搏感情或讲道

「搏感情」或「講道理」？ 39 Ȩཛག௃ȩ܈Ȩᖱၰ౛ȩǻǺ* 公共審議中參與者自我轉化機制之探討 黃東益∗∗、李翰林∗∗∗、施佳良∗∗∗∗ 一、前言 二、公共審議中的理性與情感 三、研究設計 四、資料分析 五、結論 近年來公民參與的相關理論中，審議式民主的概念逐漸受到重視，學 界及實務界嘗試藉由公共審議的過程，解決政策的爭議，提高政策的合法 性，並提升公民對於公共政策的知能，促進知情而精緻的偏好。初步的研 究顯示公共審議對於參與者個人的政策知識、政策態度及公民知能有顯著 的影響。然而，目前學界對於造成公共審議自我轉化效果因素的探討，仍 有爭議。究竟參與者的轉化是來自於公共審議中面對面互動「見面三分情」 而產生的相互主觀情境效果（搏感情）？還是如公共審議機制原始設計目 的所預期，公民透過閱讀資料、小組討論與專家對談等知情、說理與論辯 ∗ 論文發表於 2006 年台灣公共行政與公共事務系所聯合會（TASPAA）年會。作者感謝宜蘭社區大 學公民會議、稅制改革公民會議、青少年政策公民會議及台北市汽機車總量管制公民會議之贊助單 位經費的支持及執行團隊資料的提供。文責由作者自負。 ∗∗ 黃東益政治大學公共行政學系副教授。E-mail: tyhuang@nccu.edu.tw ∗∗∗ 李翰林政治大學公共行政學系碩士生。E-mail: 93256017@nccu.edu.tw ∗∗∗∗ 施佳良政治大學公共行政學系碩士生。E-mail: voicelee@gmail.com 投稿日期：二○○六年六月六日；接受刊登日期：二○○六年十二月六日。 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期/頁 39-71。 40 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 過程（講道理），進而轉化政策態度？本文透過整合幾次不同公民會議的 量化問卷資料，釐清各項公民會議機制設計（包含專家演講、可閱讀資料、 成員互動、專家詢問…等）所造成的不同審議效果，探討公民會議參與者 自我轉化的關鍵因素。研究結果顯示，在面對面的討論之中，「成員互動」 的影響，是造成參與者知能提升及政策偏好轉變的最主要因素。在公民會 議的過程中，諸如專家詢問、閱讀資料等大量充分的資訊增加未必會帶來 公民的自我轉化。反倒是透過彼此的互動與不同角色間的同理，能夠使得 公民願意開放自己的心態。此結果對於審議式民主的理論有重要的意涵， 對於公共審議的執行層面也有實務的重要性。 關鍵詞：審議式民主、商議式民主、自我轉化、公民會議 「搏感情」或「講道理」？ 41 一、前 言 審議式民主（deliberative democracy）1 的興起是 1990 年代政治理論發 展的一個重大轉折（Dryzek, 2000: 1），基於對代議民主制度運作的批評，愈 來 愈 多 學 者 強 調 審 議 式 民 主 的 重 要 性 （ Benhabib, 1996; Bohman, 1996; Bessette, 1994; Dryzek, 1990; Elster and Hylland, 1986; Gutmann and Thompson, 1997；2004），咸認為審議式民主是公民授能（empowerment）、 社會解決利益衝突及政府強化民主正當性和決策理性的良方。相對於自由民 主主義假定公民進入政治場域前固定的偏好及偏好的匯集，審議式民主論者 則強調公共理性以及自我轉型（self-transformation）（Warren, 1992），政治 行動的合法性必須建構在審議的過程，在此過程中，目的不在促使個人偏好 和利益的最大化，而在於透過公共領域自我治理及參與的過程中，公民在利 益的選擇中朝共同性的利益方向進行自我轉型或自我授能。雖然初步的實証 研究顯示公共審議對於參與者個人的政策知識、政策態度及公民知能有顯著 的影響。（Fishkin and Luskin, 1999；黃東益，2000；林國明、陳東升，2003） 然而，目前學界對於造成公共審議此種自我轉化效果因素的探討，仍在初步 的探索性階段。審議式民主強調在公共領域中對於理性的善用（public use of reason），也就是充分知情（well-informed）與說理（reasoning），究竟參與 者是因為在公共審議中此種資訊的認知及理性說服，而受到影響？或者自我 的轉化是來自於公共審議團體的動態中，因為人際間面對面互動，「見面三 分情」而產生的親近關係及相互主觀情境效果？ 1. 對於deliberative democracy一詞，目前台灣學界仍未有一致的翻譯，有學者稱為「審議式民主（陳俊 宏，1998；江宜樺，2001）」或「商議式民主（許國賢，2000）」、有學者翻譯為「深思熟慮民主（楊 意菁，1998）」，或「審議思辯式民主（林水波、石振國，1999；黃東益，2000）」，由於目前學界及 媒體大都以「審議式民主」稱之，為方便讀者，本文亦延用此翻譯。至於Deliberative Poll，為求一致， 以「審議式民調」稱之，不過在引述其他作者時將以該作者所翻譯的名稱為主。 42 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 對於以上問題的解答，牽涉到審議式民主最核心的元素－理性－是否能 展現在政策過程中的公共審議機制，有其理論及實務的重要性。隨著實務界 不斷的試行審議式民主的模式，國內對於審議式民主有愈來愈多的討論，不 過，對於以上的爭辯則較少觸及，目前台灣學界有關審議式民主的文獻，一 部分在介紹審議式民主理論及論述（陳俊宏，1998；郭秋永，1999；許國賢， 2000；林水波、石振國，1999），或分析其在台灣的可行性以及相關的制度 設計（楊意菁，1998；林水波，1999；黃東益，2000；鄭興弟、胡至沛，2002）， 以 上 的 研 究 為 台 灣 學 界 更 進 一 步 評 估 審 議 式 民 主 如 何 著 床 於 台 灣 的 政 策 過 程，在理論及方法上做了初步的奠基工作。在此基礎上，從 2003 年開始，我 國學界及實務界開始推動審議式民主的參與模式，這些公民參與的經驗已帶 動相關的研究與分析，其成果值得期待。不過到目前為止，只有少數學者將 成果作有系統的呈現。這些研究主要集中在公民會議及審議式民調。2 在公民會議方面，林國明、陳東升（2003）以健保改革議題為主，試行 由 丹 麥 發 展 ， 並 在 歐 洲 等 國 執 行 已 久 的 「 公 民 共 識 會 議 （ consensus conference）」，該研究發現，會議過程中公民們不僅展現了瞭解政策議題的 興趣和能力，而且能夠在尋求共善和共識的前提下，理性地討論政策議題； 該研究也指出，參與公共討論的過程，能夠提昇公民的知識與積極性的公民 德行。總結這些發現，該研究樂觀地認為審議式民主的一些主張，經驗上確 實在台灣有實踐的可能性。從三個公民會議的實踐經驗出發，Lin（2005）分 析公民會議進行過程中，審議的不公平性，指出除了教育是影響公平審議的 重要因素外，如婦女及經濟地位的弱勢族群，並未被系統地排除在外。同樣 分析實施台灣公民會議的經驗，Chen（2005）從共善及共識、理性討論、討 2. 公民會議是藉由邀請不具專業知識的公眾，針對具有爭議性的政策，事前閱讀相關資料並作討論，設 定這個議題領域中他們想要探查的問題，然後在公開的論壇上，針對這些問題詢問專家，最後，他們 在有一定知識訊息的基礎上，對爭議性的問題相互辯論並作成判斷，並將他們討論後的共識觀點或沒 有共識部份也應列出，寫成正式報告，向社會大眾公佈，並供決策參考（林國明、陳東升，2003） 。 公民會議在台灣，已有一套標準化的作業流程。 「搏感情」或「講道理」？ 43 論的自由及免於政治干擾等面向，探討審議式民主的侷限。在審議式民調方 面，黃東益（2003a）以核四興建與否為主要議題，進行小規模的審議式民調 實驗，初步發現在經過主辦單位的相關資料提供、參與者的小組討論、以及 專家詢答之後，參與者對議題的認知及態度有所改變。同樣地針對健保議題， 黃東益（2003b）更進一步將審議式民調的主要步驟應用於我國健保改革議 題，研究結果顯示參與者在經過審議的過程後，在議題認知、議題態度、健 保政策的評估、政治效能感等方面都有顯著的改變，這些研究的結果大體與 西方相關的研究結論相符。 總結以上有關台灣審議式民主的相關文獻，初步的研究顯示在經過民主 審議的過程後，參與者對議題的認知、政策的偏好以及政治效能感都有明顯 的改變，也就是產生了自我轉化的效果。然而何種機制造成此種轉化？審議 式民主的推動者主張，透過公共審議的過程，參與者透過知識的增加，接觸 更好的論述，因而能做出批判性的反思，進而能獲致精緻的偏好。然而，除 了理性的成分以外，公共審議中參與者所進行面對面的人際互動，能否促進 人際的親近、情感與互信，進而改變參與者對某些議題態度的堅持，頗值得 研究（Rheg, 2005）。本文以 2004 年及 2005 年作者之一所參與的四個公民 會議參與者為對象，透過對參與者的前後測問卷資料分析，找出參與者對於 上述各種審議機制的不同態度，以及其對於後續議題認知、知識提升，以及 政策轉化之影響，藉此找出影響公民自我轉化的變因。本文下一部份將從過 去文獻及理論的角度，探析公共審議中的理性與情感因素，如何影響參與者 的態度，藉以建立研究架構。在此基礎上，第三部分呈現本文的研究設計， 包含研究架構、資料的來源、變項的測量及分析方法等。第四部份分析資料， 除了詮釋兩個迴歸的統計結果，也包括描述統計的部份。最後一部份總結本 文的研究發現、討論其理論意涵，並分別對推動審議式民主的實務界人士及 學界提出建議。 44 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 二、公共審議中的理性與情感 審議式民主理論，強調公民在審議過程中的知情、說理論辯（reason and argument）與平等程序（egalitarian process）（Bohman, 1999; Burkhalter et al., 2002; Enslin et al., 2001; Gutmann and Thompson, 1997; Pellizzoni, 2001; Price et al., 2002; Ryfe, 2005）。『知情』強調審議式民主不應流於空泛的討論， 而必須藉著事先閱讀可閱讀資料（readable material）、專家對於議題的背景 介紹和與專家對談的過程，使公民應獲得對於公共議題的充分背景資訊。公 民也才可以在資訊基礎相同的前提下，進行說理與互動。但是，需注意的是 參 與 者 發 展 自 己 對 議 題 主 張 的 過 程 裡 ， 對 專 家 的 依 賴 還 是 很 深 （ 胡 龍 騰 ， 2005）。而且一般公民並不具有驗證專家提供資訊的能力（Bohman, 1999）， 故專家的選擇與專家所講授的內容能否代表多元意見，對會議的最終結果就 相當的重要。『說理』則是指希望公民提出對公共議題的主張及背後的理由。 除了提出種種理由來說明自己的主張，更要回應對方所提出的主張。說理與 論辯，使彼此可以在這些理由的基礎上進行對話。在公民置身於這許多正反 面論述交互陳述的過程裡，可以增進人民說理的能力，並讓他們瞭解為何其 他人不同意他們的論點（Price et al., 2002）。『平等程序』則是指所有參與 公民均擁有同等的發言機會。審議式民主希望提供一個機會平等的平台，讓 參 與 的 公 民 在 過 程 中 可 以 充 分 的 聆 聽 其 他 人 的 想 法 以 及 表 達 自 己 的 意 見 （Burkhalter et al., 2002）。在參與者接受隱藏的公共領域觀念、擁有足夠的 激勵因素、並相信審議是很好的討論分析與溝通模式時，公共審議就會產生。 而這個審議的過程也直接地增強了參與者的審議習慣與技巧、促進了公共領 域、激勵與擴大了參與者的公共認同、並增強了政治效能感（Burkhalter et al., 2002）。 但是，從以上的審議式民主理論，卻無法解釋為何公民有時也會做成看 似非理性、不具批判性、與政府看法相同的決定（Price, 2000）。理論上。 「搏感情」或「講道理」？ 45 審議式民主應可於集體決策上，提供一個公平、有效與創造性的理論。但在 實際上，所有的團體，包括在公共領域被諮詢的團體都有受情感影響、被感 情驅動的特性。而且，因為公民們在日常生活經驗中的審議經驗與自身的審 議技能並不多，所以公民會傾向喜歡以『非審議』的方式來陳述自己的意見 與經驗（Ryfe, 2005）。若忽視公民由自身日常生活經驗出發所表達的情感性 詞彙，就有可能會去威脅並扭曲了『審議』的過程，使最終產生不良結果， 甚至最後自我摧毀了審議的公共空間（Thompson and Hoggett, 2001）。舉例 來說，如果一個公民審議團體內，有過份強調形成共識並有太強的內部凝聚 力時。極可能使成員無法依據充分的資訊思考，組織內缺乏多重觀點的對話 等情況。到最後使團體所產生出來的共識，無法反映出成員內心真正的想法。 此時也就出現『集體盲思（groupthink）』現象，而失去原本審議式民主集思 廣益的目的（史密斯、麥基，2001：384）。 故 有 學 者 認 為 應 該 可 以 把 公 民 草 根 的 公 共 參 與 行 動 ， 分 為 審 議 說 服 （deliberative persuasion）以及宣傳表演（propaganda）兩種。審議說服行動 強調對議題的理性思考、回應和批判分析；宣傳表演行動則強調去製造偏見 與情感，企圖去截斷理性思考，代以抽象的符號或影像去影響個人的情緒與 心理（Pratkanis and Turner, 1996）。在 Vico 的共通感受（sensus communis） 概念裡，亦同樣地區分出公民社會與民間社會的信任基礎。Vico 認為民間社 會的溝通與信任基礎來自於『情感召喚』；而公民社會的信任基礎則是來自 於『說理論辯』。所以，『政治家應該關心的不只是行動是否正當、是否符 合正義。而是要從一般人民的日常經驗出發，使他們的行動符合人民的期待。』 （Vico, 2002: 36）。 此外，在社會心理學中，也強調情感對人際互動的重要性。常見面的人 們彼此間會產生『單純曝光效應（mere exposure effect）』，也就是指即使在 過程裡沒有實際互動，熟悉感也會讓彼此得到正面的印象，產生所謂『見面 三分情』現象。進一步來說，在與別人互動中人們可以增加對世界的瞭解與 連結，而被與自己正面互動的人所吸引。此外，來參加審議式民主的公民都 46 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 經過『自我篩選（self-selection）』的過程。換句話說，這群人是『物以類聚』， 對議題很重要並有興趣的民眾。這些相似的人在彼此『異中求同』的互動中， 也會印證彼此的信念與態度，增加了彼此的熟悉喜愛與正面互動的機會。所 以，在審議式民主中公民的人際互動就可能會形成下圖中的相互增強過程。 在團體運作的過程中，公民與許多志趣相投的公民互動，從互動中更加發掘 出彼此的相同點，而累積彼此的情感（史密斯、麥基，2001：460-462）。最 後，可能會產生了『我們是個團體』的認同感。以時間點來看，上述情感累 積的過程其實也是審議式民主所強調的意見論辯、交互說理的過程。所以， 應該可以相信這些情感可能會影響公民在當下的意見與說理。 ????????? ??????? 互 動 ???????? ????????? 認為喜歡的人是與自己相似的人 喜 歡 相似性 喜歡相似的人 圖一 互動、相似性與喜歡的交互增強作用圖 資料來源：史密斯、麥基（2001：462）。 因此，審議式民主的必須兼顧情感與理性。在審議過程裡，除了『說之 以理』之外，更要『動之以情』。如果將公民會議中民眾相互對話的公共說 「搏感情」或「講道理」？ 47 理過程，視為一種修辭性質社會互動。那在此時，公民的情感性語言應該與 純粹說理的語言一樣重要。在研究公民互動對話過程，必須考量當時的時間、 地點、環境氣氛、參與者的表情、動作等。如果僅注意到抽象、道德崇高而 不帶情感基礎的公共說理，最終只會落得曲高和寡，並不能被大眾所接受（吳 介民、李丁讚，2005：154-155）。另外，公民在表達意見時會去思考，透過 他的行動或表達會產生並涉及他人的所有可能後果。藉此選擇一個最佳行動 。但在思考的過程中，就常會出現許多矛盾現象，好比『情』與『理』 的衝突。而華人的思維方式，最希望出現的結果是一種『全方位、內心及人 際』的和諧狀態。所以在做人處事上，不論是處理私事或是公共事務，都希 望能把『情』與『理』同時思考進去。考慮當時的情境、涉及人是誰、彼此 間的關係如何等等。按照每件事情與理的不同比重來決定，期待能找到一個 『合情又合理』的最佳方案（楊中芳，2001：453-455）。 從吳介民、李丁讚的研究裡，亦可看出『情感』因素在台灣的重要性。 在新港的造街美化案裡，居民看不到計畫單位的溝通與對話誠意。居民以財 物擁有者的權利與身分進入公共審議過程，但他們由日常生活需要經驗出發 的顧慮，被規劃單位以全鄉的公共利益為由的『道德』與外來專家學者規劃 的『學術專業』所否定。最後，私人利益大反撲。當地居民直接向中央抗議 陳情而導致整個計畫破局；在大溪老街保存的個案裡，則出現了另外一種情 況。規劃者與公民討論的過程中，並沒有要大家去私存公，忽視公民的生活 經驗與情感。而是仔細聆聽參與當地公民的意見與顧慮。並利用『展寶』的 公共活動，使當地公民開始注意研究自己的老房子，瞭解房子與自己個人生 活、家族史的關連。成功建立居民與老街的親密關係，這也是後來老街得以 保存的最大動力（李丁讚主編，2004：375-390）。 總和來說，吾人可以發現若公民在討論過程中沒有情感交流、互相瞭解 來產生相互信任與共通感受。公民就無法傳遞自己的看法，而會流於各說各 話、相互說教，甚至產生非理性的行動。所以公共審議的設計與研究，皆必 須考慮團體的情感動力（Thompson and Hoggett, 2001）。藉著具體的日常生 48 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 活細節、藉著講者與聽者的角色互換與對話。一方面『搏感情』，促進情感 交流並傾聽對方需求，以對方角度思考並表現誠意；另一方面『講道理』， 說明這個道理是自己真心相信並已具體實踐。因此，本研究希望透過更清楚 精細的角度，從『情』與『理』這兩個思考方向，將造成公民會議中參與者 態度轉化的具體因素發掘出來。 三、研究設計 公民會議在台灣，已有一套標準化的作業流程。因此，在四場公民會議 （財稅改革、國是青年會議、竹科宜蘭基地、汽機車總量管制）問卷中，皆 有詢問受訪者對於公民會議所帶來的主觀感受之題目。如表一所示，3 該問 卷將依循流程設計，將公民會議劃分成為四個主要流程選項：會前資料、專 家演講、小組討論與專家詢問。在四場公民會議的後測問卷之中，皆各有兩 道題目詢問受訪者，哪些程序對其了解議題與改變立場，有著重要的影響。 由於該兩題皆為複選題，因此在問卷編碼上，採取針對個別選項進行「1：有 幫助（影響）／0：無幫助（影響）」之二元類別編碼方式。 表一 會議程序之主觀感覺題目 題 號 題 目 選 項 D1 對您個人在了解這個議題上，最有幫助的部分是： D2 就您個人言，對此議題主張影響最大的部分在於： 1. 會前資料 2. 專家演講 3. 小組討論 4. 專家詢問 3. 由於四場問卷題目用字略有差異，但皆主要為詢問受訪者對會議程序之觀感，因此合併整理如表 1。 「搏感情」或「講道理」？ 49 會前資料係指公民會議之前，發給參與者於事前閱讀的「可閱讀資料」。 專家演講是會議開始之初，受邀專家於會中針對政策議題提出背景知識的說 明。此程序是以專家發言講解為主，公民會議參與者則是處於資訊接收的地 位 ， 其 目 的 在 於 使 公 民 會 議 參 與 者 能 夠 更 充 分 且 迅 速 地 對 政 策 議 題 相 關 背 景，有著更清楚的認識。小組討論則是參與者之間的互動過程，是否能夠使 其對政策議題的複雜性，有著更深刻的認識。最後，專家詢問則為專家在公 民會議之末，參與者討論時，負責提供相關問題回答。此時，專家地位則與 前一程序不同，是為一輔助角色，代表各種不同立場的呈現。 由文獻回顧的討論中，吾人可歸納出『講道理』與『搏感情』的兩個構 面。以此觀之現在的公民會議制度設計，其主要透過「會前資料的提供」、 「專家的授課」、「各不同立場專家及利害關係人的交叉詢問」以及「小組 討論」等方式，讓不具專業知識的民眾能夠了解各不同立場背後所牽涉的價 值差異，並且能夠在尊重及了解彼此的差異後，形成共識。因此應可把公民 會議可閱讀資料、專家演講與專家詢問歸入知情、說理，也就是『講道理』 的範疇裡；而小組討論則屬於情感交流與互動的部分，則可歸於『搏感情』 的構面中。 因此，本研究依循問卷所設計之流程選項，將研究變項設為四項：閱讀 資料幫助度、專家演講幫助度、專家詢問幫助度與成員互動幫助度。藉之探 討 在 公 民 會 議 的 流 程 之 中 ， 何 種 程 序 為 參 與 者 帶 來 的 影 響 是 最 主 要 的 ？ 據 此，可畫出本研究之迴歸模型如圖二： 50 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 ??? 閱讀資料幫助度 專家詢問幫助度 專家演講幫助度 成員互動幫助度 知識增加程度 ??? 態度轉變程度 前測知識程度 ???? 基本資料（性別、 年齡、教育程度） 圖二 研究架構圖 資料來源：作者自繪。 在本研究架構中，試圖了解不同的程序之幫助度，是否為參與者帶來知 識的增加與態度的轉變，又影響程度的多寡為何。此一方面，為了測試參與 者於會議前，對該政策議題的了解程度與準備程度，藉以避免參與者事前準 備程度的不同，對本研究造成的影響。故此，本研究另加入一個非程序變項： 「前測知識程度」，以作為背景變項。表二將分別說明本研究自變項定義與 操作型題目。 「搏感情」或「講道理」？ 51 表二 研究面向與操作型題目 面 向 定 義 操 作 型 題 目 閱 讀 資 料 幫助度 係指可閱讀資料是否能使公民會議 參與者對政策議題有更多的認識與 影響。 請 問 您 認 為 這 次 會 議 所 編 著 的 閱 讀 資 料 ， 對 於 大 家 在 討 論 議 題 上 有 沒 有 幫 助 ？ （ 1= 完 全 沒 幫 助 2= 不 太 有 幫 助 3=有點幫助 4=很有幫助） 專 家 演 講 幫助度 係指公民會議中，專家演講所帶來 的資訊，是否能使參與者對政策議 題有更多的認識與影響。 請 問 您 覺 得 專 家 演 講 所 提 供 的 內 容 對 於您在議題上的了解有沒有幫助？（1= 完 全 沒 幫 助 2=不 太 有 幫 助 3=有 點 幫 助 4=很有幫助） 成 員 互 動 幫助度 係指公民會議中，參與者彼此之間 的互動，是否能使參與者對政策議 題有更多的認識與影響。 請問「角色扮演」4 活動對於您瞭解政 策的複雜性是否有幫助？（1=完全沒幫 助 2=不 太 有 幫 助 3=有 點 幫 助 4=很 有幫助） 專 家 詢 問 幫助度 係指公民會議中，參與者向專家諮 詢意見，是否能使參與者對政策議 題有更多的認識與影響。 你覺得專家在接受詢問時，有沒有充分 地回答大家所提出的問題？（1=非常不 充 分 2=有 點 不 充 分 3=有 點 充 分 4= 非常充分） 前 測 知 識 程度 係為受訪者在前測問卷之政策議題 相關問題上的標準化得分。記分方 式為「答對得一分，答錯不給分」， 加總後除以題目數。藉以探知受訪 者於會議前，對該政策的了解程度。 各場公民會議的前測問卷中，與政策議 題背景知識相關之各問題。 另外，因著本研究所欲探討的問題與研究目的，故本研究透過資料合併 與計算的方式，建立本研究依變項。以下將說明本研究依變項之計算方式： 4. 公民會議中『角色扮演』的活動目的，是希望藉著公民扮演公共政策中不同行動者來擺脫本位主義， 從不同的角度思考問題。本文認為在活動過程中，參與的公民在扮演同時也能『將心比心』地體會其 他行動者的決策情境與思考心境，故也產生了相互體諒與理解的情感交流效果（行政院青年輔導委員 會，2005：31-36）。 52 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 (΋) ޕ᛽ቚуำࡋ 分別計算四場公民會議參與者知識增加的標準化得分。在各場公民會議 之前後測問卷中，皆有針對該場會議之政策議題設計若干政策背景知識問題 題項，藉以探測參與者對該議題的熟悉度與預備程度。因此，本研究透過該 類題項計算參與者在政策背景知識上的得分，藉以探查參與者的知識程度。 計算方式則為：首先以「答對得一分，答錯不給分」的方式，計算單一參與 者在前測與後測上的知識題項各題分數。爾後，分別總計個別參與者之前測 與後測在政策背景知識上的總分。循次以「後測總分減前測總分」的方法， 得出兩者之差。最後，再除以各公民會議的政策知識題目數，予以標準化。 此即單一參與者的知識增加程度。 (Β) ᄊࡋᙯᡂำࡋ 分別計算四場公民會議參與者態度轉變的程度。首先進行五等第尺度重 新編碼，將「最正面肯定」之選項（如：完全同意）列為最高分（5 分）， 再依程度逐次遞減，最低分（1 分）為「最負面否定」之選項（如：完全不 同意）。其次，再以後測得分減前測得分方式，取絕對值計算該題的變化程 度。循次，再將各題變化程度予以加總，得一「總變化程度」後，除以「可 能變化範圍」（即「題數」乘以「選項數」），化為變化程度百分比，以做 為標準化手段。5 分別計算四場公民會議後，予以合併成為一份資料。 5. 假設某成員 A 在某場公民會議上的「前測態度總得分」為 25 分、「後測態度總得分」為 31 分，又該場公民會議的態度測量題組共有七題。則成員 A 的態度轉變程度為： （31-25） /（7*4）= 6 / 28 = 0.21（7*4）的部分則為變化範圍。其係指每一題最多有四單位的 可變化範圍，七題則共有 28 單位的可變化範圍。因此，轉變六單位則可標準化為轉變幅度達 21％。 「搏感情」或「講道理」？ 53 四、資料分析 本研究採用二手資料（secondary data）分析。二手問卷資料係為四場公 民會議（財稅改革、國是青年會議、竹科宜蘭基地、汽機車總量管制）之標 準化前後測問卷，共計八大份，有關於這四場公民會議舉辦的單位、時間、 議題、地點及參與人數如附錄一。透過題目選擇與計算，將之合併為本研究 之資料檔。經合計，有效樣本為 68 份。本段首先進行樣本特性之描述，其次 再依據問卷題目進行單變量分析。最後進行多變量分析以驗證假設。 (΋) ڙೖΓ঩୷ҁၗ਑ 由表三可看出，以性別來看，受訪者的男女性別比，為 55.9%：44.1%， 差距幾乎為 1：1，顯示男女比率相當平均。此外，以年齡來看，受訪者多為 20 到 40 歲之青壯年（55.88%）。從教育程度來看，受訪者以大專學歷為最 多，約佔 54.41%。接受過高等教育（大專以上程度）之受訪者，則佔所有樣 本的七成（70.59%）。由此可見，公民會議的參與者，以高教育程度者為主 要組成份子。雖然如此，由於參加公民會議人員是採用公開招募，從報名者 中按人口結構年齡、性別、地域等條件分層後隨機抽出，因此本研究的母群 體為四場公民會議的所有報名者，樣本則是實際參加會議的參與者。6 6. 公民小組的挑選是由主辦機構以公開的方式，利用擴及全國的平面、廣播與電子媒體，刊登廣 告，說明召開公民會議的目的與討論主題，並徵求志願參加者。所有願意瞭解該議題並來參與 討論的民眾，都在歡迎之列。願意參加的公民，必須在報名信函中簡單介紹自己的背景及想要 參加的原因。再由主辦單位從報名名單中，隨機挑選 12-18 人組成參與會議的公民小組。這公 民小組的構成當然不可能完全符合全國人口組成，但在挑選小組成員時，皆會考量參與者的背 景資料，希望在年齡、性別、教育程度、職業和居住地等人口特徵的構成上盡量能呈現社會的 異質及多元性。 54 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 表三 受訪者相關之基本資料 基本資料變項 人 數 有效樣本百分比 男 38 55.9 % 女 30 44.1 % 性 別 小計 68 100 % 未滿 20 歲 5 7.35 % 20-30 歲 25 36.76 % 30-40 歲 13 19.12 % 40-50 歲 9 13.24 % 50-60 歲 8 11.76 % 60 歲以上 7 10.29 % 遺漏值 1 1.47 % 年 齡 （不含上界） 小計 68 100 % 國中或初中（肄業）畢業 5 7.35 % 高中職（肄業）畢業 13 19.12 % 專科或大學（肄業）畢業 37 54.41 % 研究所（肄業）以上 11 16.18 % 遺漏值 2 2.94 % 教育程度 小計 68 100 % (Β) ཮᝼ำׇϐЬᢀགڙ 在四場公民會議問卷中，皆有詢問受訪者對於公民會議所帶來的主觀感 受之題目。透過表四結果顯示，在兩題的選項上，專家演講均被參與民 眾視為是對議題了解最具有幫助性，比率佔 82.35%或對議題主張最有影響力 的一項程序，比率佔 77.94%。 「搏感情」或「講道理」？ 55 表四 選項之次數分配 D1：對您個人在了解這個議題上， 最有幫助的部分是： D2：就您個人言，對此議題主張 影響最大的部分在於： 次數 百分比 次數 百分比 有幫助 56 82.35% 有影響 53 77.94% 無幫助 12 17.65% 無影響 14 20.59% 遺漏值 1 1.47% 專家演講 總和 68 100% 專家演講 總和 68 100% 有幫助 51 75% 有影響 48 70.59% 無幫助 17 25% 無影響 19 27.94% 遺漏值 1 1.47% 會前資料 總和 68 100% 會前資料 總和 68 100% 有幫助 51 75% 有影響 47 69.12% 無幫助 17 25% 無影響 20 29.41% 遺漏值 1 1.47% 小組討論 總和 68 100% 專家詢問 總和 68 100% 有幫助 49 72.06% 有影響 46 67.65% 無幫助 19 27.94% 無影響 21 30.88% 遺漏值 1 1.47% 專家詢問 總和 68 100% 小組討論 總和 68 100% (Ο) ٩ᡂ໨ϩଛኬᄊ 經過計算之後的偏好轉變度，透過表五可看出其次數分配情況。從表中 可以得知，態度轉變幅度為 50%以上者，即確定是為立場有所轉變者。原因 在於轉變幅度達 50%以上者，即表示平均每題的改變幅度為兩單位。若以 4 分轉變兩單位為 2 分而言，則是溫和支持（或反對）轉為溫和反對（或贊成）。 若以 5 分改變 2 單位成 3 分來看，便是最極端立場轉變成為中立。由於立場 鮮明變為中立，此立場鬆動非常明顯，故而亦可視為立場轉變。該人數比率 約為 17.64%。此外，態度轉變幅度為 25%以上到 50％以下者，表示平均每題 56 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 的變化程度為 1 單位。即為原本採溫和支持（或反對）立場者，其有產生立 場轉變之可能，人數比率約為 29.4%。態度轉變幅度為超過 12.5%到未滿 25 ％者，表示平均每題的變化程度介於 0.5 單位到 1 單位之間。即為原本採溫 和 支 持 （ 或 反 對 ） 立 場 者 ， 改 變 其 立 場 的 可 能 性 相 當 微 弱 ， 人 數 比 率 約 為 26.4%。另一方面，態度轉變幅度為 12.5%以下者，表示其在問卷填答上，僅 有一半的題目出現變化，而變化皆為 1 單位（例如：「溫和反對」轉為「無 意見」）。故此可認為該人的偏好態度幾無轉變。此人數比率約為 23.52%。 表五 偏好轉變度之次數分配 依變項：偏好轉變度 轉變幅度 次數 百分比 轉變幅度 次數 百分比 0% 3 4.41% 25% 5 7.35% 3% 3 4.41% 29% 3 4.41% 4% 1 1.47% 32% 3 4.41% 6% 1 1.47% 34% 1 1.47% 7% 4 5.88% 36% 1 1.47% 9% 1 1.47% 39% 1 1.47% 11% 3 4.41% 43% 4 5.88% 13% 2 2.94% 46% 2 2.94% 14% 5 7.35% 50% 1 1.47% 16% 1 1.47% 61% 1 1.47% 18% 3 4.41% 64% 6 8.82% 19% 1 1.47% 71% 2 2.94% 21% 4 5.88% 75% 1 1.47% 22% 2 2.94% 79% 1 1.47% 遺漏值 2 2.94% 總和 68 100% 從表六可以發現，知識增加幅度在 9％以下的參與者為最多，佔 55.88％， 可視為知識增加幾乎無變化。但檢視表七則可發現，前測知識程度在 0.5 以 「搏感情」或「講道理」？ 57 上（即答對率為 50％以上）的人數為最多（64.71％），而且分配情況相當平 均。因此可以簡單推論，此與增加幅度在 19％以下的人幾乎佔有所有人數的 六成六，是具有相當的關連性。因為其分數增加空間已不多。 表六 知識增加幅度次數分配 表七 前測知識程度次數分配 依變項：知識增加 背景變項：前測知識程度 變化幅度 次數 次數百分比 前測程度 次數 次數百分比 9％以下 38 55.88% 0.1～0.19 5 7.35％ 10％～19％ 7 10.29% 0.2~0.29 0 0％ 20％~29％ 12 17.65% 0.3～0.39 10 14.71％ 30％～39％ 5 7.35% 0.4～0.49 9 13.24％ 40％～49％ 1 1.47% 0.5～0.59 11 16.18％ 50％～59％ 2 2.94% 0.6～0.69 13 19.12％ 60％～69％ 2 2.94% 0.7～0.79 0 0％ 70％～79％ 0 0 % 0.8～0.89 13 19.12％ 80％～90％ 1 1.47% 0.9～1 7 10.29％ 總和 68 100% 總和 68 100％ (Ѥ) ӭϡ଑ᘜϩ݋ 1.皮爾森相關 在簡單描述統計的呈現後，本研究將先進行皮爾森相關計算，檢視兩兩 變項之間的相關程度。皮爾森相關係數即是兩變項之間的關聯係數。透過相 關係數，可先行初探兩變項之間的共變關係是否存在。同時，也可以作為多 元迴歸分析的比較基礎。 經過計算，如表八所示，初步發現在知識增加上，僅成員互動幫助度與 前測知識程度的相關達顯著。另一方面，在態度轉變上，亦只有成員互動幫 助度與前測知識程度的相關達顯著。此表示吾人可以暫時推論：就公民會議 58 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 所帶來的態度轉變與知識增加兩事上，公民會議參與之成員在其中扮演著重 要的角色。上述論證有待稍後的多元迴歸分析進行更進一步的檢證。 表八 皮爾森相關係數 閱讀資料 幫助度 . 專家演 講幫助 度 . 專家詢 問幫助 度 . 成員互 動幫助 度 . 前測知識 程度 知 識 增 加 偏好轉 變度 Pearson 相關 1 閱 讀 資料 幫 助 度 . 顯著性 （雙尾） Pearson 相關 0.23 1 專 家 演 講 幫 助 度 . 顯著性 （雙尾） 0.06 Pearson 相關 0.09 0.21 1 專 家 詢 問 幫 助 度 . 顯著性 （雙尾） 0.48 0.08 Pearson 相關 0.02 0.03 0.09 1 成 員 互 動 幫 助 度 . 顯著性 （雙尾） 0.90 0.83 0.45 Pearson 相關 0.12 -0.15 0.12 -0.05 1 前測知 識程度 顯著性 （雙尾） 0.32 0.21 0.34 0.66 Pearson 相關 -0.01 -0.10 -0.23 -0.24 （*） -0.53（**） 1 知 識 增 加 顯著性 （雙尾） 0.91 0.42 0.06 0.05 0.00 Pearson 相關 -0.13 0.15 -0.09 0.25（*）-0.42（**） 0.01 1.00 偏 好 轉變度 顯著性 （雙尾） 0.31 0.23 0.47 0.04 0.00 0.91 ** 在顯著水準為 0.01 時 （雙尾），相關顯著。 * 在顯著水準為 0.05 時 （雙尾），相關顯著。 「搏感情」或「講道理」？ 59 2.多元迴歸 第一次多元迴歸係以偏好轉變度做為依變項，以閱讀資料幫助度、專家 演講幫助度、專家詢問幫助度、成員互動幫助度、前測知識程度與基本資料 （性別、年齡、教育程度）為自變項。檢驗眾自變項，將會為參與者的偏好 轉變度帶來何種影響。首先，透過表九發現，該模式的適配度為 38.2％（adjust R2），且其F檢定通過 .01 顯著水準的考驗。此顯示本模式具有一定程度的解 釋效力。 表九 以「偏好轉變度」為依變項的多元迴歸之模型適配度 與 ANOVA 分析 單變量變異數分析（ANOVA） R 平方 調過後的 R 平方 F 值 分子自由度 分母自由度 顯著性 0.461 0.382 5.876 8 55 0.000 完成適配度探究後，檢視表十迴歸係數，可發現通過 t 檢定顯著性考驗 （ .05）的變項有成員互動幫助度、年齡與前測知識程度三項，其餘則否。成 員互動幫助度方面，標準化迴歸係數達 0.241（ .027）；年齡的標準化迴歸係 數達 -0.487（ .000）；前測知識程度的標準化迴歸係數為 -0.315（ .004）。另 一方面，所有自變項的共線性統計量之允差皆大於 0.1，VIF 皆小於 10。由此 可確自變項之間並無共線性問題存在。 60 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 表十 第一次多元迴歸之標準化迴歸係數與多重共線性檢定 依變數：偏好轉變程度 相 關 共線性統計量 構 面 標準化係數 （Beta） t 顯著性 零階 偏 部分 允差 VIF 閱讀資料幫助度 -0.033 -0.305 0.762 -0.102 -0.041 -0.030 0.839 1.192 專家演講幫助度 0.090 0.816 0.418 0.161 0.109 0.081 0.802 1.246 成員互動幫助度 0.241 * 2.271 0.027 0.235 0.293 0.225 0.872 1.147 專家詢問幫助度 -0.030 -0.280 0.781 -0.076 -0.038 -0.028 0.860 1.163 性別 -0.066 -0.604 0.548 0.026 -0.081 -0.060 0.809 1.236 年齡 -0.487 ** -4.334 0.000 -0.527 -0.505 -0.429 0.777 1.287 教育程度 0.002 0.015 0.988 0.054 0.002 0.001 0.786 1.273 前測知識程度 -0.315 ** -2.983 0.004 -0.410 -0.373 -0.295 0.877 1.141 ** 在顯著水準為 0.01 時 （雙尾），相關顯著。 * 在顯著水準為 0.05 時 （雙尾），相關顯著。 接下來，進行第二次的多元迴歸分析。第二次多元迴歸係以知識增加程 度做為依變項，其餘自變項皆不變。如表十一所示，透過計算後發現，該模 式的適配度為 33.3％（adjust R2），且其F檢定通過 .01 顯著水準的考驗。此 顯示本模式具有一定程度的解釋效力。 表十一 以「知識增加」為依變項多元迴歸之模型適配度與 ANOVA 分析 單變量變異數分析（ANOVA） R 平方 調過後的 R 平方 F 值 分子自由度 分母自由度 顯著性 0.417 0.333 5.001 8 56 0.000 「搏感情」或「講道理」？ 61 完成適配度探究後，檢視表十二的迴歸係數，可發現僅有成員互動幫助 度與前測知識程度的迴歸係數通過 t 檢定的顯著性考驗。成員互動幫助度的 標準化迴歸係數達 -0.261（ .02）；前測知識程度的標準化迴歸係數達 -0.565 （ .000）。另一方面，在共線性檢定上，所有自變項共線性統計量的允差皆 大於 0.1、VIF 皆小於 10。由此可確信自變項之間並無共線性問題存在。 表十二 第二次多元迴歸之標準化迴歸係數與多重共線性檢定 依變數：知識增加程度 相 關 共線性統計量 構 面 標準化係數 （Beta） t 顯著性 零階 偏 部分 允差 VIF 閱讀資料幫助度 0.087 0.779 0.439 -0.022 0.103 0.079 0.836 1.197 專家演講幫助度 -0.159 -1.385 0.171 -0.077 -0.182 -0.141 0.793 1.261 成員互動幫助度 -0.261 * -2.386 0.020 -0.249 -0.304 -0.243 0.871 1.148 專家詢問幫助度 -0.135 -1.214 0.230 -0.241 -0.160 -0.124 0.848 1.179 性 別 0.028 0.248 0.805 0.153 0.033 0.025 0.804 1.244 年 齡 0.052 0.448 0.656 -0.039 0.060 0.046 0.774 1.292 教育程度 -0.040 -0.350 0.728 -0.043 -0.047 -0.036 0.785 1.274 前測知識程度 -0.565 ** -5.185 0.000 -0.540 -0.570 -0.529 0.878 1.139 ** 在顯著水準為 0.01 時 （雙尾），相關顯著。 * 在顯著水準為 0.05 時 （雙尾），相關顯著。 經由兩次的多元迴歸分析，可以完成圖三的路徑係數。透過迴歸結果可 發現：閱讀資料幫助度、專家演講幫助度及專家詢問幫助度，三變項對於知 識增加與態度轉變的影響皆不顯著。在知識增加程度部份，成員互動幫助度 之標準化迴歸係數呈現-0.261，表示對知識增加而言，認為成員互動幫助度越 強的參與者，其知識增加的幅度反而較低。另一方面，在態度轉變程度上， 成員互動幫助度的係數為 0.241，表示對態度轉變而言，越認為角色扮演有 所幫助的人，其態度轉變的幅度越大。此外，年齡的係數呈 -0.487，此表示 62 東吳政治學報/2007/第二十五卷第一期 年紀越大的參與者，其對政策議題較有定見，因而其立場轉變的幅度也較小。 ??? 閱讀資料幫助度 專家演講幫助度 專家詢問幫助度 知識增加程度 -0.261 * 態度轉變程度 -0.565 ** ??? 0.241 * 成員互動幫助度 -0.315 ** ???? 前測知識程度 -0.487 * 年 齡 圖三 路徑係數圖 對於上述統計結果有幾種可能的解釋： 首先，在前測知識程度部份，前測知 知識增加與態度轉變兩變 項上，其結果仍為負值。此說明前測知識 度越低。其係為前測知識程度已近上限， 增加的成長幅度，反不如前測知識程度低者 表示事前準備越充分。對同一群充分準備 較不了解的參與者，他們更能夠理解其他 訊，並且進行反饋。故此，其對該政策議 的明確立場。 其次，本研究發現成員互動幫助度不 識程度對 程度越 故能增 明顯 的參與 參與者 題較有 論在態 高參與者，其知識增加的幅 加的幅度並不多。因而知識 。另外，前測知識程度越高， 者來說，相較於其他對議題 所提出的政策議題意見與資 充分的認識，亦有具包容性 度轉變或知識增加等兩依變 「搏感情」或「講道理」？ 63 項上，結果均為顯著。但是依據表四顯示，公民會議參與者多主觀認為專家 演講對其瞭解議題，最有幫助，何以在迴