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第二節 研究架構
根據文獻，筆者認為選制的改變對於立法委員行為，乃至連任的影響可從兩 個角度探討，其一是選制本身選票累積激勵誘因的改變，其二是不同選制下選區 選民結構的改變。不過，筆者認為在 SNTV 底下，如果某 A 黨現任立委的複數 選區選民具有穩定政黨認同者有 60%，且政黨支持型態是 A 黨 70%、B 黨 30%，
且選制改變後單一選區亦同。如前所述，SNTV 的激勵誘因是「最小獲勝選票」， 而 SMD 是「相對多數選票」。因此在 SNTV 之下，該立委可以建立選民服務的 差異性，以化解黨內競爭的困境；但在 SMD 之下，如果該立委不改變服務型態，
盡可能接觸更多的支持者，則將面臨黨內初選的競爭危機。因此，即便選區選民 政黨認同結構未改變，立委的行為仍需改變。故筆者認為，影響新舊選制立委連 任的因素為立委行為的差異，而立委行為的差異又源自於新舊制度選票累積激勵 誘因的差異。但選制變遷所帶來的改變仍須將選民結構的變化納入考慮，惟筆者 的理論傾向優先關注激勵誘因改變對立委代表行為與追求連任的影響。
考量前述理由，在本文中連任與否為依變項無疑，而筆者雖將自變項設定為 立委行為與態度的差異，此差異的命題來自於選制激勵誘因的改變。不過，在觀 察行為差異對於連任的影響之前，筆者將先檢證行為差異的成因。綜上所述，本 文的研究架構如圖 3-1 所示。
綜合前述討論，筆者認為選制的改變將使得立法委員追求連任的行為與態度 皆發生轉變，而這樣的轉變將使選區中政黨聲勢較弱的立委面臨選區與政黨雙重 經營的兩難困境，並連帶影響立委的連任與否。
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圖 3-1 本文之研究架構
根據本文理論，筆者認為立委的行為應有若干差異存在於新舊選制之間。由 於筆者認為新舊選制的選票累積激勵誘因不同，因此我們在立委「接觸民眾型態」
上，由於選票區隔性的因素，舊選制立委的接觸民眾型態因不同的選票經營策略 而多樣並存，不過新選制的立委比較傾向直接接觸基層民眾，或者接觸能幫助其 動員基層民眾的樁腳與團體。其次，由於需要接觸更多元的民眾，因此新選制的 立委在「選區、立院時間分配」上，花在選區的時間的比重應比舊選制立委更高。
此外，在面對「選區利益與政黨利益衝突」時，根據理論，筆者不假定舊選 制的立委會傾向選區或政黨，因為這端視立委連任選區（同時也可視為主要選區）
選民意向而定；但是新選制的立委，雖然在立法場域中受到政黨的鞭策，同時政 黨也掌握單一選區制之下的競選資源，但是筆者還是認為新選制立委將傾向站在 選區一方，原因將於後詳述。
最後，也是觀察新選制立委一方面選擇選區利益，一方面遵從政黨立場的指 標，即立委的「脫黨投票比例」。筆者預期，在舊選制之下，黨內競爭程度較高，
有動機以較極端的訴求爭取選票，時而背離政黨立場，因此舊選制立委在立法場 域中脫黨投票的比例應比新選制立委來得更高。換言之，新選制立委一方面在面 對政黨與選區利益衝突時，傾向站在選區一方；但如果遇到記名投票時，又會傾 向遵循政黨意見。也正因為如此，使得新選制立委在同時經營選區與政黨聲譽時 更加困難，而提升連任難度。
得票類型比例 選制改變
激勵誘因改變 選區選民改變
立委行為改變 選區時間比重
脫黨投票比例 接觸民眾型態
利益衝突取捨 連任結果
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接著，筆者將以上述變項預測連任結果，茲設定變項如下。
（一） 依變項
本文的依變項為立委「連任與否」。關於立法委員的連任率的計算與連任的 判定方式，吳宜侃（2005）曾提供一項值得參考的方法，其將該屆所有席次作為 母數，並以「尋求連任是國會議員行動的基本目的」為由，將不參選連任的立委 認定為「認為自己不可能當選連任」而放棄參選，因此屬於連任失敗。故此法之 下連任的判定僅有成功與失敗二者，從而算出連任率。
依照吳宜侃的算法，以第五至六屆及第七至八屆為例，2004 年立法委員選 舉的連任率為 59%，而 2012 年則是 58%（包含所有類別之立委），兩個制度的連 任率似乎無甚差異。但筆者認為吳宜侃忽略了「放棄連任」之行為是否也同屬「出 於追求連任的動機」，出於連任動機放棄連任是一項十分矛盾的論述。無意追求 連任之立委的「失敗」，與有意追求連任之立委的「失敗」並非同樣的意涵，筆 者以為不可等同視之。因此，筆者所認定的追求連任，應屬於「立委有意圖連任 的外顯行為」，如新聞曝光、準備初選等行為，具備這些行為而中途退出者，方 可視為追求連任失敗。
筆者將選舉結果的判定項目分為 11 類，首先藉由中央選舉委員會的選舉資 料庫所公佈之選舉結果可以判定哪些立委屬於競選連任者，進而判定連任成功或 失敗。接著利用立法院國會圖書館新聞知識管理系統，搜尋在中選會選舉資料庫 中並未出現的現任立委，判定其是否具有連任意願，或轉任其他公職。按照筆者 對於連任的認定，我們發現吳宜侃的算法將低估連任率，且舊選制的連任率高出 新選制許多。新舊選制的連任判讀次數分配如表 3-1 所示，為避免將立法院屆次 與立法委員選舉屆次混淆，筆者直接列出選舉年度。
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敗」、「10 區域轉換失敗」、「11 不分區轉區域失敗」等四類編碼為 0，代表連任 失敗。筆者將以二元勝算對數模型(binary logit model)檢證自變項對於依變項的影 響力。
（二） 自變項
本文所設定的自變項共六項，9 其操作型定義分述如下：
第一項自變項乃根據本文理論，選區中政黨聲勢較弱的立委（以下簡稱「選 區政黨弱勢立委」）。筆者選取國民黨、民進黨、新黨、親民黨以及臺灣團結聯盟
（以下簡稱臺聯）等立委席次，並主要針對北部地區，包含基隆市、臺北市、臺 北縣（2010 年改制為新北市）、桃園縣、新竹縣、新竹市、苗栗縣等，以及南部 地區，包含雲林縣、嘉義縣、嘉義市、臺南縣、臺南市（2010 年臺南縣、市合併）、 高雄縣、高雄市（2010 年高雄縣、市合併）、屏東縣等，分別觀察兩大主要政團
（國、親、新三黨為泛藍政黨；民、臺聯兩黨為泛綠政黨）席次，其分佈如表 3-2。
表 3-2 顯示，在舊選制下，雖然泛綠政黨在南部地區的立委席次比例略高於 泛藍政黨，但泛藍、泛綠政黨立委在南北地區的席次分佈並未有顯著差異。但是 在新選制下，泛藍、泛綠政黨在南北地區的立委席次分佈與舊選制相比有了十分 明顯的轉變，泛藍政黨主要席次分佈於「南部地區以外」，泛綠政黨則分佈於南 部，「北藍南綠」現象已然成形。雖然在舊選制下無法看出國、民兩黨的立委席 次在南北地區的分佈差異，但我們也可藉由單一選區制所產生的縣市長席次進一 步觀察。
9 取自於盛杏湲（1999；2000；2003；2006-2007；2011）科技部研究計畫之自變項有選區時間 比重、利益衝突抉擇、接觸民眾型態，以及脫黨投票率，原始問卷題型見附錄一。關於各變 項之描述性統計結果臚列於附錄二。
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但是當選區政黨弱勢立委努力累積個人得票時，仍有連任機會。
第二為「選區時間比重」，即為立法委員對於選區事務的時間分配佔「立委 花在選區及立法事務總時數」的比例，為連續變項。筆者認為，愈重視選區服務 的立委，花在選區事務上的時間比例也較高。根據 Heitshusen 等人(2005)的分析，
愈能安全連任的國會議員，專注於選區事務的程度愈低，且 SMD 制度的國會議 員專注於選區事務的程度比起其他制度的國會議員也來得高。因此，筆者預期，
新選制立委花在選區時間的比重會較高，且 SMD 下之選區政黨弱勢立委由於連 任難度較高，因此比起一般立委會花更多時間在選區事務上。
第三為「立委的接觸民眾型態」，筆者選擇立委最頻繁接觸者，將接觸型態 分成三類，分別為「基層民眾」、「白領民眾」以及「地方樁腳與團體」。所謂基 層民眾，主要包含「農林漁牧」、「勞工」、「民營事業職員」、「小本經營的生意人」、
「服務及餐旅業者」、「退休人員」以及「家庭主婦」，在客觀人數上，應該是涵 蓋人數最廣的一類選民；而所謂白領民眾，主要包含「公司負責人或管理人員」、
「軍警人員」、「公教人員」、「律師、代書、會計師、醫生等專業人士」，在客觀 人數上，其涵蓋人數應較基層民眾要來的少；而所謂地方樁腳與團體，主要包含
「村里長或地方基層民意代表」，以及「民間社團成員」、「公益社團成員」等，
其客觀人數又更少。由於此種分類含客觀人數多寡的意義，筆者認為這樣的分類 可以幫助我們觀察新舊選制立委的接觸民眾型態是否存在差異。
第四個自變項為「立委面對選區利益與政黨利益的衝突取捨」，筆者將「選 區」編碼為 1，「政黨」編碼為 0，也是二分變項。回顧日本與我國的相關文獻，
我們已知 SNTV 與 SMD 的個人選票十分重要，但是 SMD 的政黨選票也日益重 要。但 SMD 立委由於是選區的單一課責對象，因此累積個人選票的動機也十分 強烈。筆者預期，雖然 SMD 的政黨選票日漸重要，但是立委在面對選區與政黨 利益衝突時，會傾向站在選區利益一方。
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第五個自變項「脫黨投票比例」。所謂脫黨投票，其定義為「立委在立法院 記名表決時違背政黨立場投下贊成、反對或棄權票」，並不包含「未出席」或「未
第五個自變項「脫黨投票比例」。所謂脫黨投票，其定義為「立委在立法院 記名表決時違背政黨立場投下贊成、反對或棄權票」，並不包含「未出席」或「未