票意向者，皆不予納入分析樣本。明確表達投票意向的受訪者，共1337個樣本，占全部受訪樣本(1823)的73.3%。投票依變數的平均數，則代表著陳水扁與連戰在分析樣本中的民調投票支持率差距。
步驟二，計算特定自變數對於投票依變數的「雙變數總效果」（Bivariate Total Effect）。
選擇所欲解釋的自變數（例如：候選人的清廉評價），並將該自變數與依變項進行雙變數的相關分析（Bivariate relationship）。經此步驟所得之統計參數（例如：簡單迴歸分析中的迴歸係數b），即為該自變數對於投票所產生的「雙變數總效果」（Bivariate Total Effects），這是一個沒有控制其它任何前置變數下所得到的一個雙變數效果（Davis, 1990: 37）。
步驟三，計算特定自變數對於投票依變數的「估計總效果」（Apparent Total Effects，簡稱ATE）（個體層次的選舉效應）。
在步驟二所得之雙變數總效果，其實並不能反映該自變數對於投票的實際淨效果，因為在該自變項因果順序之前的某些前置變項，會產生一些混淆效果（confounding effects），進而誇大了該解釋變數對投票的實際影響力。為了去除這些前置變項的影響，研究者必須進行前置變數的統計控制[8]。經過統計控制後所得之統計參數（例如：複迴歸分析中的迴歸係數b），即為該自變數對於投票所產生的「估計總效果」（Apparent Total Effects）[9]。此一ATE值即代表自變數對於投票行為的純粹影響力（unique effect），代表了該特定自變數在個體層次上的選舉效應大小。
值得一提的是，ATE的係數值代表的是一種「平均效果」（average effects）、是一種「保守的估計」(conservative interpretation)，代表的是自變數對於依變數所可能發揮的「至少」（minimum）影響力。而且，ATE應該被視為一種影響效果的「近似估計值」（approximation），而非是一種「確定值」(decisive proof) (Miller & Shanks,1996:196 & 205-209)。
步驟四，計算特定自變數對於實際選舉結果的影響力（總體層次的選舉效應）。
除了探討特定自變數對於個人投票抉擇的影響外，筆者尚希望進一步探究其對選舉結果所可能產生的影響力。
以候選人的魄力評價為例，分析的第一步是先求出魄力評價變數的平均數，代表整體受訪選民在該變數上的意見分布趨勢。如果魄力評價變數的平均數趨向正值，表示陳水扁在該項變數上的整體民意上呈現有利趨勢，平均數如果趨向負值則反之。分析的第二步是將魄力評價變數的ATE值乘上其平均數，就邏輯上來說，此一處理方式即可得到魄力評價變數對總體選舉結果的貢獻。不過，Miller & Shank認為，變數的「原始平均數」（raw mean）並不是一個可以信賴的測量指標，因為其中許多成分是來自於因果順序模型中前置變數的影響，所以，研究者必須作進一步的精緻化處理，排除前置變數的影響，以「調整平均數」（adjusted mean）來代替變數的「原始平均數」，才能更真實地得知該變數在全體選民中的意見趨勢。Miller & Shank認為，將變數的調整平均數乘上其ATE值，才是衡量變數對於總體選舉結果貢獻的正確做法[10]。魄力評價對選舉結果的影響力可以進一步換算為實際的選票數，以清楚呈現其在總體層次的選票效應。
Miller & Shanks（1996：12）另提到，在個體層次（投票抉擇）產生強大影響力的變數，並不必然意味著其在總體層次（選舉結果）上也能產生強大的影響力。當總體選民的意見分布呈現「均勢狀態」（evenly balanced）時，候選人評價的「個體優勢」即無法轉換成「總體利益」；另外，當總體意見「明顯有利」（Skewed to favor）某一特定候選人時，即使在個體層次影響力不大的變數，亦可產生可觀的選舉效應。
五、統計方法的選用
在統計方法的選擇上，本研究使用OLS迴歸分析來分析候選人評價的選舉效應。之所以使用OLS Regression而不使用Logistic Regression，有下列幾個原因：
第一、分析結果的相似性。在隨機大樣本下，運用OLS所得之分析結果其實會與Logistic的分析結果相當類似。Miller & Shanks本身以OLS、Logit與Probit三種不同的統計技術針對1992年美國總統選舉NES的同一筆資料進行分析，他們發現，三種不同技術在分析結果上皆呈現非常相似的結論（Miller & Shanks，1996：559-564）。另外，英國選舉研究計畫（2001,2005）主持人David Sander教授亦曾針對英國1991年國會選舉作過一項政黨支持的社會基礎分析，他發現不管是在係數方向或是顯著水準上，OLS所得結果與 Logistic分析，呈現非常相近的意見趨勢（Sanders & Brynin，1998：48-49）。
第二、效果詮釋的易理解性。OLS Regression下的迴歸係數b，是「斜率係數」（slope coefficient）的一種，是效果分析的典型代表指標（Davis,1990），代表了自變數對依變數的影響效果，其意義為當自變數每變動一個單位時，依變數的平均數所改變的量（在控制其它變數的影響下）；由於其加法（additive）的線性（linear）關係特性，使得不論自變數的水準為何，自變數對依變數的影響關係皆為一個固定的常數。Logistic則不同，在Logistic下，其衡量自變數相對影響力的係數，Log Odds，很難給人有一眼即知的直觀感覺，即使將其轉換成機率發生比係數(Odds Ratio)或計算其發生機率（probability），鑒於其乘法特性（multiplicative）的非線性（non-linear）關係本質，自變數對依變數的影響效果，也會因不同的自變數水準而產生不同的詮釋，也需要作一些理論假設來合法化其係數估計[11]。因此，在運用到二元類別依變數情境時，OLS Regression雖有其統計上的理論缺陷[12]，但Logistic Regression亦有其係數估計上的潛在問題，既然如此，研究者有時候可針對研究需要，選擇以較易理解的迴歸係數來呈現自變數對於依變數的影響力，不需完全排除OLS Regression在類別依變數上的使用價值（Sanders & Brynin，1998：48-50）。
第三、選票分析的可行性。雖然Logistic Regression亦可以產生一組係數來估計候選人評價對選民投票行為的影響力，但此一效果只限在「個體層次」，仍缺乏一套估計總體選票影響的系統化方法。Miller & Shanks的 OLS Regression運用經驗，已經研發出一套估計總體選舉結果之方法（即：自變數的ATE值乘以該變數的調整平均數），自然成為本研究的採用藍本。
肆、候選人評價的素描---陳水扁與連戰兩人在2004年總統選舉的選民評價
一、候選人解決問題的能力評價
表1.1 列出扁連兩人的「能力評價」，先看扁、再看連，最後看兩人的比較評價。
在十項能力面向的淨評價比較差距上，扁所獲淨評價只有在三個面向取得優勢：「民主改革」(+34.4%)、「消除黑金」(+23.7%)、以及「提升台灣國際地位」(+10.1%)，其它七項的淨評價皆為負值，尤其是在「兩岸和平」(-32.5%)、「教育改革」(-32.3%)、以及「失業」(-28.1%)此三項議題的處理能力上表現最差。此外，扁在「促進族群和諧」的所獲評價並不像一般人想像的那麼差，其所獲淨評價雖然亦為負值(-13.3%)，但仍高於其在「促進經濟發展」(-16.7%)上的表現。
連戰的部分，十項能力評價上，連戰則在四個面向獲得正面的淨評價：「促進兩岸和平」(+21.8%)，「促進經濟發展」(+21.2%)，「提升台灣國際地位」(+8.9%)以及「維持政局穩定」(+3.1%)，其它六項所獲評價皆不佳，其中失分最多的當屬「消除黑金政治」(-43.6%)，其次為「改善社會治安」的評價(-12.5%)。至於「教育改革」、「族群和諧」以及「失業」等議題，連戰在這些議題上所獲淨評價亦屬負面，分別為-4.1%、-3.3%、以及-1.2%。
如就扁連在十項議題的能力比較評價(淨評價差距)來看，扁在「消除黑金政治」(+67.3%)、「推動民主改革」(+38.1%)等兩個議題上取得較大優勢；但在「促進兩岸和平」(-54.3%)、「促進經濟發展」(-37.9%)等議題上，與連戰有一段很大的差距；在「教育改革」(-28.2%)與「解決失業」(-26.9%)等議題上，扁也難與連抗衡；在「維持政局穩定」(-11.7%)與「促進族群和諧」(-10.0%)兩方面，扁所獲淨評價亦不如連。整體來說，扁的能力評價優勢與一般認為民進黨的形象相符，形象優勢集中在「打擊黑金」與「民主改革」兩項；連的能力評價亦與一般認為的國民黨形象相符，形象利益集中在「兩岸和平」與「經濟發展」。
二、候選人的人格特質評價
表 1.2則列出2004年總統選舉陳水扁與連戰兩人的「人格特質形象」在選民心目中的評價。
表 1.2的分析結果告訴我們，陳水扁的人格特質形象以「親和力」所受評價最高，其次為「魄力」，「了解民眾需要」與「清廉」兩項分列於後，「誠信」一項則是扁評價最差的一項特質。例如，以「親和力」來說，在全體受訪者中(n=1823)扁所獲得的正面評價(非常有親和力+還算有親和力)為71.0%，負面評價(不太有親和力+完全沒有親和力)為17.8%，淨評價(正面評價-負面評價)為+53.2%。在「魄力」評價部分，扁在此項特質上所獲正面評價為57.7%，負面評價為30.1%，淨評價為+27.6%。而扁在「了解民眾需要」與「清廉」等方面的淨評價，分別為+9.7%、+7.4%。至於「誠信」一項，扁所獲淨評價則為負值(-14.6%)，扁在此項失分。
表 1.2 的結果也顯示連戰的人格特質評價。在五項人格特質評價上，連戰所獲選民淨評價皆為負值；不管是魄力(-41.9%)、了解民需(-22.2%)、或是親和力(-16.3%)、清廉(-13.5%)、甚至於「誠信」(-9.9%)，連戰的人格特質評價都呈現較為不利的形象。
不過，如就扁連兩人的「比較評價」(即：淨評價差距=扁的淨評價-連的淨評價)來看，扁在「誠信」上的比較評價仍然不如連戰(淨評價差距為-4.7%)，顯示雖然選民普遍認為扁連兩人的誠信度皆不佳，但扁的誠信度更差。至於其他四項特質，扁則較連獲得大幅度的人格形象優勢評價，扁勝過連最多的是「親和力」與「魄力」(兩者的淨評價差距皆為+69.5%)，其次為「了解民需」(+31.9%)與「清廉」(+20.9%)。整體來說，就人格特質的比較而言，扁是普遍勝過連戰(除了誠信)。
三、候選人的情感溫度計總體評價
表 1.3 另列出扁連兩人在選民心目中的情感溫度計評價。
情感溫度計評價測量所得結果代表的是受訪者對於候選人的「總體評價」。表 1.3 顯示，不管是用「放心分數」或是用「喜歡分數」來測量選民的總體候選人評價，在0-10分的測量尺度上，扁所獲總體評價皆高於連。例如，在「放心分數」部分，扁獲5.23的平均分數，勝過連的4.94分；在「喜歡分數」部分，扁亦獲5.43的平均分數，勝過連的4.78分。
伍、候選人評價與投票抉擇的關係---雙變數下的影響關係
候選人評價對選民投票抉擇的影響，是我們進一步感興趣的重點，筆者於此處將分別討論候選人的能力評價、人格特質評價、以及總體評價與受訪者投票抉擇之間的雙變數關係。
一、候選人能力評價與投票抉擇
就候選人的改革能力評價與投票之間的關係而論，表2中的表 2.1至2 .10分別列出了扁連在十項議題上的能力評價差距分數與投票抉擇之間的關係。
整體來說，候選人的十項議題能力評價差距分數皆與投票對象呈現統計的顯著關係：評價差距分數愈為正值，投給陳水扁的比例也就愈高，差距分數愈為負值，投給陳水扁(連戰)的比例也就愈低(高)。如以族群和諧評價差距分數做一舉例，當受訪者的族群和諧評價差距為-2分時，投給連戰的比例為100%(0%投給扁)；當差距為-1時，87.6%投給連，12.4%投給扁；當差距為0分時，33.1%投給連，66.9%投給扁；當差距為+1分時，7.8%投給連，92.2%投給扁；當差距為+2分時，0%投給連，投給扁的比例達100%。
如果我們以lambda係數代表雙變數之間的相關強度，則「扁連在十項議題上的能力評價差距」與「投票」的相關性約可分為兩組：第一組其lambda值在 0.5以上，包括了「族群和諧」(0.59)、「經濟發展」(0.56)、「穩定政局」(0.55)、「兩岸和平」(0.52)、以及「解決失業」(0.51)等五項議題表現；第二組其lambda值在 0.5以下，包括了「教育改革」(0.47)、「消除黑金」( 0.43)、「提升台灣國際地位」(0. 40)、「改善社會治安」(0.40)、以及「推動民主改革」(0. 39)等另五項議題表現。
另外，對於扁連能力評價差距無差異(差距為0分)的受訪者來說，其投票趨向呈現不同的面貌。這些選民在大部分議題上，皆是投給扁多於連；但在消除黑金、民主改革等兩個議題面向上，則是投給連多於投給扁。
二、候選人格特質評價與投票抉擇
其次，就候選人的人格特質評價與投票之間的關係而論。表3中的表3.1到 3.5分別列出了選民的魄力、清廉、誠信、了解民需、與親和力等五項評價差距分數與其投票抉擇之間的關係。
整體來說，候選人的五項人格特質評價差距分數皆與其投票對象之間呈現統計的顯著關係：評價差距分數愈為正值，投給陳水扁的比例也就愈高，差距分數愈為負值，投給陳水扁(連戰)的比例也就愈低(高)。如以魄力評價差距分數做一舉例，當受訪者的魄力評價差距為-2分時，投給連戰的比例為100%(0%投給扁)；當差距為-1時，83.9%投給連，16.1%投給扁；當差距為0分時，63.7%投給連，36.3%投給扁；當差距為+1分時，35.7%投給連，64.3%投給扁；當差距為+2分時，只有4.1%投給連，卻有95.9%投給扁。如果我們以lambda係數代表雙變數之間的相關強度，則誠信與投票對象兩者之間的相關最強(0.61)，其它依序為清廉(0.45)、了解民眾需要(0.39)、魄力(0.39)，以及親和力(0.38)。
值得注意的是，人格特質評價差距為0分的受訪者，並非呈現一致的投票趨勢。在魄力、清廉、了解民需、以及親和力等四項特質上，選民的扁連評價差距如果為0分，投給連戰的比例皆高過投給陳水扁；但在誠信此一人格特質上，評價差距為0分的受訪者投給陳水扁的比例反較投給連戰要來的高。
三、候選人總體評價與投票抉擇
第三，就候選人的總體評價與投票之間的關係而論，TEDS2004的問卷中有兩種測量候選人總體評價的方式，一是「喜歡分數」(vk12a,vk12c)，另一是「放心分數」(vk11a,vk11c)，表4 呈現總體評價分數與投票的關係。
表 4.1列出了扁連的「喜歡評價差距分數」與投票抉擇之間的關係。表 4.1顯示，受訪者對扁連的喜歡差距分數如愈趨向正值，則投給扁的比例也就愈高，當差距為 –2分時，0%投給扁；差距為-1分時，有3.8%會投扁；差距為0分時，40.9%投扁；差距為+1分時，投扁的比例急劇上升至97.1%；當差距為+2分時，投扁的比例為100%；兩者呈統計顯著相關(p=0.000)，相關強度(Lambda)達0.756。另外，表4 .2所顯示的是扁連「放心評價差距分數」與投票抉擇之間的關係，兩者關係亦達統計顯著性，Lambda相關強度為0.76。
值得注意的是，對扁連總體評價無差異的受訪選民，在不同的測量方式下呈現相反的投票趨勢。在「喜歡評價分數」上無差異的選民，有較高比例投給連戰(59.1%)；但在「放心評價分數」上無差異的選民，卻有較高比例投給陳水扁(58.7%)。此點顯示，不同的總體評價衡量方式，會產生不同的意見群體，進而導致不同的意見反應模式，特別是對於那些評價無差異的選民來說，此一情形尤為明顯。
總的來說，在單純的雙變數關係下，當研究者知道選民的候選人評價(更精確地說是候選人評價差距)後，對於其投票對象的選擇，可以增加相當大的預測力，不管是在人格特質評價、改革能力評價或是總體評價上，此三種不同的候選人評價皆對選民的投票抉擇相當大的影響力。然而，這麼大的影響效果究竟是來自於候選人評價本身所帶出來的「純粹效果」(unique effects)，還是說只是一種摻雜了其他因素所產生的一種「虛偽效果」(spurious effects)？此點有賴進一步的澄清。以下的多階段區塊因果順序投票模型，可以幫助研究者回答這個問題。
陸、候選人評價的選舉影響力---多階段區塊因果順序投票模型下的影響關係
表 5 列出候選人的能力評價對於投票對象的純粹影響力，以及其對於選舉結果的可能貢獻。
一、候選人「能力評價」的選舉影響力
(一) 對選民投票抉擇的影響
表5中表格第一列代表的是未控制任何前置變數下的雙變數迴歸係數(b)，如表所示，十項候選人能力評價的b值皆很大，至少皆在0.67(提升國際地位)以上，其中最大的b值是候選人在解決失業問題的評價(0.78)。如以族群和諧的能力評價為例，雙變數下的b值為0.72，然而，此一看似很大的影響效果，可能來自於一些前置變數的影響(例如先前的社經背景)，因此當控制這些「社經變數」[13]後，族群和諧能力評價的迴歸係數b值即降至0.66。當進一步地控制選民長期的「政治態度變數」[14]後，族群和諧能力評價的b係數值立刻從0.66劇降至0.24，此點顯示原本的雙變數關係(0.72)有很大一部分是來自於選民長期的政治態度。換句話說，在雙變數關係中所發現的族群和諧能力評價對於投票的強大影響力，其實是一種表面的虛假關係，其中有相當大的程度可以被選民的藍綠政黨認同、族群意識以及統獨立場等因素所解釋。也就是說，當研究者已經擁有選民的政黨認同、族群意識以及統獨立場等資訊後，再增加候選人族群和諧能力評價的資訊，對於選民投票抉擇之預測，其實並無太大幫助。因此，透過對於這些政治態度的了解，研究者即可掌握大部分選民對於扁連兩人在促進族群和諧上的能力評價，以及相繼的投票行為。
接下來，當增加「經濟條件變數」[15]的控制後，族群和諧評價的影響效果幾乎未有改變(從0.24到0.24)。顯示經濟條件，不管是國家當前(或未來)的經濟狀況、或是選民對於當前經濟狀況的感受，皆不是影響投票行為的重要變數。但是，當控制當前政府的「施政表現」[16]變數後，族群和諧評價影響力又有明顯降低的現象(b值從0.24降到0.16)，顯示陳水扁做總統的施政滿意度及扁團隊的執政滿意度在一定程度上影響了選民的投票行為；不過，此一施政表現變數的影響力，還未及政治態度變數所發揮的影響效果。
當再進一步控制「綠藍政黨形象差距變數」[17]後，族群和諧評價對投票行為的影響效果又降低了一部分（b值從0.16降至0.10）。最後，當控制「其它九項能力評價差距變數」[18]後，b值降為0.06，此一係數即為族群和諧能力評價對於選民投票的抉擇，所可能發揮的純粹（unique）影響力，也就是Miller & Shank所指的「可能總效果」（ATE, Apparent Total Effect）。b值雖小(0.06)，但仍達統計顯著水準，此一係數代表的意義是，在控制模型內可能的前置變數後，選民對於「扁連的族群和諧評價差距」如果每增加1分，則選民投給陳水扁的可能性就會增加0.06，如果以百分比來看，扁的民調投票支持率約會增加3個百分點[19]。
其它九項候選人能力評價之影響效果，與族群和諧評價之效果亦頗為類似。雙變數關係下的強效果，在控制其前置變數後，其效果亦逐漸遞減。選民的政治態度、扁政府的施政表現滿意度以及綠藍政黨間的政黨形象差距，在其他九項候選人能力評價效果遞減的過程中，皆扮演了重要角色；而且，無論哪個能力評價面向，政治態度變數皆在其中發揮了最大的削弱效果。
整體來說，在多階段區塊因果順序模型的分析架構下，十項候選人能力評價中只有「促進族群和諧」、「維持政局穩定」、以及「改善社會治安」等三項的ATE值達到統計顯著水準，但其係數值皆不大，分別為0.06、0.07與0.02。其它七種能力評價的ATE值皆未達顯著水準，表示在控制一些前置變數後，其可能發揮的純粹影響力為零，無法增進研究者對於選民投票抉擇的解釋或預測能力。
(二) 對選舉結果的影響
在前面表5中，筆者亦列出了候選人能力評價對整體選舉結果的貢獻。以「族群和諧」能力評價差距為例，其值介於-2與+2之間，原始平均數為-0.08，表示陳水扁在「促進族群和諧」上的淨評價(扁-連)，在全體選民眼中係屬負值，呈現不利陳水扁的意見態勢。調整平均數為-0.15[20]，比原始平均數-0.08更偏向負值，顯示在排除了可能變數的影響後，扁在促進族群和諧的全體評價上，更加不利扁的選情。將ATE值(0.06)乘上調整平均數(-0.15)得值-0.009，此值即為「扁連族群和諧評價差距」對選舉結果的總體影響力。
為了有一直觀的感覺，此一影響力數值可進一步轉換成為實際的選票數字[21]。首先，求出投票依變數的平均數，其值為0.11，此值代表扁連的民調得票率差距(11%)[22]。其次，將族群和諧評價差距的總體影響力(-0.009)除以投票依變數的平均數(0.11)，得值-0.08，此值意味著扁在「民調中的勝選差距」其中有8%是來自於扁在族群和諧評價上的貢獻，但此一貢獻為負值，換句話說，如果不考慮此一因素，扁可能贏連更多。第三，將前述的民調勝選差距貢獻值(-0.08)再乘以2004年總統選舉中陳水扁的「實際勝選票數」(29518票)[23]，得值-2466，此值即為「族群和諧評價變數」對總體選舉結果可能影響的得票數；其涵義為：陳水扁在促進族群和諧上的選民評價，整體而言對其是個負分，使扁在2004年總統大選中至少減少了2466張的得票數。
依循同樣的分析邏輯，扁在「維持政局穩定」上的評價對於選舉結果的影響力為-0.005，勝選差距的貢獻值為-0.04，讓扁的得票數少了約1256票[24]；另外，扁在「改善社會治安」選民評價的總體影響力為0，幾乎不影響選舉結果。其它七項能力評價則因其ATE值皆未達顯著水準，影響力為零，也就無需進行總體選舉結果影響力之分析。
整體來說，在候選人能力評價方面，就TEDS2004P獨立樣本中的十項議題而論，只有「族群和諧評價」與「政局穩定評價」兩項因素有其微幅的影響力，總共讓陳水扁少了約三千七百多票(2466+1256=3722)。
二、候選人「人格特質評價」的選舉影響力
除了探討候選人能力評價的選舉效應外，本研究也探討候選人在「人格特質評價」方面的選舉影響力，包括個體層次投票抉擇以及總體層次選舉效應之分析。表6 呈現此項分析結果。
(一) 對選民投票抉擇的影響
以扁連的「魄力評價差距」為例，在未控制任何前置變數下，魄力評價與投票抉擇之間，皆呈現相當高的相關(b值=0.60)。社經變數會影響選民對扁連兩人的魄力評價(b值從 0.60降至0.58 )；同樣的，此一效果在控制「政治態度」的影響後，影響力即大幅降低(b值從0.58落至0.19)；「經濟條件」因素幾乎不影響人格特質評價的效力(b值仍為0.19)；「施政表現」(b=0.14)與「政黨形象」(b=0.08)因素削弱了人格特質評價的部分影響力，這些發現皆與前述「能力評價」的影響效果類似。當進一步控制十項「能力評價」變數後，魄力評價的影響力雖有下降(b=0.06)，但幅度並不大；最後，在控制了其他四項人格特質變數（清廉、誠信、了解民眾需要、親和力）後，最終的b值為0.06，此值即為ATE，達統計顯著水準，代表「扁連魄力評價差距」此一因素對選民投票抉擇的「純粹影響力」。
其它四項人格特質評價差距之影響效果，與魄力評價之效果亦頗為類似。不管是清廉、誠信、了解民需、或親和力，這些人格特質評價對投票的影響力，率多係來自選民先前的政黨認同、族群意識與統獨立場、政黨形象等，而非源於其自身。最後，在控制模型內所有的前置變數後，此四項人格特質評價的ATE均未達統計顯著水準，表示其對投票抉擇的影響，其實都可以被其先前的前置變數所解釋，本身並無任何影響力。
因此，在多階段區塊因果順序模型的分析架構下，五項候選人人格特質評價中只有「魄力評價差距」此一因素對於投票有其微幅的影響力，其他四項特質皆無關緊要。
(二) 對選舉結果的影響
表 6亦列出了扁連魄力評價差距對總體選舉結果的影響。其ATE為 0.06，調整平均數為0.41，對選舉結果的影響力為0.024，對勝選差距的貢獻值為0.22，為陳水扁增加了約6598票。
三、候選人「總體評價」的選舉影響力
另外，在候選人總體評價的選舉效應方面，「喜歡分數評價差距」與「放心分數評價差距」兩者對選民投票的影響，呈現不同的影響力，表7 列出兩者選舉效果之比較。
（一）對選民投票抉擇的影響
表 7 分析結果顯示，在變變數關係下，扁連的「喜歡分數差距」與「放心分數差距」其b值皆在0.8以上，與投票抉擇呈現強烈的正相關，且其相關強度皆大於前述候選人的「人格特質評價差距」(b值自0.60至0.76不等)與「能力評價差距」（b值自0.67至0.78不等）。同樣的，納入「政治態度變數」的考量後，「喜歡分數」與「放心分數」的影響力皆大幅下降至0.33左右。在一一控制「經濟條件」、「施政表現」、「政黨形象」、「候選人能力評價」以及「候選人人格特質評價」後，「喜歡分數評價」的ATE為0.08，達統計顯著水準；「放心分數評價」的ATE則為0.04，但未達顯著差異水準。因此，運用「喜歡分數」所測得的候選人總體評價，要比「放心分數」的測量方式，可能更適合用來預測選民的投票行為。
(二) 對選舉結果的影響
候選人「喜歡分數評價差距」的ATE為 0.08，調整平均數為0.10，對選舉結果的影響力為0.008，對勝負差距的貢獻值為0.08，為扁增加約2236票。
柒、候選人評價的「總選舉效應」
至此，筆者可以為候選人評價因素所可能發揮的「總」選舉效果做個綜合計算。如果將候選人評價分成「能力評價」、「人格特質評價」以及「總體評價」等三個成分來看，在多階段區塊因果順序模型的架構下，TEDS2004獨立樣本的調查資料顯示，十項扁連能力差距評價上，只有「促進族群和諧」、「維持政局穩定」兩項因素有影響作用；五項人格特質評價上，只有「魄力」一項有其實質作用；在總體評價上，「喜歡分數」有其使用價值。這些因素對選舉結果的總和影響力為0.018[25]，對於勝負差距的總和貢獻值為0.17[26]，總共為扁增加了約五千票[27]，如果換算成得票率百分比，大約只影響0.04%[28]，這個數據遠遠小於一般的想像與觀察。
捌、結論與限制
至此，筆者的初步結論是，2004年總統選舉，在「候選人評價的比較差距」上，連戰在解決問題的「能力評價」上較佔優勢，陳水扁則在「人格特質評價」上表現較佳，同時，陳水扁也在「喜歡分數的情感溫度計評價」上略勝連戰一籌。總的來說，陳水扁確實較連戰擁有較佳的「候選人評價」優勢，不過此一優勢所發揮的選舉利益並未如想像中的大。在多階段區塊因果順序模型的假設下，候選人評價的選舉影響力被其他變數（政黨認同、族群意識、統獨立場、施政表現、以及政黨形象等）大幅稀釋，所能發揮的「純粹」選舉效應遠低於一般的想像；此一純粹選舉效應，綜合來說，只為陳水扁增加了約五千張的選票，在全部有效票數中大約只佔了0.04%。
因此，候選人評價確實有其一定的選舉效應，但在多階段區塊因果順序模型的理論架構下，其效果其實是小幅的(small)的，並無法改變整個選舉結果---即使是在差距只有0.229%的2004年總統選舉。此一結論的另一意涵是，如果能夠讓時光倒轉，將扁連兩個人從整個選舉過程中抽離出來，在其他條件都不變的情況下重新進行一場選舉，民進黨仍會以極小的差距贏得2004年總統大選。
Anthony King曾經指出候選人因素可能發揮較大選舉效應的幾個情況（King, 2002: 216-219）：首先，當選民的政黨認同下降、競爭候選人之間存在著不小的候選人評價差距時，候選人因素對於選民投票抉擇之影響，可能會有很大的空間；其次，當選舉結果的勝負差距非常接近時，候選人評價的差異可能會使整個選舉翻盤。對照本研究，扁連兩人的候選人評價存在著明顯的差異，選舉結果的差距也非常接近，但本研究的研究結論還是顯示，扁連兩人的候選人評價差距在2004年總統選舉中，對於選民的投票抉擇僅發揮微幅的影響力，並且無法改變整個選舉結果。這個結論之所以大異於一般的觀察，筆者認為至少有下列三個影響因素：
一、模型的因果順序
本研究用來估計候選人評價「純粹選舉效應」(unique electoral effects)的關鍵參數為ATE，此一估計值的大小和研究者的因果順序模型假定以及研究變數的測量效度有很大的關係；此外，一些重要變數未納入分析模型所導致的 “Omitted Variable Bias”，也會影響ATE與其他相關數值的估計(Miller & Shanks, 1996:207)。本研究所設定的多階段區塊因果順序模型仍有一些討論的空間，區塊變數間因果順序的調整變動以及其他變數的納入與否，都會在相當程度上影響了本研究的的估計結論。
二、未表態受訪者的影響
本研究只分析明確表達投票意向的受訪者，在這些明確表達投票意向的受訪樣本中，陳水扁與連戰的民調支持率差距為10.7%(or11%)，此一勝負差距與實際選舉結果差距(0.229%)差異甚大，造成了候選人評價的選舉影響力不如預期來的大。事實上，如果研究者將另外26.7%的未表態受訪樣本納入分析，並進行選舉預測，結論可能大不相同。假使預測後的結果，扁連兩人的預測支持率差距能夠拉近到1.8%以下，那麼本研究的結論將會完全改觀[29]，扁連兩人的候選人評價差距將會成為影響2004年總統選舉結果的關鍵因素！至於是否納入這些未表態受訪者的投票預測意向，仍待研究者進一步的討論。
三、選後調查資料的「月暈效果」
英國學者Bartle & Crewe (2002: 88-89)兩人對於1997年國會大選的研究發現，政黨領袖的評價在選前與選後不同的調查資料中，呈現一些差異。其基本的趨勢是，選民似乎比較願意把較高的正面評價給在選舉中的勝選者，此種月暈效果(Honeymoon Effect)或樂隊花車效果(Bandwagon Effect) 在相當程度上亦會影響候選人選舉效應的估計。本研究只分析TEDS2004P中的獨立樣本，似乎也可探索TEDS2004中Panel Data的候選人評價效應，將選前與選後的變化狀況作一比較，以觀察其中的變化程度。
誠如Gary King等人在Designing Social Inquiry 一書中所說的，社會科學的研究者在呈現其分析結論的同時，應該舉出其結論的確定程度（the degree of certainty）(King, et al.,1994:32)。上述這些研究限制，雖增加了本研究結論的不確定性，但也陳列了本研究的研究脈絡(Research Context)，只有在清楚此一研究脈絡的背景下，本研究的初步結論始有其參考價值。※
References
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(本論文原為2005年5月21-22日於東吳大學舉辦之『台灣選舉與民主化調查』國際學術研討會上發表之論文，並曾刊登於《選舉評論》，第二期，2007年3月，頁1-38。)
（本評論代表作者個人之意見）
* Data analyzed in this paper were collected by the research project of Taiwan’s Election and Democratization Studies (2004P), and directed by Dr. Shiow-duan Hawang. The Election Study Center of National Chengchi University is responsible for the data distribution. The author appreciates the assistance in providing data by the institute aforementioned. The views expressed herein are the author's own.
*本文使用TEDS2004P獨立樣本資料，該資料係採自『選舉與民主化調查』三年期研究規劃(III)：民國九十三年總統大選民調案，計畫主持人為黃秀端教授，該計畫資料由國立政治大學選舉研究中心執行並釋出。作者感謝上述機構及人員提供資料協助，本文之內容全由作者自行負責。
[1] “Competence”(knowledgeable/ intelligent), “Effectiveness”(leadership/inspiring/get things done), “Integrity”(moral/honest), “Empathy”(compassionate/cares about people like you)。
[2] Miller & Shanks採用James Davis的因果順序觀點，認為性質愈穩定、愈不易變動的變數應該被置於因果順序的愈前面位置，如果變數的因果順序關係不易釐清，則置於同一個區塊中，參見Davis (1985)：9-15。
[3] 第一階段：選民的人口社經變數(1)；第二階段：政黨認同(2)與政策有關的意識形態變數(3)；第三階段：選民的政策偏好(4)與對當前生活條件的認知(5)；第四階段：對於總統施政表現的回溯評估(6)；第五階段：對於候選人人格特質的評價(7)；第六階段：對於政黨或候選人表現的展望評估(8)，最後則為選民的投票抉擇。第二階段的(2)(3)兩變數以及第三階段的(4)(5)兩變數，其間的因果順序不易釐清故放在同一區塊，參見Miller & Shanks (1996):192。
[4] 參見James Davis對這些不同因果順序變數的說明(Davis,1990:16-21)。
[5] 本模型的區塊因果順序，基本上係參考Miller & Shanks（1996）、Bartle et al., (1998)、Bartle & Crewe（2002），以及筆者個人的看法而來。
[6] 對於筆者選擇使用OLS 迴歸分析之理由，見下節【五、統計方法的選用】之說明。
[7] 有關候選人人格特質評價的轉換工作，在此以魄力評價做一說明。首先，在陳水扁的魄力評價方面，如果受訪者認為扁「非常有魄力」則給1分，「還算有魄力」給0.5分，「不太有魄力」給-0.5分，「完全沒魄力」給 –1分，回答「很難說/拒答/無意見/不知道」者則給0分。其次，在連戰的魄力評價方面，也依照前述規則給予受訪者不同的評價分數。而後，將受訪者對於「陳水扁的魄力評價分數」(-1至+1)減去其對於「連戰的魄力評價分數」(-1至+1)，即可得到受訪者對於「扁連的魄力評價差距分數」，其值介於-2到+2之間，並以0.5分作為分數的間隔。有關「能力評價」方面，「非常有能力」給1分，「還算有能力」給0.5分，「不太有能力」給-0.5分，「毫無能力」給 –1分，無反應者給0分。至於「喜歡（或放心）評價差距分數」變數之建構方式如下：首先，將原始問卷題目中對於陳水扁或連戰未有明確評分的受訪者視為缺失值；其次，將受訪者對扁的喜歡（或放心）分數(0-10)減去其對於連的喜歡（或放心）分數(0-10)，其值由-10~+10；第三，將-10~+10的測量尺度加以轉換成為-2 ~+2，使之與先前人格特質和能力評價差距的測量尺度一致，同為-2~+2，便於在同一基準下作影響係數的觀察比較。
[8] 所謂「統計控制」，在實務操作上就是進行複迴歸分析(或類似的統計技術)。在採用複迴歸分析的情形下，研究者如果要進行「前置變數的統計控制」，其作法是將「投票對象」設為依變數，並將某一特定解釋變數以及在其因果順序之前的所有變數，全部設為自變數投入模型進行複迴歸分析，參見Davis (1990): 36-38。
[9] 此一「估計總效果」，即為Davis（1990）一書中的「因果效果」（Causal Effects），包括直接效果(direct effects)與間接效果(indirect effects)。
[10] 對於如何計算變數的調整平均數，Miller & Shanks (1996)在第十七章中有詳細說明。
[11] Logistic Regression的參數估計值，基本上是建立在：「模型內其他自變數皆維持其平均水準」此一假設下，此一假設會使得效果分析中的“confounding”因素，無法藉由統計控制的程序而得以完全排除。
[12] 在依變數的變數值被界定為二元類別時(0或1)，使用OLS的缺點是其預測值有時會超過實際觀察值的上下限(0~1)，違背了迴歸分析所需的一些統計理論假設（如Homoscedasticity），進而影響迴歸係數b值的顯著性。
[13] 社經變數包括了「性別」(男、女)，「年齡」(20-29、30-39、40-49、50-59、60以上)，「教育程度」(小學以下、初國中、高中職、專科、大學以上)，「省籍」（客家、閩南、大陸各省、原住民），「職業」（公部門人員、私部門管理階層及中高階專業人員、私部門一般職員、私部門體力工、農林漁牧、學生、家管、失業退休其它），以及「地區」(北北基、桃竹苗、中彰投、雲嘉南、高屏澎、宜花東)。這些社經變數在迴歸模型中是以虛擬變數方式來處理(設最後一類為參照類)。
[14] 政治態度變數包括了「藍綠政黨認同光譜」(vp03)（+1深綠、+0.5淺綠、0中間選民、-0.5淺藍、-1深藍），「族群意識」(vn01)（+1台灣人、0都是、-1中國人 ），以及「統獨立場」(vn02)(+1急獨、+0.5緩獨、0維持現狀、-0.5緩統、-1急統)。各項變數值的設定係以+1代表傾向陳水扁的方向，-1代表傾向連戰的方向，0代表中間意見。
[15] 經濟條件變數包括了「國家經濟狀況的回溯評估」(vd01)，「國家經濟狀況的展望評估」(vd02)，以及「個人經濟狀況的回溯評估」（vd03）。此三個變數的意見轉換值皆為：+1(比較好)、0(差不多)、-1(比較差)。
[16] 施政表現變數包括：「陳水扁做總統的執政表現」（ve01）、「陳水扁團隊的執政表現」(ve02)、以及「扁政府處理國家重大施政的表現」（ve3a））。此三個變數的意見轉換值皆為：+1(非常滿意)、+0.5(有點滿意)、0(未表態)、-0.5(不太滿意)、-1(非常不滿意)。
[17] 綠藍政黨形象差距變數包括四個變數：「台灣利益或中國利益」(vq1a至vq1e)的政黨形象差距、「一般民眾或有錢有勢」(vq2a至vq2e)的政黨形象差距、「清廉或黑金」(vq3a至vq3e)的政黨形象差距、「有執政能力或無執政能力」(vq4a至vq4e)的政黨形象差距。以「台灣利益或中國利益」的政黨形象差距為例，先計算「泛綠」(民+台聯)在該形象上的平均分數，再計算「泛藍」(國+親+新)在該形象上的平均分數，然後再以「泛綠」的平均分數減去「泛藍」的平均分數。以+1表示「台灣利益」，-1表示「中國利益」，0代表「中間意見」。
[18] 能力評價差距變數的計算：先計算扁這組在某項能力評價的分數，再計算連這組的評價分數，而後再以扁的評價分數減去連的評價分數。「非常有能力」給1分，「還算有能力」給0.5分，「不太有能力」給-0.5分，「完全沒能力」給 –1分，回答「很難說/拒答/無意見/不知道」者則給0分。如以「族群和諧評價差距」為主要分析自變數，則控制其它九項能力評價變數係指，控制「政局穩定評價差距」、「經濟發展評價差距」….一直到「解決失業評價差距」以及「教育改革評價差距」等九項。
[19] 由於投票依變數在模型中被界定為從-1到+1，全距為2，將0.06除以全距(2)得到0.03，等於3%。
[20] 此一調整平均數的計算過程如下：首先，以族群評價差距為依變數，社經變數、政治態度變數、經濟條件變數、施政表現變數、政黨形象變數等作為自變數進行迴歸分析。其次，根據迴歸分析所產生達到統計顯著的迴歸係數(b)，建構迴歸方程式，並計算每個分析樣本在族群評價差距變數上的預測值。本例中，族群和諧評價差距的預測方程式為： Predicative Value= 0.337*【藍綠政黨認同光譜】+ 0.114*【族群意識】+0.195*【扁做總統施政表現】+0.118*【扁政府在重要問題的施政表現】+0.117【清廉或黑金的綠藍政黨形象差距】+0.198*【有無執政能力的綠藍政黨形象差距】。第三，將族群和諧評價的原始測量值減去其預測值，得到每個樣本的餘值(residuals)。最後，將餘值取其平均數，即得調整後的平均數-0.15。
[21] 此處有關轉換百分比的方式係根據Bartle & Crewe (2002):87。
[22] 在TEDS2004獨立樣本中，扁的原始民調投票支持率為45.6%，連為36.8%，另有17.5%未明確回答。由於本研究只分析明確表達投票意向的樣本，在扣除未明確回答投票對象的樣本並重新計算百分比後，扁的民調支持率為55.3%，連為44.6%，兩者相差10.7%。另因本研究將投給扁的樣本歸為+1，投給連歸為-1，因此，投票變數的平均數(0.11)即為民調中扁連兩人投票支持率的差距。
[23] 2004年總統選舉，扁得票6471970票(50.11%)，連得票6442452票(49.89%)，扁的勝選差距票數為29518票，勝選差距百分比為0.229%。
[24] 【-0.005/11%(扁的民調勝選差距百分比)】*【29518(扁的實際勝選差距票數)】= -1256。
[25] -0.009(族群和諧)+(-0.005)(政局穩定)+0.024(魄力)+0.008(喜歡分數)=0.018
[26] 0.018/10.7%(扁連民調投票支持率差距)=0.17
[27] 0.17*29518(扁連實際得票票數差距)=5018
[28] 5018/12914422(總選舉有效票數)=0.00038=0.04%
[29] 扁連候選人評價差距對於選舉結果的總影響力在本研究中為0.018，0.018/1.8%=1，1*29518=29518（票）。表示扁連的候選人評價差距至少會造成29518票的波動，自然也就改變了整個選舉結果。