政黨?替與地方派系勢?變遷-基?市的個案分析

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政黨輪替與地方派系勢力變遷-基隆市的個案分析

* 政大中山人文社科所教授高永光 壹、前言 台灣的地方派系政治被認為是國民黨執政時期，鞏固其統治基礎的策略。除了利用原已存在的地方勢力，刻意與他們建立起恩主（patron）和侍從（client）的關係外，也有意地扶植地方上相互競爭的地方派系，利用「輪政」或「分贓」的權力安排，使國民黨能穩固地維持政權。基本上，地方政治菁英的權力競逐場域，被侷限在地方；由於戒嚴與動員戡亂，中央權力場域呈現高度封閉的狀態，國民黨利用增額中央民意代表的選舉，提供了極少數的權力位置，成功地壓抑地方菁英對於政治權力要求在層次上的升高，這種統治技術是相當獨特的。但是，隨著解嚴、蔣經國先生去世，終止動員戡亂時期，以及國民黨內部因權力及路線鬥爭的分裂；加上反對黨的成長，社會的自由化與民主化，終於在公元 2000 年的總統大選，國民黨失去了中央執政權。在政黨輪替後，長期與國民黨維持結盟關係的地方派系，究竟會出現怎樣的變遷狀態，是相當引人注意的政治課題。 貳、文獻與理論探討 研究臺灣地方派系的學者注意到政黨輪替後，地方派系變遷的可能情形，首推趙永茂的「2000 年總統大選後新政黨政治形勢對地方派系政治的衝擊」1該文訪談了不少高雄縣及彰化縣相關人士，作者提出許多在總統大選後，臺灣地方派系變遷的一些現象，包括國民黨的地方派系區域結盟與中央結盟的現象，以及地方派系由雙派系進入多頭派系，和地方派系的三黨化取向。但是，就派系的力量而言，作者對高雄縣所下的結論是「派系 * 本文為國科會 90 年補助研究計畫，計畫編號NSC-902414H004009，計畫題目：「地方派系的政黨支持變遷模式之研究---以基隆市為個案分析」之研究結果。 1_趙永茂，_{「2000 年總統大選後新政黨政治形勢對地方派系政治的衝擊」}_{，臺灣政治學會主辦「跨} 越 2000 年政治學研究」，高雄：中山大學政治所，2000 年 12 月 9-10 日，頁 16。

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內部的凝聚性及對立性仍十分強烈」。2而作者對於彰化縣的看法是「傳統派系內部的凝聚性雖有式微，但仍然不可忽視。新興的民進黨派系亦同。」 3 政黨輪替後，地方派系勢力到底是深化或衰退？趙永茂前文的看法，似乎較比較傾向雖有式微，但仍具有不可忽視的力量。王金壽在 2002 年「臺灣社會學年會」中，發表「瓦解中的地方派系」4，顧名思義，派系已是「名存實亡」。當然，王金壽是針對屏東縣的個案研究，屏東縣的地方派系或許已經成為昨日黃花；但是，臺灣地區各地方派系究竟在政黨輪替，或者說新的政黨體系在 2000 年總統大選後，呈現出多黨政治的狀態下，地方派系究竟如何變遷？對未來臺灣的政治發展的影響，與過去有何不同？相信是所有關心臺灣政治的人都會感到有興趣的課題。在公元 2000 年總統大選，產生政黨輪替後，對地方派系的變遷，尚有兩篇文章從事總體的觀察。第一篇是徐永明與陳鴻章〈以下簡稱徐文〉的「地方派系在國民黨：衰退還是深化？」5_{徐文很有系統地把 1983 年到} 2001 年的立法委員選舉的資料，進行總體的分析，建構了 6 個份量指標：席次率、得票率、提名率、新進率、再提名率、連任率，以及四個效率指標：派系當選率、派系新進當選率、派系再當選率及派系連任率，用來檢驗在政黨輪替前後，長期趨勢上的變化；其次再以選區大小別及地理區域加以比對，結果發現台灣地方派系的勢力變遷，在 1983 年到 2001 年政黨輪替之後，呈現出衰退與深化並存的現象；但是，如果以 90 年代和 80 年代相比較，卻呈現出「衰退卻深化」的現象。這個意思是說，在選舉動員上，整體的效率 90 年代不如 80 年代，但在國民黨內所扮演的角色，依然重要。同時，地方派系對國民黨的影響所以呈現出上述這種變遷的態勢，和民進黨的表現有極大的關係。徐文的另一個特色是依上述的份量和效率指標，再來檢驗北基宜、桃竹苗、中彰投、雲嘉南、高屏澎及花東等六塊區域，地方派系的勢力變遷， 2_{同前註，頁 11。} 3_{同前註，頁 13。} 4_王金壽，_{「瓦解中的地方派系」，2002 年臺灣社會學年會，臺中：東海大學社會系。} 5_{徐永明、陳鴻章，「地方派系在國民黨：衰退還是深化？」，2002 年臺灣政治學會第九屆年會，} 嘉義：中正大學。

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判斷出一些區域性的差異。徐文所提供的觀點是很有價值的，但是，該文所使用的資料乃是總體的資料，在計算的基礎上，容易忽略其他因素，而產生判斷上的偏差。例如不管是得票率、席次率……等指標，都是以國民黨在這些指標上的總數為分母，如果分母減少了，而地方派系在這些指標的總數是分子，假定總數沒有增加；但是，因為分母變小了，在指標的百分比上，自然就會有增減的變化。最明顯的例子是 1992 年到 1995 年之間的變化，當時國民黨第一次分裂，新國民黨連線出走，以及後來新黨的誕生，都使原先國民黨的總得票數減少了，這使得原本並沒有變化的派系勢力，在國民黨的總得票率的分量中，得到了比率上的增加。如果是這樣，以此來判定九○年代（1992、1995、1998）的深化現象，重於八○年代（1983、1986、1989），似有待斟酌。而 1998 年派系的得票率佔國民黨總得票率的 0.54，到 2001 年陡降到 0.47，可能也是因為親民黨的出現，部分派系政治人物轉而投入親民黨、臺聯黨的關係。而事實上，由於新的政黨體系的出現，對臺灣地方派系的勢力變遷，恐怕也不能只計算與國民黨有關的地方派系的變遷情形。因此，筆者曾經在一項研討會上發表「二十一世紀臺灣地方派系的發展」一文，6將 2001 年參選立委其派系屬性的候選人加以統計〈參見表一〉，如果不計入不分區名額被提名人所屬的派系，在區域候選人部分，共有 68 個派系有候選人參選；如果把不分區的也計入，則共有 74 個地方派系有候選人參選；至於候選人總數部分，區域部分具派系屬性的候選人共 114 位，把不分區的也列入，則共有 128 人。 【表一】2001 年台灣地區第五屆立法委員選舉地方派系參選統計表（含不 分區） 縣市 地方派系 候選人 得票數得票率政黨當選與否徐少萍 29051 16.88﹪ 國民黨 Y 陳派何聖隆 9818 5.70﹪ 無 N 基隆市蘇張派劉文雄 52778 30.67﹪ 親民黨 Y 6_高永光，_{「二十一世紀臺灣地方派系的發展」}_，_{「2002 年兩岸政治與經濟發展學術研討會」論文，} 臺北：政治大學中山人文社會科學研究所，2002 年 6 月 9 日 10 日。

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縣市 地方派系 候選人 得票數得票率政黨當選與否楊思勤 15535 9.03﹪ 台聯 N 鶯歌余派李嘉進 39426 7.91﹪ 國民黨 Y 鄭逢時（不分區）10 國民黨 Y 板橋鄭派吳清池 26273 5.27﹪ 國民黨 N 板橋劉家劉炳偉 14133 2.84﹪ 國民黨 N 土城劉派劉朝金 17905 3.59﹪ 無 N 五股林派林志嘉 31470 5.24﹪ 無 N 蘆洲李家李先仁 22262 4.46﹪ 國民黨 N 新莊國治派蔡家福 37656 6.27﹪ 國民黨 Y 李顯榮 36816 6.13﹪ 國民黨 Y 新莊聯合派鄭余鎮 67710 11.27﹪ 民進黨 Y 三重幫陳宏昌 36611 6.09﹪ 國民黨 Y 新店羅派羅明才 34845 5.93﹪ 國民黨 Y 新店鄭派鄭三元 50400 8.58﹪ 親民黨 Y 中和林江派趙永清 36774 6.26﹪ 無 Y 中和呂派呂學圖 33024 5.62﹪ 國民黨 N 洪秀柱 38884 6.62﹪ 國民黨 Y 永和大陳派林德福 44773 7.62﹪ 親民黨 Y 台北縣新店農會派劉盛良 31173 5.31﹪ 國民黨 N 朱鳳芝 46027 5.85﹪ 國民黨 Y 吳克清 29281 3.72﹪ 國民黨 N 吳派吳振寰 6778 0.86﹪ 親民黨 N 呂派呂新民 30911 3.93﹪ 國民黨 Y 彭張派彭添富 68758 8.74﹪ 民進黨 Y 邱派邱垂貞 54351 6.91﹪ 民進黨 Y 徐派陳根德 41449 5.27﹪ 國民黨 Y 邱創良 38258 4.86﹪ 親民黨 Y 黃派黃金德 23326 2.96﹪ 台聯 N 桃園縣許派許鍾碧霞 28864 3.67﹪ 民進黨 N 邱鏡淳 64673 31.69﹪ 國民黨 Y 宋派吳東昇（不分區）2 台聯 Y 新竹縣范派黃煥吉 23307 11.42﹪ 台聯 N 客派呂學樟 36075 22.30﹪ 親民黨 Y 張蔡美 24145 14.93﹪ 國民黨 Y 閩派陳憲聰 6592 4.08﹪ 國民黨 N 新竹市外省派蕭志潔 10478 6.48﹪ 國民黨 N

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縣市 地方派系 候選人 得票數得票率政黨當選與否老黃派何智輝 36781 14.19﹪ 國民黨 Y 徐耀昌 44432 17.15﹪ 親民黨 Y 林久翔 24497 9.46﹪ 國民黨 N 新黃派邱紹俊 13166 5.08﹪ 無 N 劉政鴻 41493 16.01﹪ 國民黨 Y 苗栗縣小劉派陳超明 33531 12.94﹪ 無 N 楊瓊櫻 41223 6.23﹪ 國民黨 Y 劉銓忠 32954 4.98﹪ 國民黨 Y 劉松藩（不分區）4 親民黨 Y 林耀興 29832 4.51﹪ 國民黨 N 紅派張立傑 24283 3.67﹪ 親民黨 N 紀國棟 30821 4.66﹪ 國民黨 Y 顏清標 34003 5.14﹪ 無 Y 郭榮振 23689 3.58﹪ 國民黨 N 王戴春滿 30361 4.59﹪ 台聯 N 潘至誠（不分區）9 台聯 N 黑派陳傑儒（不分區）23 國民黨 N 台中縣楊派楊文欣 32841 4.96﹪ 國民黨 Y 賴派沈智慧 52698 12.18﹪ 親民黨 Y 盧秀燕 42463 9.82﹪ 國民黨 Y 張派黃顯洲 34164 7.90﹪ 國民黨 N 廖派蔡鈴蘭（不分區）8 國民黨 Y 台中市何派何敏豪 42114 9.74﹪ 台聯 Y 陳志彬 29007 11.73﹪ 親民黨 Y 熊俊平 20455 8.27﹪ 國民黨 N 舊派簡金卿（不分區）13 親民黨 N 南投縣新派陳啟吉 21546 8.71﹪ 台聯 N 林進春 44812 7.29﹪ 國民黨 Y 紅派洪性榮 26117 4.25﹪ 國民黨 N 游月霞 59590 9.70﹪ 國民黨 Y 陳杰 37452 6.10﹪ 國民黨 Y 謝章捷 42977 6.99﹪ 親民黨 Y 陳振雄 21103 3.43﹪ 國民黨 N 陳朝容 32116 5.22﹪ 親民黨 N 陳諸讚 27150 4.42﹪ 親民黨 N 彰化縣白派陳釘雲（不分區）19 國民黨 N

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縣市 地方派系 候選人 得票數得票率政黨當選與否許舒博 31886 9.42﹪ 國民黨 Y 許派曾蔡美佐 38012 11.23﹪ 國民黨 Y 張派高孟定 33961 10.04﹪ 無 Y 侯惠仙 27353 8.09﹪ 國民黨 N 雲林縣廖派林明義 29530 8.73﹪ 國民黨 N 老黃派李雅景 49710 19.00﹪ 國民黨 Y 張花冠 36101 13.79﹪ 無 Y 新黃派陳適庸 23201 8.86﹪ 親民黨 N 嘉義縣新林派蔡吉輝 27829 10.63﹪ 國民黨 N 黃派黃敏惠 36730 30.62﹪ 國民黨 Y 嘉義市林派蕭登獅 13702 11.42﹪ 無 N 方醫良 33165 6.22﹪ 國民黨 N 洪玉欽 35818 6.72﹪ 國民黨 N 海派宋煦光 27091 5.08﹪ 國民黨 N 周五六 31511 5.91﹪ 國民黨 N 山派曾文錡 12139 2.28﹪ 無 N 台南縣高派高育仁（不分區）5 國民黨 Y 施林派林南生 40858 12.45﹪ 國民黨 Y 蔡黃派唐碧娥 36877 11.23﹪ 民進黨 Y 台南市張施派施治明 15548 4.73﹪ 無 N 王金平 59100 10.21﹪ 國民黨 Y 鐘紹和 47252 8.16﹪ 親民黨 Y 鐘榮吉（不分區）7 親民黨 Y 白派葉發叢 23587 4.07﹪ 無 N 余政道 36812 6.36﹪ 民進黨 Y 徐志明 37260 6.44﹪ 民進黨 Y 尤宏 31441 5.43﹪ 民進黨 N 王金雄 26043 4.50﹪ 民進黨 N 黑派黃萬全 27927 4.83﹪ 台聯 N 林益世 33583 5.80﹪ 國民黨 Y 高雄縣紅派林源山 23868 4.12﹪ 國民黨 N 朱星羽 29198 7.06﹪ 民進黨 Y 曾長發 23507 5.68﹪ 國民黨 N 林宏宗 23662 7.79﹪ 國民黨 N 台南派李復興 23440 7.71﹪ 國民黨 N 高雄市嘉義派郭玟成 41503 13.66﹪ 民進黨 Y

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縣市 地方派系 候選人 得票數得票率政黨當選與否蔡媽福 4266 1.40﹪ 無 N 陳派黃昭順（不分區）4 國民黨 Y 廖婉汝 35742 8.72﹪ 國民黨 Y 伍澤元 26025 6.35﹪ 無 N 林派林國龍 14922 3.64﹪ 無 N 曾永權 41037 10.01﹪ 國民黨 Y 屏東縣張派郭廷才 15712 3.83﹪ 無 N 陳金德 39951 19.58﹪ 民進黨 Y 縣長派張川田 34991 17.15﹪ 民進黨 Y 宜蘭縣許派林建榮 24774 12.14﹪ 國民黨 N 客派鍾利德 24842 21.06﹪ 國民黨 N 花蓮縣閩派林仁德 3900 3.31﹪ 台聯 N 饒派饒穎奇（不分區）1 國民黨 Y 台東縣鄭派陳建年（不分區）13 國民黨 Y 議長派林炳坤 21534 53.81﹪ 無 Y 林派林素妹 1022 2.55﹪ 無 N 澎湖縣許派許素葉（不分區）16 國民黨 N 總額 74 128 66 區域 68 區域 114 派系 53 由於親民黨、臺聯的成立，派系呈現的多黨化情形如表二。從表二可以看出來，以 128 位派系參選人為分母，國民黨籍有 68 位，佔 53.13%。當然我們可以說，即使到了 21 世紀，國民黨仍是臺灣大多數地方派系的「恩主」。而比較特別的是新黨從過去到現在，從來不曾是任何地方派系的「恩主」。【表二】第五屆立委選舉各政黨地方派系參選人數一覽表政黨 參選人數 百分比% 國民黨親民黨民進黨台聯無黨籍 68 18 13 10 19 53.13 14.06 10.16 7.81 14.84 總數 128 100%

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表三是第五屆立委各參選政黨提名的統計表，國民黨在區域全部共提名 89 位，其中派系參選人被提名的有 59 位，佔 66.29%。這個統計數字和徐文表二所計算的數字 0.53 不同，7顯然，依筆者個人收集及統計的資料，國民黨即使在 21 世紀，依賴地方派系的程度仍未減弱。當然，所以兩者之間會出現差異，應該是在候選人派系屬性上的認定有所不同。而這正是臺灣地方派系研究的盲點所在，事實上，個別的研究者應該提供名單，相互核對、討論，進行屬性認定，也許更能判斷臺灣地方派系的勢力變遷情形。 【表三】第五屆立法委員選舉主要政黨提名概況表 區域提名人數區域原住民總計全國不分區僑選總提名數國民黨 89 8 97 39 8 144 民進黨 81 2 83 23 5 111 親民黨 56 5 61 23 5 89 台聯黨 37 2 39 15 1 55 新黨 32 0 32 8 2 42 無黨 130 2 132 0 0 132 黨政數名提親民黨不分區有 3 位屬地方派系，因此，在區域部分實際上參選具派系屬性的候選人共 15 位，佔所有親民黨提名區域候選人 56 位中的 26.78%。民進黨區域共提名 81 位，候選人具派系屬性有 13 位，佔 16.05%。而臺聯扣除不分區的 2 位派系人物，共有 8 位區域候選人具派系屬性，臺聯共提名 37 位，派系屬性的區域候選人共佔 21.62%。如果我們仿照徐文把派系屬性參選人的提名率及當選率，8當做份量指標，看地方派系在各政黨內之競爭力，其情形如表四： 7_{徐永明、陳鴻章，前揭文，頁 9 至 10。} 8_{徐文中所謂的「當選率」被歸類為效率指標，計算原則是政黨地方派系當選數除以該黨地方派} 系提名數。

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【表四】2001 年第五屆立委選舉地方派系在各政黨內之競爭力 政黨提名率當選率* 國民黨 66.29% 54.41% 親民黨 26.78% 66.67% 民進黨 16.05% 76.92% 臺聯 21.62% 20% *當選率的計算，將不分區的數額計入。從當選率上來看，地方派系以國民黨名義參選，其效率遠不如民進黨，也次於親民黨。有趣的是，屬臺聯地方派系的被提名參選人的比率和親民黨在伯仲之間，而比民進黨所佔的分量要重，但是在當選方面，所表現的效率遠遠不及親民黨及民進黨。這裡也透露出一個研究地方派系很嚴肅的問題，即地方派系人物在進行「恩主轉換」或「政黨移位」後，在當選的效率上似乎有很大的影響。親民黨原係出於國民黨，地方派系在轉換恩主成為親民黨之後，其當選率所顯現出來的效率也要比國民黨高出很多。但是，這裡也透露出一個更難以研究的問題，此即原先我們認定是屬於某地方派系的政治人物，在新政黨體系或政治環境、生態有所改變時，此政治人物進行了「恩主轉換」的行為，採取了「政黨移位」，理論上，在他的選票中，究竟有多少選票是來自於原先支持他的地方派系所能動員的選票，而又有多少選票是來自於他轉換而新屬的政黨支持者的選票呢？在國民黨執政時代，大家習慣把國民黨與地方派系，看成是一而二，二而一的事物。因此，計算地方派系的勢力，是先確定政治人物，特別是參與公職選舉的政治人物的派系屬性，以這些派系政治人物在選舉過程中的被提名率、當選率、得票率、席次率、連任率等等，來計算他們所屬地方派系的政治勢力。但是，這種概括式的整體計算方法，非常明顯的缺陷是，必須假定，並且完全接受，一個地方派系人物，他所獲得的選票，是完全來自於他所屬地方派系，透過人際關係網絡、樁腳動員網絡等，所能動員得到的選票；而把那些是因為該派系候選人所屬政黨所能動員或得到支持的選票，不去

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加以考慮與計算；同時，也把那些不屬於該候選人所屬派系卻是政黨所能動員爭取得到的選票，以及可能單純地是因該候選人人品、學識、政見因而支持他的選票不予計入。如此一來，我們常常會過分地誇大地方派系的實力。同樣的道理，在臺灣發生政黨體系變遷後，以及地方派系轉換恩主，出現所支持的政黨移位後，若仍然以國民黨及其所獲支持的派系政治人物的得票，當做衡量臺灣地方派系力量變遷的評估標準，難免也會出現對地方派系勢力「縮水」的評估或判斷。而且，臺灣在解嚴前後，有一些縣市早就出現縣市長政黨輪替的現象。理論上，恩庇侍從主義是解釋及分析臺灣地方派系的典範，但此典範的根基是「恩主」必須握有政治資源，可以充當禮物〈gift〉，以換取「派下」，即地方派系人物的服務〈service〉。因此，當國民黨執政時，地方派系才會被視為是與國民黨一而二，二而一的事物。但是，當民進黨或非國民黨籍人士居於縣市長職務時，邏輯上，地方派系會轉換其政治支持的恩主。或者，沒有轉換恩主，但採取個人的政黨移位。在得不到國民黨的行政資源支援下，地方派系勢力自然會趨向衰退。因此，理論上，從 1989 年〈民國 78 年〉開始，當中央與地方分裂政府呈現較大幅度的狀況時，地方派系的整體力量就應該開始衰退。但事實上，有些縣市似乎也沒有呈現出這種結果，高雄縣的紅、白、黑派就是顯例。因此，當臺灣不斷出現地方縣市執政的政黨輪替後，以及中央在 2000 年發生第一次的政黨輪替，似乎從整體地方派系的勢力變遷，來判斷臺灣地方派系究竟是衰退或深化，恐怕很容易在觀察階段，就會發生極大的偏差和誤解。此外，地方派系勢力的計算基準，究竟是以哪項民選公職人員為主，也從來有定論。理論上，中央級民意代表的選舉，例如立法委員，地方派系動員力量固然是派系候選人的基礎，但政黨之間的競爭，似乎更是候選人能否勝選的關鍵。因此，以立法委員選舉的得票率來做為地方派系勢力的基準，誤差與失真的可能性可能很高。而縣市長也有這種情形，以高雄縣為例，黑派與白派競爭縣長時，白派所獲得的選票，是否一定沒有紅派的支持者，令人懷疑？反之亦然。除非紅、白、黑各推出候選人，也許彼此的得票率之間的比例，可以算出紅、白、黑三派在高雄縣的政治勢力版

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圖；但是，這種勢力版圖比例，還必須忽視國民黨與民進黨彼此政黨支持者的選票。依筆者長期對地方派系的觀察，總體趨勢的瞭解固然重要，但個別縣市的地方派系各有特性。因此，以個別縣市作為觀察及研究對象，似乎較為妥適。其次，就個別縣市而言，在都市型的都市，例如過去的省轄市如基隆市、台中市、新竹市等，市議員的選舉，地方派系著力的情形，在份量上會比政黨來得重要且強，因此，縣市議員所反應出來的派系力量比較接近真實的現象。不過，在非都會型的縣，縣議員、鄉鎮長或鄉鎮民代表，也都是比較能夠客觀反應派系力量的選舉項目。但是，在沒有明顯鄉鎮型地方派系的鄉鎮裡，情況可能又不一樣。 參、個案研究：基隆市的分析 總之，台灣地方派系的研究成果不可謂不豐碩；但是，能成為典範研究的代表性著作似乎不多；雖然，在理論依據上，似乎有侍從主義的「霸權典範」，但也不過是一種典範理論，在經驗檢證上的用處並不大。細究其原因，雖然有很多地方派系的個案研究，但似乎都不能提供足以檢測所以各縣市派系勢力的一致被接受的，可衡量、可檢測的報表或模型。有鑑於此，本文仍嘗試從個案研究出發，所選擇的縣市為基隆市。選擇基隆市的原因如下：一、基隆市在原省轄市中，在社會經濟及文化層面，呈現出頗為穩定的狀態。例如，1999 年人口數為 35 萬 5 千 8 百 9 拾 4 人，到 2001 年人口不過增加到 390,966 人，十年內人口增加不到 5 萬人。事實上，在 1968 年時，人口剛超過 30 萬人，換句話說，到 2001 年還沒有超過 40 萬。人口數目的穩定，可以相對顯示出派系力量的變遷，可能不受人口流動的影響。9 二、根據基隆市 85 年底工商普查結果的提要分析，基市因位於台灣 9 參考基隆市政府主計處主編，基隆市歷年統計要覽專刊（中華民國 35 年至 85 年），1998 年 6 月出版。以及該市主計處各年所編，基隆市統計要覽。

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地區最北端，三面環山，一面臨海，雨季較長等天然環境因素影響，工業發展較為緩慢。與民國 84 年相比較，到八十五年工商業場所單位數增加 13％，以家數來計算，85 年總數是 15,179 家，僅佔台閩地區工商業總數 1.7％。若與 80 年基市工商業家數比，只增加 1748 家，顯示基市工商業成長相對緩慢。與北部地區七個縣市比較，場所家數僅較新竹縣為多，故對台閩地區整體工商業發展影響力較弱。10 由於工商業發展緩慢，理論上對地方派系生態的影響及衝擊可能沒有很強烈。比較例外的是漁民人口數銳減，1988 年尚有 26,001 人，但至 2000 年僅 7385 人。11不過，基隆市漁民或漁會，過去並非專屬某一地方派系，或絕大多數支持某一特定派系。因此，此項行業人口的銳減，也可以假定對地方派系整體生態影響不會很大。三、由於基隆市地方派系的變遷，在 1998 年之前，雖然因歷史環境的發展變遷，派系人物的勢力當然有個別消長的現象，但整體的地方派系系絡變化不大。因此，比較容易觀察。其次，市議會的規模也不大，議員的派系屬性，相對而言也比較好認定，也較符合前文中筆者所說的把縣市議員當作評估地方派系勢力變遷的一個基準。四、基隆市在 1998 年之前，在戒嚴時期雖曾有過黨外人士林番王當選市長，發生過政黨輪替，但實質上的政黨輪替，即在正常民主憲政政黨政治的體系下所發生的政黨輪替，乃是 1998 年由民進黨李進勇當選市長；可是，2002 年，國民黨的許財利又奪回市長職位，可以說是經過了兩次政黨輪替。而且，恰好在 1998 年到 2002 年之間，也就是公元兩千年，中央政權發生了台灣有史以來的第一次民主政治的政黨輪替。換句話說，在經歷地方及中央「雙重的政黨輪替」的衝擊之下。理論上，基隆市的地方派系勢力應該受到重大的衝擊。五、除了「雙重政黨輪替」之外，2000 年的總統大選後親民黨成立，基隆市具派系屬性的政治人物如劉文雄，轉而投入親民黨，產生了「恩主轉換」及「政黨移位」現象；到 2001 年立法委員選舉時，基隆市地方派系人物如楊思勤，加入台聯黨，「恩主轉換」及「政黨移位」現象又再度 10 http://www.dgbasey.gov.tw/census~n/two/csn/c3/c31171.htm 11 基隆市政府主計處編印，八十九年基隆市統計要覽，2000 年 7 月，頁 12-3。

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發生。這些事件對基隆市地方派系勢力變遷的衝擊也很強烈。在解釋完何以選擇基隆市作為個案分析的理由後，現將基隆市的地方派系生態情形，簡要介紹於後：一、謝派：謝派為基隆市最早出現的地方派系。其創始人為謝貫一，從 1951 年實施地方自治選舉以來，謝貫一曾擔任第一、二、三屆基隆市長。謝派中的主要政治人物為曾任市議員、省議員的謝清雲。後者與謝貫一同姓，但並非親戚。此外，則為擔任過議長的黃樹木及蔡火炮。謝派後來，也是現在的領導人為謝清雲之子謝修平，曾任市議會議長及國大代表。謝修平掌管基市第二信用合作社及其相關企業如公誠證券，其岳父為台灣玻璃公司董事長林玉嘉。現任市長許財利，擔任市議員時，亦被認為屬於謝派。謝派在本屆（2002 年～2004 年）市議員中，被認為係屬其派下的市議員為：謝建政、張通榮、何淑萍、曾水源、莊榮欽、游秋臨、沈義傳、鄭林清良、鄭怡信、王翔鐘等共 10 位，皆屬國民黨籍。二、蘇張派：基隆市除謝派之外，原先有「張派」，張派是由日據時代書院派發展而來，其成員以日據時代文化協會份子為主，括張振生、蔡炳煌、張堅華等人。其中，尤以張振生個人的政治事業頗能與謝清雲，呈勢均力敵之勢，張振生曾從 1954 年 6 月到 1973 年 6 月擔任 19 年省議員。張派後來因 1965 年補選當上第五屆市長，以及連任第六屆市長的蘇德良加入，所以在習慣上，有人稱蘇張派。但也有把張派和蘇派分開。因為張振生之子張堅華雖也歷任省議員、立法委員，但逐漸淡出政壇，張派遂由蘇德良領軍。蘇德良後提攜張春熙，張春熙自 1981 年至 1989 年，連任兩屆市長，因也姓張的關係，所以蘇派、張派或蘇張派，指的都是同一系絡的派系人物。現任立委劉文雄在加入親民黨之前屬蘇張派。 2002 年選出的市議員屬性上被歸於蘇張派的沒有任何人，但是，被認為是蘇張派的參選人則有：謝宇男、郭民通、陳亦文、張阿月等 4 人，皆為國民黨籍，但全部落選。

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三、陳林派：一般認為國民黨在來台統治初期，必須藉由地方既有勢力，鞏固統治，不得不扶持、協助或任由地方派系來發展；同時，為了避免任何一派坐大，必須鼓動或扶植另一派系與之競逐。但是，國民黨也培植自己的幹部參與地方政治。基隆市的陳正雄就是這種狀況下，被提名而繼蘇德良之後擔任兩屆基隆市長（1973～1981）。由於係民選行政首長的關係，掌有行政資源，而吸附了一些政治人物，成為一派之恩主，此即為陳派。其後繼陳正雄之後，擔任兩屆市長的林水木，亦屬陳派人物。林水木在發展自己勢力後，由於陳正雄逐漸淡出基市政壇，外界遂有以林派稱之。因此，所謂的陳派、林派或陳林派，應該都是屬於同一系絡的地方派系。現任立委徐少萍是林水木的妻子，當然屬於林派；另外，在現任市議員中，屬於林派系統的有張漢土、張芳麗、杜張秀鳳、陳金樹共四位。在了解完基隆市的地方派系的主要梗概後，現在我們來比較 1998 年和 2002 年市議員選舉的一些相關統計數字：一、比較 1998 年與 2002 年基隆市議員選舉，參選人數分別為 76 人及 70 人，地方派系參選的人數分別為 25 人及 23 人，所以參選率分別為 32.89%與 32.86%，二者相差不大。但是，地方派系的得票率則從 51.97% 下降到 38.16%，當選率亦從 88%下降到 60.87%。因此，地方派系政治參與的比率並未因為政黨輪替而有所消減。但是，地方派系人士的得票率與當選率則下降幅度頗大，表示選民對地方派系的支持，地方派系對選民的動員，似不如過去般的強。因此本研究再比較了 1998 年與 2002 年市議員選舉，屬於政黨及不屬於政黨的候選人數，候選人屬於政黨的比例從 75% 上升為 77.14%，他們的總得票率從 85.61%上升到 87.15%，當選率則從 90.32%上升到 93.75%。似乎顯示出政黨對選舉的作用要比派系來得大。二、從 1998 年與 2002 年市議員選舉的地方派系的當選人數與得票率來看，個別派系的影響力也在消減中。在 2002 年市議員共選出 32 位，地方派系的當選人數 14 位，比例佔 43.75%。其中，謝派推出 13 位候選人，當選人數最多，為 10 人；其次為陳林派推出 6 人，當選 4 人；蘇張派推出 4 人，但無人當選。派系得票率分別為：謝派 23.83%，陳林派 9.51%，蘇張派 4.82%。而 1998 年的派系得票率分別為：謝派 24.86%，陳林派 20%，

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蘇張派 7.11%。趨勢似乎是，謝派仍能維持舊有勢力，為基隆第一大派系；陳林派勢力大幅消退；蘇張派似只有殘餘勢力。根據本研究訪談結果，被訪者幾乎一致認為謝派仍有類似派系組織的聚會，派系領導人謝修平透過在市議會擔任市議員的派下幹部，進行拉攏與政治動員，以爭取黨團等職務。陳林派則因元老陳正雄已無影響力，目前是以前市長林水木為主要領導人，再加上其妻徐少萍於 2001 年當選立委，勢力得以存在，所以亦被基隆市民稱為「林派」。蘇張派則因原領導人張堅華影響力降低，原派系幹部劉文雄擔任省議員後與派系保持距離，更於 2000 年總統大選時支持宋楚瑜，因而與派系漸行漸遠；蘇張派另一政治人物楊思勤則加入台聯，已脫離蘇張派。因此，蘇張派的瓦解趨勢的出現，即是受到新政黨政治的影響，証明了本研究的主要假設。三、就派系候選人的政黨屬性來看，1998 年市議員選舉，具地方派系屬性的候選人共有 25 位，皆為國民黨籍，比例為 100%。2002 年市議員選舉，則有 23 位地方派系參選人，其中 22 位為國民黨籍，比例亦高達 95.65%；無黨籍者 1 位，比例為 4.35%。表示地方派系的政黨支持在 1998 年時改變不大，仍以國民黨為主。此外，1998 年市議員選舉，國民黨 37 位候選人，25 位為派系人士，比例為 67.57%，其他政黨則並未提名派系人士。但是，2002 年市議員選舉，國民黨共推出 33 位候選人，其中有 22 位派系人士，比例仍達 66.67%；其他政黨則仍未提名派系人士。顯示，雖然在總統大選後，新政黨形勢出現，政黨體系影響了地方派系，但在 1998 年與 2002 年市議員選舉的比較中可以發現，地方派系的政黨支持相當穩定，變遷不大，仍以國民黨為主要支持對象。國民黨循往例仍以提名籠絡地方派系。但是其他政黨並不採取提名方式來拉攏地方派系。事實上，基隆市的個案顯示出政黨與派系之間互為影響的假定，似乎並不必然互為因果。再從 1998 年與 2002 年當選的市議員結構來看，國民黨席次率分別為 48.68%及 47.17%；民進黨為 15.79%及 15.71%；新黨在 1998 年席次率為 10.53%，後來完全瓦解，未推出候選人；親民黨取而代之，在 2002 年的市議員中佔 14.29%；無黨籍席次由 25%小幅下降為 22.86％。可見，市議會中新的政黨體系主要呈現的是新黨被親民黨取代，其他政黨席次結構則相當穩定。因此，初步來看新的政黨體系影響了地方派系的政黨支持，但程度似乎沒有預期中的大。而地方派系政黨支持的變遷，尚未強大到足以

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影響政黨體系的形成與變化。 【表五】1998 年、2002 年基隆市市議員選舉地方派系參選率、當選率、 得票率 年別 派系參選率派系當選率派系得票率派系在議會席次率 1998 年市議員 32.89％（25/76） 88％（22/25） 51.97％ 70.97％（22/31） 2002 年市議員 32.86％（23/70） 60.87％（14/23） 38.16％ 43.75％（14/32）來源：作者自製 【表六】1998 年、2002 年基隆市市議員選舉個別派系得票率、席次率 蘇張派謝派陳林派年別得票率席次率得票率席次率得票率席次率 1998 年 7.11％ 9.68％ 24.86％ 38.71％ 20％ 16.13％ 2002 年 4.82％ 0％ 23.83％ 31.25％ 9.51％ 12.5％來源：作者自製從上述的統計數字和解讀可以得知基隆市的地方派系在政黨輪替或雙重政黨輪替之下，地方派系的當選率、得票率和席次率，確實呈現急速下滑的情形。為了佐證在市議員選舉派系勢力的變遷，本研究曾深度訪談了 22 位與基隆市有關的政治人物，接受訪談者之姓名、職稱及訪談時間如附錄。訪談的重點問題如后：一、基隆市到底還有沒有地方派系？若有則有哪些派系，對選舉及政治的影響力有多大？二、基隆市經歷了 1998 年的政黨輪替，2000 年中央政黨輪替，對地方派系的衝擊如何？是否使地方派系力量趨於衰退？三、基隆市在雙重政黨輪替之下，何以許財利會在 2002 年的選舉獲勝，是否地方派系的大團結？抑或是政黨之間的對決？四、基隆市在 2000 年總統大選後，地方派系人物有的成為親民黨，有的加入台聯黨，是否有所謂地方派系多黨化情形的出現？

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當然，還有一些相關的問題，因篇幅關係，不便臚列於此。根據訪談的結果，頗令人訝異的是，22 位受訪者對上述四個主要問題，似乎看法頗為一致：第一，在地方派系方面。所有受訪者都認為基隆市地方政治為派系所主導的時代，已經過去。但是，卻又異口同聲地強調謝派的力量仍舊可觀。在筆者的請求下，多數的受訪者都能頗為明快地勾選出市議會中屬性上屬於謝派的議員。在請教何以謝派領導人謝修平目前已淡出政壇，卻仍有頗為可觀的影響力時，也幾乎都異口同聲地認為謝家在企業上的雄厚實力，是維持其派系影響力的重大因素。而由於基隆市沒有較大型工商企業，因此，不論是蘇張派或陳林派，在失去政治職位，特別是市長一職之後，因為沒有企業基礎的支持，過去所謂的派系勢力，自然趨於衰退。第二，雙重政黨輪替對基隆市地方派系並沒有直接的影響。基隆市地方派系勢力的衰退是因為工商企業環境的演變，以及人民知識水準，生活水平的改善，民主政治知識的普遍了解，致使派系的人際關係網絡運作的成效，不如過去。因此，雙重的政黨輪替似乎沒有改變基隆市民的政黨支持及政黨認同。在地方派系的屬性上，仍餘留的地方派系勢力，仍以國民黨為其恩主。派系多黨化的情形，並不明顯。以劉文雄為例，雖為蘇張派，但離開蘇張派的系絡後，成為親民黨黨員，其支持者大多是親民黨的支持者，派系的支持者不會因此而有政黨移位的現象。不過，值得一提的是，蘇張派的另一政治人物楊思勤加入台聯，在 2001 年立委選舉時，獲得一萬多張票而落選，這些票基本上是支持李登輝的票，對此部份而言，是政黨認同或政黨支持的改變，但也並不意謂著是蘇張派中支持楊思勤者，轉而支持台聯黨的政黨移位。第三，雙重政黨輪替，對基隆市最大的影響，受訪者大都認為選民投票態度基本上，主要考慮的是政黨的因素。因此，現任市長許財利的當選，不是因為派系之間的整合，許財利有謝派的背景；但是，在爭取競選市長時，蘇張派的劉文雄退出，並非蘇張派與謝派的聯盟，主要是代表泛藍的結合。因此，許財利當選之後，也敦聘了具陳林派色彩，在基隆市地方派系生態中居於大老地位的柯水源出任副市長。但正因如此，當筆者詢及基

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隆市原地方派系色彩逐漸淡化之際，許財利市長是否有可能因政治資源的掌握，而自立形成以他為「恩主」的許派，或市長派，多數的看法趨向不可能，咸認基隆市的謝派是異數，但其他派系要再形成，似乎機會不大。正如張通榮現在為議會議長，但在系絡上就屬於謝派，可是，受訪者卻不認為基隆市現在是議會屬謝派，而市政府也屬謝派之系統，基隆市是否為謝派一統天下，受訪者的看法都趨向否定。基隆市的個案分析從上述的討論中，引出了一個很有趣的問題，那就是長期以來筆者在觀察地方派系上，無法計算的一個問題，究竟地方派系人物所獲得的選票中，有多少比率的票是政黨票？又有多少比率的票是來自於非政黨支持者，而是地方派系個人關係網絡所能動員的票？基隆市的案例，似乎證實了在雙重政黨輪替之下，選民受到派系的影響程度逐漸下降，而受到政黨的影響程度逐漸提升。為了證實這個假設，筆者在進行基隆市在雙重政黨輪替下，地方派系勢力的消長研究時，同時指導了政治大學中山人文社會科學研究所碩士生，撰寫：「政黨、派系與選舉三角關係之研究：2001 年市長、立委選舉以及 2002 年市議員選舉基隆市各案分析」，特地指導該生對基隆市 1998 及 2002 年派系與政黨這兩個獨立變數，對市議員選舉候選人得票率影響的相關及回歸分析。其結果如下表：12 【表七】基隆市 1998 年、2002 年派系與政黨對市議員候選人得票率影響 力相關及回歸分析表 1998 年 2002 年 自變數 B BETA B BETA 派系 1.065 ＊＊＊（.4730） .618 ＊＊＊ .124 （.4781） .083 政黨 .458 ＊＊（.4359） .245 ＊＊ .767 ＊＊＊（.4229） .455 ＊＊＊常數 .610 .795 12 韓秀珍，「政黨、派系與選舉三角關係之研究：2001 年市長、立委選舉以及 2002 年市議員選舉基隆市各案分析」，政大中山社科所碩士論文，91 年 6 月，頁 114 到 115。

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R .711 .488 R-square .506 .239 修正 R-square .493 .216 F 統計值 37.420 10.499 F 顯著水準 .000 .000 註：1、括弧內為標準差。 2、＊＊＊，＊＊與＊分別代表 0.001、0.01 與 0.05 的顯著水準。資料來源：韓秀珍，見註 12，所揭書。該統計分析之意義，在韓文中條述如下：一、1998 年政黨輪替前，派系與政黨二個變數對基隆市市議員候選人的得票率，均呈現正相關，且皆達 0.05 的顯著水準。派系與政黨解釋候選人得票率之影響具有百分之五十左右的變異量（ variance ）（R-square=0.506）。亦即，政黨輪替前，市議員候選人具有派系與政黨背景者，對於候選人得票率具有顯著的影響力，且呈現正相關。換言之，候選人具有派系或政黨背景者，得票率愈高。二、2002 年政黨輪替後，派系對於候選人得票率影響未達顯著水準，並沒有顯著的作用；但政黨對於候選人得票率之影響達 0.001 的顯著水準。顯見，政黨輪替後政黨對於候選人得票率仍具有顯著的影響力，且呈正相關。不過，對於政黨輪替後，2002 年基隆市市議員選舉而言，派系與政黨僅能解釋候選人 23.9%得票率變異量，顯然本模式就人文區位研究而言，還有不少影響候選人得票率因素未被納入分析之中，致本模型解釋力略顯不足。三、以 1998 年、2002 年二次選舉，派系與政黨在標準化迴歸係數 B 之估計值加以比較：派系在 1998 年統計結果，B 之估計值為 1.065；2002 年 B 之估計值僅為 0.124，呈現嚴重遞減的情況來看，顯然隨著政黨輪替，候選人是否具有派系背景，導致對候選人得票率的變化影響的程度隨之減弱。實證分析結果，地方派系對於市議員候選人得票率之影響力有式微之趨勢，且有急遽下降的徵兆。至於政黨變項，從二次選舉統計結果，1998 年 B 之估計值為 0.458；2002 年 B 之估計值增加為 0.767，顯示隨著 2000 年總統大選後，親民黨的成立與參選，基隆市進入另一個多黨競爭的新局

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面，在選舉過程中政黨因素影響候選人得票率的變化也就愈強烈。四、再比較政黨輪替前後二次選舉統計資料，觀察標準化迴歸係數 BETA 值中得知：1998 年派系的標準化迴歸係數大於政黨的標準化迴歸係數（派系 BETA=0.618、政黨 BETA=0.245），顯示，在政黨輪替前，對候選人得票率的影響程度，派系因素的影響力大於政黨的影響力。但 2002 年派系的標準化迴歸係數小於政黨的標準化迴歸係數，且出現派系的 BETA 值與政黨 BETA 值，呈現相當大的差距（派系 BETA=0.083、政黨

BETA=0.455），顯示，政黨輪替後，政黨對於候選人得票率的影響程度與派系相較之下，更具關鍵性的影響力。不過，上述的迴歸分析模型是屬於比較單純的模型（naive model），我們只是單純地想看看，在假設其他因素都不變的情況下，政黨與派系在「雙重政黨輪替」後的基隆市 1998 和 2002 年的市議員選舉，政黨和派系這兩個變數對候選人的得票有沒有具顯著性的影響。統計分析的結果證實派系對候選人得票的影響，在雙重政黨輪替後，明顯地不如政黨。但是，由於這是質的變數，只能以虛擬方式處理，其實我們還是只了解了，政黨、派系與得票率之間，在質的關係上的變化。但究竟在量的關係上如何呢？這也聯繫到筆者長期在研究地方派系上，於前文中已經提到的問題，究竟派系的力量是怎麼估算的？在國民黨執政時代，派系與國民黨被認為是一而二，二而一的事物。但如果真是如此，國民黨豈不是從政黨認同或支持上，所獲得的選票幾乎是零，因為，地方派系所得到的票都是派系票。這種天真的（naive）推定或推論，長期以來卻是派系研究成果中的「霸權典範」，毋寧是十分奇怪的！ 肆、代結論：派系票消長的一個推估模型 筆者在從事基隆市因雙重政黨輪替下地方派系勢力變遷，原先是想處理地方派系對政黨支持的轉變，也就是政黨移位或政黨移動的典型。但是，幾乎所有政黨支持與政黨認同的研究，都是從個別選民的抽樣調查數據中（individual data）去推論。而且，這一類的調查資料，都是與政黨支

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持或政黨認同有關，要不就是對選民中的部分如「獨立選民」進行特別的分析與研究，從來沒有把「派系」當做一個選項，在問卷中作為詢問樣本的問題。因此，要解釋地方派系勢力的消長，是無法從任何個別調查資料中，得到推論的依據。但是，在這些個別調查資料結果的解說中，卻意外也得到一些可以評估地方派系勢力消長評估的可能線索。第一份值得參考的研究是淡江大學管理學研究所林佳和的碩士論文：「基隆市市長選舉隱性選民的投票行為」13_{，該碩士論文探討隱性選民} 就是在投票前不表態的選民。調查的選舉即是 1997 年 12 月舉行的基隆市市長選舉。該次選舉是基隆市在解嚴後所發生的第一次政黨輪替，由民進黨提名的李進勇當選。因此，李進勇代表民進黨的政黨屬性十分確定。而國民黨則提名劉文雄競選，前已述及劉文雄屬蘇張派系統。而許財利當時任基隆市議會議長，許財利屬謝派系統。林佳和的論文在選舉投票日前做過兩次的施測，以兩次施測結果，估算隱性選民可能投票給三位候選人的百分比，然後算出「預測值」。依據該預測值劉文雄預估可獲得 38.94％的選票，李進勇是 56.52％，而許財利則只有 4.54％。但實際開票結果，劉文雄的得票率是 37.97％，李進勇是 42.75％，但許財利卻是 19.28％。其統計表如表八：【表八】1998 年基隆市長選舉候選人得票預測值與實際值之比較 候選人 預測值 實際值 劉文雄 38.94％ 37.97％ 李進勇 56.52％ 42.75％ 許財利 4.54％ 19.28％資料來源：林佳和，見註 13 所揭書，頁 61，表 4.5.4。林文同時說明，在對三位候選人可能獲得的支持比例上，當時的聯合 13_{林佳和，基隆市市長選舉隱性選民的投票行為，淡江大學管理學研究所碩士論文，民國 87 年 6} 月，頁 61。

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報、中國時報及TVBS所做調查結果都相類似。14但是，何以所有民調測試出來的個別選民的調查資料，和實際得票率（這是加總的資料aggregate data）在許財利個人部分會出現很大的差距呢？作者的結論是：「投票率的預測結果和實際開票的結果相去不多。但若論及候選人得票率的話，雖候選人的得票高低順序不致改變，但卻低估了許財利的支持率。因為在處理資料前我們已對表態者與未表態者做了相差不大的假設。」 15 正是因為研究者在隱性選民部分所做的比例推估的結果，是根據表態選民的比例結構，當然會有這種誤差。其實，隱性選民或未表態選民的結構及投票傾向如何，一直是政治學者極有興趣研究的部分。在國民黨執政時代，一般認為隱性選民傾向民進黨。所以，林佳和的研究，在劉文雄（國民黨）預測值和實際值部分，誤差值高達 56.52％－42.75%＝13.77%，即接近十四百分點的誤差，相較於許財利 19.28％－4.54％＝14.74％，李進勇部分和許財利的誤差值差距不大，接近一個百分點而已。比較天真的推論是，隱性選民中，在政黨認同或支持上，比較傾向中立的，也就是現在流行的詞彙「中間選民」上，民進黨吸收了一部分，而也有相當多的比例是屬於以個人人際關係網絡為主的「派系」票，被許財利動員得到。從實際得票率來看，把劉文雄和許財利的相加之和是 57.25％，與李進勇的 42.75％，約略成六四之比，在訪談過程中，以及比較國民黨與民進黨在基隆市過去的選舉競爭，國民黨（現在是泛藍）和民進黨（現在是泛綠）之比，大約也是六四之比。所以，劉文雄加許財利的票，恰好在當時是國民黨的政黨認同和支持的票，再加上派系人際網絡動員的關係票。但是，劉文雄的票，有可能是國民黨加上當時劉所屬蘇張派所能動員的票，而許財利的票，可能就是謝派所能動員的票。（謝派在 1990 年市議員選舉，其派下議員的得票率是 17.86％，而 1994 年的市議員選舉，得票 14 林佳和，前揭書，頁 61。 15 同前註，頁 67。

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率是 21.43％，兩者的平均數是 20.145％，1998 年許財利的實際得票率是 19.28％，極為接近。16）以上雖然是天真推論，但根據高溪池的觀察，國民黨在基市執政 32 年後，會發生政黨輪替，輸掉政權，乃是因為「（國民）黨內派系未能整合，行政動員沒有充分發揮，黨的輔選工作欠積極。劉文雄曾有『義助』新黨的紀錄，提名一度遭到困難，後來黨考慮到他可以拿到新黨部分的票源，予以提名，也遭到黨內不同派系的杯葛、抗議提名不當，許財利就是在這種情況下堅持參選到底。劉文雄雖然在新黨『回應』之下新黨不提名人選，而全力支持他，但仍無法挽回流失的票源，最後落敗。」17 如果高溪池的觀察是可以相信的，雖然是天真的推論說許財利的得票，也就是謝派派系的力量，應該有其說服力。第二份的研究是對第二屆國大選舉選民在政黨選擇上的行為分析，18 該分析是依據國科會的一項研究計畫所進行的調查資料，由於調查的問題結構是基於對選民投票行為的回憶中，區別「先看黨，再看人」「只看黨，不選人」「既看黨，也看人」「只看人，不看黨」，這四個基本類型，「只看人，不看黨」比較接近與候選人人際關係網絡所能動員起來的選民的投票行為，也就是派系的票，在這一部分的調查項目，再細分成兩個小項目：個人條件取向和特殊利益取向，有趣的是，這兩個小項目調查的結果，朱雲漢的解讀如下：「『個人條件取向』選民在多次選舉中的政黨選舉慣性很低，而『特殊利益取向』的選民在多次選舉中的政黨選擇慣性很不一定，要視地方派系與政黨的結盟關係穩不穩定，穩定則高，不穩定則低。整體而言，這類型的選民有不少不見任何政黨傾向，即使有微弱的政黨傾向，對政黨選擇慣性指標的解釋力也極極低，因此政黨投票的意涵幾乎不存在。」19 16 見韓秀珍，前揭書，頁 71。 17 高溪池，基隆選舉實錄，基隆：雙信出版社，89 年 7 月，第三版，頁 100。 18 朱雲漢，「台灣選民在國會選舉中的政黨選擇：二屆國大選舉之個案分析」，選舉研究，第 3 卷第 1 期，民國 85 年 5 月，頁 17-48。 19 同前註，朱雲漢，所揭文，頁 27。

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朱文對調查結果的這段解讀，幾乎可以讓我們把政黨派和派系票的分開處理，這樣一個基本觀念的建立，找到依據。假定政黨票和派系票可以分開來處理或評估，那麼用什麼方法，可以測出這兩部分票數之間的百分比呢？或者，藉著這兩大部分選票的相互關係，評估或預測彼此的相關係數值呢？在思考這方面的問題時，研讀到第三份也具有參考價值的論文，就是徐永明的「宋楚瑜現象：菁英分裂、選票動員與政黨重組」。20該文想探討本省籍選民和外省籍選民，在 1990 到 2000 年總統兩次選舉中，從選民的省籍結構比例，即本省籍選民的百分比，和外省籍選民的百分比，從這兩種百分比數字中，去評估各候選人在本省籍選民中得到多少比率的選票，以及外省籍選民中得到多少選票。另外，再以前一次選舉中國民黨和民進黨以及無黨籍所得選票的百分比為自變數，以下一次選舉中候選人的得票率為依變數，去評估兩者之間的相關情形，而計算出本省人選票，外省人選票，這兩大族群的選票，在不同選舉中，不同黨候選人之間彼此流動的百分比。比方說 1996 年的總統大選中，支持國民黨的選票，在 2000 年總統大選中，其中有多少百分比是仍然支持國民黨的連戰？但是，其中又有多少百分比流動去支持宋楚瑜？又有多少百分比流向陳水扁？徐永明這篇論文的研究，基本上是把投票選民分成本省人票與外省人票；每一個候選人或一個政黨，有一部份比例的票來自本省人，也有一部份比例的票，來自候選人。這是從問測調查中，可以得到的個別資料；但是卻無法在個別候選人或政黨真正的得票率中去算出來的。因為，選民在選票上，不會註明他（她）是本省人或外省人。徐永明的這個推估模型，是從Gary King所創出來的模型的應用。21而 King的推估模型，基本上是要解決 50 多年來，在社會學研究中有關「區位推論」（ecological inference）所產生的謬誤。因為，區位資料是社會生態的統計資料，是否可以用來推估和個別候選人所得選票之間的關係，困 20 徐永明，「宋楚瑜現象：菁英分裂、選票動員與政黨重組」，理論與政策，第 14 卷第 2 期，民國 88 年 7 月，頁 93-115。 21

Gary King, A Solution to the Ecological Inference Problem：Reconstructing Behavior From

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擾學界甚久。此亦即在選民投票行為研究中長期以來討論很久的「區位謬誤」的觀念。徐永明在「宋楚瑜現象」前面所提的這篇文章中，對於候選人的社會基礎和其所獲得的政治支持（以得票率為衡量指標），在運用King 的模型上，有很多扼要但精緻的說明，此處不予贅述。筆者想要證明的是，由於徐永明把自變數社會基礎的衡量指標，其中之一是用本省人所佔百分比和外省人所佔百分比，其理論基礎是來自於 King所要解決的在 1950 年W.S. Robinson 所提出來的黑白人種對候選人得票率中所佔百分比的推估模型中的錯誤。因此，必須還原到原先的問題上，才能判斷筆者若將得票率中分成「政黨票」和「派系票」，能否推估其在候選人中的流向，是否也適用這種推估模型的理論基礎。22 這個推估模型原先要解決的問題是單純性的問題，但是，卻不容易。需要解決問題的 2×3 的模型如下表：【表九】選民類別民主黨候選人共和黨候選人未投票者總計黑人？？？ 55054 白人？？？ 25706 總計 19896 10936 49928 80760 註：本表取自 Gary King, 所揭書,頁 13。原表格資料係 1990 年俄亥俄州眾議員選舉,第 42 選區的實際資料。表九中，所有的問號，都是想求出來的答案。對政府來講，這些答案有助於選區重劃的公平性。對候選人來說，如果知道自己獲得自己及其他族群支持自己的選票比率，會有助於自己的參選決定及競選戰略。（在上述的實例中，由於是單一選區，民主黨和共和黨的候選人只有一位，而民主黨的候選人是黑人，共和黨的候選人是白人）

22_{關於區位謬誤推估模型的原始文章見W. S. Robinson, “ Ecological Correlation and Behavior of}

Individuals,” American Sociological Review, 15, （June, 1950 ）, pp.351-357.對於Robinson原先的模 型的改良,可以見Leo A. Goodman, “ Ecological Regressions an Behavior of Individuals, “American

Sociological Review, Vol.18, No.6（Dec,1953）pp.663-664.； Otis Dudley Duncan and Beverly Davis,

“ An Alternation to Ecological Correlation, “American Sociological Review, Vol.18, No.6.

（Dec,1953）,p.p.665-666. Leo A. Goodman, “ Some Alternatives to Ecological l Correlation, “ The

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King 最後推算改良出來的模型如下表：【表十】 選民類別 投票者 未投票者 總計黑人 betaB 1-betaB X 白人 betaW 1-betaW 1-X 總計 T 1-T 註：T 指的是投票率 X 指的是黑人選民的百分比而 betaB 是想要推估黑人去投票的百分比的值；beta W 是想要去推估白人去投票的值。同樣的原理，如果把表九「列」中的投票者換成民主黨候選人，而把未投票者換成共和黨的候選人；而把選民中按人口種族比例算出黑人去投票者所佔的百分比當作 X，那麼 1-X 就是去投票選民中，按總人口種族比例算出的白人去投票者所佔百分比。而轉換後的 T 就是該次選舉中民主黨候選人的得票率，1-T 就是另一位共和黨候選人的得票率。如此一來，就可以算出兩位候選人在黑、白人去投票選民中，所得到的選票百分比的估計值。再一次同樣的道理，如果政黨票和派系票依筆者對基隆市個案所做的上述分析，可以將它類比為黑人票和白人票。而轉變的模型結果就如【表十一】：【表十一】派系票與政黨票的推估模型選票類別國民黨得票率非國民黨得票率總計派系票 betaB 1-betaB X 非派系票 betaW 1-betaW 1-X 總計 T 1-T T 是在該次選舉中國民黨所獲得的得票率，因此，1-T 就是非國民黨籍所獲得的得票率。而 X 是國民黨籍中，所有派系候選人所獲得的得票率；至於 1-X 就

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是國民黨籍中，所有非派系候選人所獲得的得票率。由於 X，1-X；T，1-T，都是已知數，因此，可以推出的 beta b 就是國民黨的總得票率中，其派系屬性候選人的估計值；而 beta w，就是國民黨的總得票率中，不具派系屬性候選人的得票比率的估計值。由於派系票與政黨認同票是不重疊的，運用 King 自己開發的統計軟體，可以算出每一次選舉中，派系票和政黨支持票的估計值百分比。如果再用徐永明的方法，把上一屆選舉的派系票和政黨票估計值做獨立變數，而把次一屆選舉國民黨的得票率當做依賴變數，就可以算出派系票的流失或增加，也可以算出政黨票的流失或增加。基於同樣的理論基礎，筆者認為這種轉換，應該是適用的。不過，由於時間關係，基隆市 1998 和 2002 年的市議員選舉資料，尚來不及輸入，俟本論文修正時，再來從事這項工作，並且用來推論基隆市雙重政黨輪替，二次選舉中，派系票的流失情形。如果能精確地估算派系票和政黨票的比率，政黨在提名及勝選的考量上，就會增加更具決定性的參考因素。廣義而言，派系政治無所不在。只要有人的地方，就有派系。未來派系的定義，也許會不同於戒嚴時期國民黨執政時代的地方派系。但是，支持政黨的政黨和個人關係票（地方派系或派系未來可能的定義）在選舉之中的百分比，一定是值得去探討及精確估計的對象。 【附錄】 編號姓名職稱訪談時間 1 潘家森國民黨基隆市黨部前主委 91 年 1 月 16 日 PM：12：30-13：10 2 劉文雄立法委員 91 年 1 月 21 日 AM：9：00-10：00 3 林水木前基隆市市長 91 年 2 月 1 日 PM：16：00-17：30 4 徐少萍立法委員 91 年 2 月 1 日

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AM：11：00-12：00 5 楊思勤立法委員候選人 91 年 2 月 20 日 AM：10：00-11：00 6 謝藩東基隆區漁會總幹事 91 年 2 月 22 日 AM：9：00-10：00 7 何聖隆立法委員候選人 91 年 2 月 22 日 PM：14：10-15：30 8 朱清景信義區仁愛里里長 91 年 2 月 22 日 PM：16：00-16：45 9 闕美玉仁愛區玉田里里長 91 年 2 月 24 日 PM：14：00-15：30 10 游翔耀基隆市議員 91 年 2 月 26 日 AM：10：30-12：00 11 韓良圻基隆市議員 91 年 3 月 1 日 PM：14：30-15：30 12 王翔鍾基隆市議員 91 年 3 月 15 日 PM：10：0-11：30 13 林明信基隆市警察局第一分局組長 91 年 3 月 15 日 PM：15：00-15：30 14 黃興隆中國時報記者 91 年 3 月 15 日 PM：15：00-16：00 15 張通榮基隆市議會議長 91 年 3 月 22 日 PM：15：00-16：00 16 鄭林清良基隆市議員 91 年 3 月 25 日 PM：14：00-15：00 17 張芳麗基隆市議員 91 年 3 月 25 日 PM：15：00-16：00 18 邢文孝自由時報記者 91 年 3 月 26 日 PM：15：00-16：00 19 曾水源基隆市議會副議長 91 年 3 月 29 日 PM：16：00-18：00 20 謝月霞前基隆市議員 91 年 5 月 24 日 PM：14：00-18：00 21 黃景泰基隆市議員 91 年 5 月 25 日 PM：11：00-12：00 22 柯水源基隆市副市長 91 年 9 月 19 日 PM：10：00-11：00