選舉課責：拉丁美洲國家政府經濟施政表現與選舉得票相關性之研究

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選舉課責：

拉丁美洲國家政府經濟施政表現與選舉得票

張傳賢

*

張佑宗

**

美國愛荷華大學國立台灣大學政治學系博士候選人政治學系助理教授

摘要

選舉課責意指人民視執政者的施政表現，利用選票獎勵與懲戒執政者。專注於選舉課責在拉丁美洲發展狀況的學者，主要著眼於經濟發展與執政者得票率兩者間變化的關聯性。然而，目前各項研究的結果出現南轅北轍，難有交集的地方。其原因不外乎是研究層面的誤置、資料結構的不完整、研究分析方法的誤差，以及忽視政治結構對於選舉課責機制的影響。為解決這些問題爭議，本文從資料的完整性著手，蒐集拉丁美洲各國自民主化之後的選舉資料與經濟發展指標，並且利用混合變項（mixed effects model）將拉丁美洲各國政治結構（political contexts）上的差異對於經濟發展與執政者得票率的影響納入分析變項中。研究結果發現選舉課責機制的確存在拉丁美洲各國民主化過程中。分析中同時發現政治結構亦對於選舉

本文初稿發表於台灣政治學會年會，2005 年 12 月 10-11 日，台北，政治大學。作者感謝黃旻華教授，以及其他與會者所提供的意見。另外，作者要特別感謝三位匿名審稿人的指正與修改建議。電子信箱：* [email protected]；** [email protected]。 ◎《台灣政治學刊》第十卷第二期，頁 101-147，2006 年 12 月出版。

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課責機制具有影響力。當執政者於國會中擁有絕大多數席位時，其對於政策執行的政治責任亦愈高。最後，本文同時發現拉丁美洲總統制政府的得票率較內閣制政府的得票率更容易受到經濟政策結果的影響。關鍵詞：選舉課責、拉丁美洲、政治脈絡、得票率

壹、導論

最近二十幾年來，新興的第三波民主化國家的民主幾乎都能獲得持續，雖然在「量」上可被視為具有可觀的成就，但各國的民主發展卻在「質」上出現的重大差異。因此，目前民主化的研究主題，已經從過去的民主轉型（transition）與民主鞏固（consolidation），轉變成民主品質（quality of democracy）的研究（Altman and Pérez-Liñán 2002; Baker 1999; Cullell 2004; Foweraker and Krznaric 2001; Hagopian 2005; Kaufmann

et al. 2005; Morlino 2004; Roberts 2005）。同時，越來越多西方

先進民主國家的公民，對其政府或政治人物的表現感到失望，也包含對民主無法有效回應公民的需求，而感到不滿與不平（public dissatisfaction or citizen discontent），這有可能會衝擊民主體制的正當性與其支持的基礎（Dalton 2004; Norris 1999;

Pharr and Putnam 2000）。

民主品質的概念在不同學者或是研究機構中，往往根據不同的切入角度或判斷指標而有所不同，迄今尚未有一致性的看法。較早的民主品質研究，僅僅將民主品質界定為一種「制度的表現」而已，忽略民主的「過程」及「具體內容」，研究範

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圍亦限縮在某個國家或地區在某時段民主品質的變化。最近幾年研究民主品質的學者，則開始嘗試有系統並大規模地進行跨國的比較研究。基本上來說，民主品質就是衡量民主體制究竟應該扮演那些重要的功能？Lijphart 依據民主政治的價值和原則，例如代表性（representation）、平等（equality）、選舉參與、政府與選民的接近度（proximity）、滿意度、課責與多數決制等，有系統比較與分析 36 個民主國家的民主品質，最後得出「共識型的民主」（consensual democracy）比「多數決的民主」（majoritarian democracy）在民主品質的表現上更好（Lijphart 1999）。除了政治學者外，部分的國際機構也對民主品質的研究投入很大的心力。總部設立在瑞典斯德哥爾摩的「民主與選舉協助國際機構」（International Institute for Democracy and Electoral Assistance，簡稱 IDEA），近幾年就發起一個評價新興民主化國家民主政治運作品質的跨國計畫。其評估的架構是從公民的基本權利出發，包括確保行使這些權利的法律制度、代議機構和政府機構，公民社會對政治參與和政府回應性的貢獻，最後以民主的國際面向作為結束（Beetham 2004）。選舉課責（electoral accountability）是觀察民主品質一個重要的評估面向，其主要焦點是政治人物的所作所為，選民是否會在下次的選舉中給於持續支持或給予懲罰。因此，本文將探討以下三個重要的問題： 1. 拉丁美洲政府的經濟表現，是否影響執政者競選連任時的得票率？如果是，在什麼樣的狀況與條件下，人民才能有效的以選票表達對政府施政的滿意與否？如果經濟表現並未能影響執政者的得票，又是什麼樣的因素導致選舉課責

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機制的失效？ 2. 政黨是否可以在人民釐清誰該為政策成敗負責時，做為獎勵與懲戒的標的？抑或如Linz（1994）所言，即使繼任總統與前任總統屬同一政黨，新政府仍然可以規避其所需負擔的政治責任？ 3. 在研究政府經濟施政表現與其得票率的關係時，政治脈絡（political contexts），如分裂政府、政黨紀律以及政治體制等因素，是否對選舉課責產生影響？如果是，其方向為何？

貳、相關文獻的分析

相較於其他政治體制，民主政治廣泛被視為是最能有效保障人民權益的政體。一般說來，民主政治具有兩項重要的課責機制，以保障人民權益並監督政府的施政：橫向的課責（ horizontal accountability ）與縱向的課責（ vertical

accountability）。橫向的課責主要指政府組織之間相互的監督與牽制（O’Donnell 1999, 38）；而縱向的課責則是指人民對於政府的監督與牽制（O’Donnell 2003, 47）。1 目前有關拉丁美洲執政者在選舉中的得票，與其政府施政或經濟表現是否有關的研究頗豐。然而，各項研究所得出的結論卻是南轅北轍。 Finkel、Muller & Seligson（1989）根據在德國與哥斯大黎加所做的跨國性訪談資料後發現：當兩國經濟狀況呈現衰退，且民眾對於政府經濟政策的不滿意度上升，執政者的支持度仍然居

1 O’Donnell原文所指涉的縱向課責本義並不包括選舉課責，然而學者間對此定義不一。本文傾向將選舉課責視為縱向課責的一種。相關討論詳見 Mainwaring and Welna 2003; Moreno, Crisp, and Shugart 2003。

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高不下。Remmer（1991）同樣發現通貨膨脹的增加不致於造成執政者在選舉上的挫敗，反而會使其喪失的選票減少。然而，Fenmore & Volgy（1978）與 Cuzan & Bundrick（1997）的文章中則發現，國家的總體經濟狀況與總統支持度有正向的顯著關係，短期的政府經濟施政表現會影響政權的穩定度。Pacek & Radcliff（1995）的研究中更發現當經濟狀況與執政者得票間的非對稱性互動：當經濟衰退時，當政者的得票會降低；但即使經濟呈現成長，當政者的得票並不會相對增加。何以對於拉丁美洲選舉課責的研究，出現如此嚴重的歧異？本文認為可歸因於三項因素。首先，是分析層次（levels of analysis）的問題。Kramer（1983）發現研究經濟狀況是否造成選舉結果變化時，其研究結果往往混亂而無法解釋。主要原因是由於分析層次的錯置所致。藉由選民調查研究資料而分析經濟取向投票（economic voting）的途徑，是屬於個體（micro）層次的研究。此研究層次和分析總體經濟狀況的成長與執政者得票率的增加與否的總體（macro）層次研究完全不同。本文用圖一舉例說明 Kramer 的主張。黑色代表在個別選民在經濟衰退期間的選民投票傾向。從整體來看，支持執政者的比例偏低（30%）；但是從個體來看，認知經濟狀況較好的人反而較不傾向投票給執政者，因此得票率與總體經濟狀況呈負相關（A 線）。在第二次的選舉調查中，假設民眾的經濟狀況有顯著的改善，且整體投票給執政者的比例明顯提高（50%），但是就個體而言卻和個人對經濟狀況的認知無關。如果用執政者的得票率以及總體資料為分析依據，會得到正向的相關（B 線）（Kramer 1983, 96）。很明顯的，這兩個不同分析層次的研究結

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果將完全不同。因此，在經濟取向投票的相關研究當中，Kramer 認為總體資料為基礎的研究，較能有效分析選舉課責是否存在，本文基本上同意這個論點。 圖一：分析層面對於研究結果的影響 投票給執政者的機率 50% B 30% A 個體經濟認知第二，過小的樣本數及偏差取樣（selection bias）同樣造成分析上的問題。Remmer（1991）的研究只涵蓋了 12 個國家 20 個選舉。Pacek、Radcliff （1995）的研究雖然蒐集了 8 個國家 51 個選舉，然而其中只有 31 個選舉來自拉丁美洲國家。小樣本數並未確保資料的可靠性。在 Remmer 所研究的選舉資料中，秘魯、尼加拉瓜與薩爾瓦多的選舉期間有局部的內戰；多明尼加與宏都拉斯的選舉則有嚴重的軍人干預或是選舉舞弊。最後，Remme 與 Pacek、Radcliff 的研究中都沒有將政治結構納入研究考量。在 Pacek、Radcliff 的 8 國跨國研究中，波紮那、印度、牙買加和千里達四國是內閣制國家，而斯里蘭卡則是半總統制國家，這些國家的選舉在研究中佔了大多數

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（9/13）此外，只有少於 10 次的選舉是處於分裂政府的狀態。如果政府體制與行政立法結構的確會影響選舉課責機制的存在與作用，那這兩項研究很明顯都犯了選樣偏誤（selection bias）的問題。上述問題指出了在拉丁美洲研究上的一大困境：資料的缺乏。首先，完整且長期追蹤選民投票傾向的跨國性調查研究資料在此區域研究中尚不可得。因此研究者僅能仰賴有限的總體資料進行分析。更甚者，經濟與社會環境的急劇變化也使得資料可信度與可得性皆降低。在資料有限的研究環境下，如何取得可靠的分析結果成為拉丁美洲研究的一大挑戰。最後，政治脈絡因素也是影響選舉課責一個關鍵的因素。 O’Donnell（2003）主張良好的橫向課責將有效提供選民關於施政成效的資訊，藉以提高選舉（縱向）課責的功效。基於 O’Donnell的主張，可以推論在執政者未能掌控國會多數的情形下，橫向課責將更能有效提供選民投票時所需要的資訊，而使選舉課責更有效率（正向影響）。然而，Linz（1994）卻主張在此分裂政府（divided government）的狀態下，執政者可以以未能掌握國會多數為施政不佳的藉口，進而規避其施政責任（負向影響）。因此，分裂政府對於選舉課責的影響，亦成為本文的主要研究課題之一。2

2

Roberts & Wibbels （1999）的研究中，則確實將政黨、制度與結構性因素納入考量，然而他們的研究變項是各政黨得票率波動的絕對值，而非執政黨得票的增加或減少。因此，該研究和本文所著眼的問題較為無關。

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參、本文的假設

由於個體資料的侷限性以及方法論上的考量，本文將以總體資料的分析為主。藉由分析拉丁美洲各國的民主過程中的經濟發展過程與選舉結果，推論選舉課責機制是否存在。本文擬對拉丁美洲民主化的相關研究提出三項貢獻：第一，有別於以往文章在取樣分析上可能造成的偏差，本文突破資料上不完整所造成的限制，廣泛蒐集拉丁美洲各國民主化之後的政治經濟資料。其次，本研究將政治體制與行政與立法之間的關係等制度性與結構性因素納入分析變項中，並觀察這些變項如何影響經濟發展與執政者得票間的關係。最後，因應跨國性資料結構

上的特殊性，本文將採用混合變項分析（mixed effects model）。

藉由控制固定式變項（fixed effects），不但可以了解在拉丁美洲各國的民主過程中，選舉結果、政治結構與經濟發展的相關性，更可以從中發現三者間的關係在不同國家所存在的差異。

一、經濟狀況與投票行為

在檢視拉丁美洲經濟狀況與是否影響執政者得票之前，必須先證明經濟成長在拉丁美洲選舉中的重要性。根據Romer對阿根廷選民的選舉行為研究中發現，77%的受訪者表示政府應首要著眼於經濟問題。其中失業率問題，薪資問題及政府年金問題各佔 41%，14%與 10%，而只有 22%的受訪者著眼於非經濟性問題（Stokes 2001, 126）。Archer（1995）在哥倫比亞的調查研究資料同樣發現有超過 60%的受訪者認為政府勞工僱佣政策必須調整，以降低失業率。從這兩項研究中可以發現，對於拉丁美洲選民而言，政府經濟政策與經濟成長是最受重視

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的議題。3 因此，本文可以合理假設選舉課責機制可能存在於拉丁美洲。基於這個假設，本文可以形式化假設拉丁美洲選民的投票取向： ( ) ( , ) log ( , ) 1 t t t t t t t t t Logit V f E V or f E V θ ε θ ε = + ⎛ ⎞ = + ⎜ ₋ ⎟ ⎝ ⎠

（1）

在式（1）中表示的是執政者在選舉 t 時的得票率。由於執政者得票率的定義域，只有可能介於 0 與 100%之間，本

文使用 logit 轉換（logit transformation），以使得定義域上符合

線性模型的解釋。 t

V

4 進一步的，我們假設得票率的 log odds 可以被兩個不同的向量（vector）E與

θ

的線型模型所表示。5 t

E

代表選舉 t 時的總體經濟狀況；

θ

_t則表示選舉時選民整體對於執政者的認可傾向，包括政黨認同，意識型態認同等非經濟因素。同樣的，本文可以形式化執政者在前一次選舉時的得票

3_{相較於歐美先進國家中受訪者對於經濟議題的重視程度，拉丁美洲選民對} 於經濟議題的重視明顯高出許多。因此，本文可推斷拉丁美洲選民應會重視政府的經濟施政表現。至於歐美相關的研究，請參照Feldman 1984; Fiorina 1978; 1983; Kiewiet and Rivers 1984; Lewis-Beck 1988; Markus 1988; Nadeau and Lewis-Beck 2001; Powell and Whitten 1993 等人的著作。

4 本文使用logit transformation的理由，是假設執政者的得票率（）和選民對於當時的總體經濟狀況（ _t t

V

E

）與認同因素（

θ

_t）。然而，得票率的定義域只可能介於 0 與 1 之間，（0

≤

V

_t

≤

1）。如果用

V

t

=

f E

(

t

,

θ

t

)

+

ε

t的線型模型來表示，顯然會出現超過 1 或是負值的估計值。也就是說，經由這個轉換，新的依變項完全符合線性迴歸模型，這是Generalized Linear Model 的步驟。

5

t

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率為式（2）： 1 1 1 1 1 1 1 1 1 ( ) ( , ) log ( , ) 1 t t t t t t t t t Logit V f E V or f E V θ ε θ ε − − − − − − − − − = + ⎛ ⎞ = + ⎜ ₋ ⎟ ⎝ ⎠

（2）

將式（1）和式（2）相減，可以得出式（3）. 1 1 1 1 1 1 1 1 ( ) ( ) 1

log log log ( , ) '

1 1 1 ' t t t t t t t t t t t t t t t t Logit V Logit V V V V V or f E E V V V V Where θ θ ε ε ε ε − − − − − − − − − ⎛ ⎞ ⎜ ⎟ ⎛ ⎞₋ ⎛ ⎞₌ _⎜ − _⎟ ₌ ₋ ₋ ⎜ ₋ ⎟ ⎜ ₋ ⎟ ⎜ ⎟ ⎝ ⎠ ⎝ ⎠ _⎜ _⎟ − ⎝ ⎠ = − +

（3）

式（3）的左側為執政者於兩次選舉中得票率的odds的比例，而右側則代表於兩次選舉中總體經濟狀況

(

E

t

−

E

t−₁

)

與選民認同因素

(

θ θ

_t

−

_t₋₁

）

的改變。易言之，式（3）代表執政者的得票率會因經濟環境以及選民對於執政者認同上的改變而起伏。為了簡化研究標的，本文假設由於意識型態與政黨認同取向對於選舉行為屬於長期影響因素（long-term effects），因此在兩屆選舉之間認同層面的變化不顯著（ Jacoby 1991, 179），亦即

（

θ θ

_t

−

_t₋₁

）

=

0

。6

二、具體的測量指標

上文中探討可能影響執政黨在選舉時得票的經濟因素與政治結構，並預測其方向性，本節將討論如何製作具體的測量

6 這項假設同時表示總體經濟狀況與對執政者的心理認同間是互相獨立的，亦即（E⊥θ）。

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指標。在經濟指標上，傳統研究經濟發展與執政者得票關聯性的相關研究中，國民平均所得、通貨膨脹率與失業率是普遍認為最具代表性的經濟指標。而在政治結構上，則將執政黨是否同時掌控國會多數與政府體制納入分析架構中。 （一）經濟指標： （1）失業率 在拉丁美洲所有的經濟議題中，失業是人民最主要關切的問題。傳統研究失業指標對於執政者得票率影響皆累積執政者在位期間各年度失業率再加以平均。然而，本文主張非選舉年的失業狀況對於執政者的得票並不具有顯著影響，因此本研究以兩次選舉時的失業率差距（U_t −U_t₋₁）做為自變數： 1 1 1 ( ') ( ') 1 '= log , ' 1 t t t t t t E V f U V V Where V U U U V V − − − = ⎛ ⎞ ⎜ ₋ ⎟ ⎜ ⎟ = − ⎜ ⎟ ⎜ ₋ ⎟ ⎝ ⎠ 本文進一步假設當失業率升高時，執政者的得票率會因民眾的不滿而降低，因此， ' 0 ' V U ∂ _< ∂ 。 假設 1：當失業率升高時，執政者的得票率會降低。 （2）所得 所得是生活的基本依據。在 Romer 的研究中提到有 15% 的阿根廷選民認為政府應該關心民眾的薪資所得。薪資仲裁一向是在拉丁美洲示威群眾與罷工的重要主張（Maloney and

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Nunez 2001; Blejer 1981）。因此，本文使用代表國民平均所得成長的變動率，並預測： ' S ' 0 ' V S ∂ > ∂ 。 假設 2：當國民所得成長率上升時，執政者的得票率會上升。 （3）通貨膨脹 通貨膨脹是拉丁美洲政府在總體經濟上面臨最難解的問題之一。高度通貨膨脹（Hyperinflation）直接影響總體經濟與個體經濟的發展與穩定。通貨膨脹不但使外資卻步、工業化與現代化的腳步減緩，同時還會使薪資所得的成長形同無物。根據 1993 年的研究調查顯示，23%的委內瑞拉受訪者認為通貨膨脹是經濟上最迫切需要解決的問題（Stokes 2001, 135）。通貨膨脹率的計算方式是以消費者物價指數增加的程度為依據。在本文中，執政者在任內的通貨膨脹計算方式為： 1 1* t t t cpi cpi Inf cpi T − − − =

，T 值表示兩次選舉之間的間隔。同時必須

注意，雖然通貨膨脹對民生的影響甚鉅，然而當通貨膨脹

過高時，其對於民生影響的邊際效應（marginal effects）

反而會減緩。針對此一特性，本文將通貨膨脹指數取自然

對數。由於通貨膨脹可能造成民眾對於總體經濟的不安，

因此假設

' 0 log( ) V Inf ∂ _< ∂

.

假設 3：當通貨膨脹率增加時，執政黨的得票率會降低。 在繼續討論政治結構對於選舉課責的影響之前，必須注意在拉丁美洲各國的特殊經濟架構下，上述經濟指標是相互關聯

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而密不可分的。工人要求提昇基本工資與社會津貼，藉以使他們即便在失去工作時仍然有基本的生活品質。然而，基本工資與社會津貼的負擔使政府支出增加並進一步導致通貨膨脹。高度通貨膨脹將使得不具生產力的製造業面臨倒閉，並使失業率升高。最後，高失業率、通貨膨脹與經濟衰退成為部份拉丁美洲政府（如哥倫比亞）在經濟上面臨的惡性循環（Maloney and Nunez 2001, 5）。7

同時，根據 Pacek & Radcliff（1995）的研究指出，經濟成長對於執政者的得票可能具有非對稱性（asymmetric）的影響。易言之，當總體經濟衰退時，執政者的得票率會降低，然而當總體經濟成長時，其得票率不一定隨之成長。根據他們的研究，本文將檢證經濟狀況的改變對於執政者得票是否具有非對稱性。假設 1.1：當失業率提高時，執政者的得票率會降低；而當失業率降低時，其得票率並不隨之增加。假設 2.1：當國民所得降低時，執政者的得票率會降低；而當國民所得增加時，其得票率並不隨之增加。假設 3.1：當通貨膨脹率增加時，執政者的得票率會降低；而通貨膨脹率下降時，執政者的得票率不一定下降。 （二）政治結構與選舉結果： 選舉課責的概念中包含了兩個不同層面的問題：第一，如前所述，經濟狀況改變的程度與方向。其次，誰必須為經濟政

7 舉例來說，由於哥倫比亞憲法中明文規定“最低薪資的保障”（salario minimo mobil），直至 1998 年為止，其國家通貨膨脹率一直居高不下，同時造成政府嚴重的財務危機與高失業率。

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策成果的良窳負責（Hibbing and Alford 1981）。Hibbing & Alford （1981, 437）的研究中指出，美國選民不但關切哪一個政黨必須為經濟施政結果負責，更甚而關切「誰」必須為此政策負責。如果選民無法清楚認知誰應該為經濟衰退或成長負責，本文假設選民在用選票表達對執政者的獎勵與懲罰時會有所猶豫（Norpoth 2001）。8

在Powell & Whitten（1993, 410）研究中提到，當執政者是由多黨聯盟所組成，或是在分裂政府的情況下，選民將傾向不會用選票來懲罰執政者。上述的研究證明，政治結構會影響選民是否投票支持執政者的決定。根據這些研究加上本研究長時間測量拉丁美洲各國執政者得票率上的變化，本文將式（3）略作修正：

}

' ( ) ( 1) 0 1 ( ) ( 1) 0 0( 1) 1( 1) 0 ( ) ( 1) 1 0( 2) 1( 2) 1

'

(

)

1 (

)

2 (

)

ij t ij t i i i ij i t i t i Level Level i i t i t i Level Level i

V

S

E

Level

S

I

Level

S

I

Where

ε

β

µ

β

µ

− − −

=

+

−

+

=

+

−

+

⎫

⎬

=

+

−

+

_⎭

8 Norpoth 在其研究中即將經濟投票界定為四種不同的模式；懸而未決（Hung jury），分散責任（Split verdict），總統責任（President liable）與國會責任（Congress liable）。

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0 1 ( ) ( ) ( 1) ( 1) ' 2 ( ) ( 1) 2 2 0 0 1 1 1 ' log 1 ~ (0, ) ~ (0, ); ~ (0, ), ' , ' ( ) i i i t i t i i t i t ij ij t ij t i i i t t t t V V V V V N N N E E E I I I µ µ

ε

σ

0i 1i

µ

σ

µ

σ

µ

− − − − − ⎛ ⎞ ⎜ ₋ ⎟ ⎜ ⎟ = _⎜ _⎟ ⎜ ₋ ⎟ ⎝ ⎠ = − ⊥ = − = −

（4）

式（4）的第一行承襲式（3）線性模型的基本形式，唯一不同的在於我們加入了隨著各個政治體制不同而變化的隨機

因素（subject specific random effects）與。在式（4）的

第二及第三行中，我們進一步假設各組間的差異也可以被政治 體制（I’）以及各組間經濟指標的變化（E’）組成的線性模型 所代表。 0i

S

_1i 9 傳統著眼於拉丁美洲經濟狀況與執政者得票之間關係的研究，不論是依據個體的選舉調查研究資料，或是根據總體經濟資料的分析，大多忽略了政治結構對於選民投票時的影響。然而，許多研究都指出政治結構的確影響政府經濟表現。藉此，本文假設當政策的權責關係明確的時候，經濟狀況亦具有較高的可預測性（Powell and Whitten 1993），進而選民在投票決定誰應該為經濟施政好壞負責時較不易困惑，反之選民則無法決定誰應該為政策失敗負責。

9 t

I

與

I

_t₋₁分別表示在選舉 t 時的政治結構，包括行政與立法機構之間的 關聯（單一政黨政府或是分裂政府）與制度性因素（總統制與內閣制），而

I

'

則表示由上一次選舉至選舉 t 時的政府結構。

(16)

然而，那些政治因素會對權責關係造成混淆？Powell & Whitten（1993）列舉了五項可能性：政黨凝聚力不佳、反對黨佔有委員會主席席位、反對黨掌握決策機構、少數政府以及聯合政府中納入主要的反對黨。Johnson & Crisp（2003）亦指出不僅政黨間的競爭，政黨黨紀不彰導致的黨內競爭具有同樣影響立法的可預測性，並造成施政權責關係的混淆。為何這些內在因素（endogenous factors ）會使得政策權責關係不明？ Tsebelis（1995; 2002）的否決者理論（veto player theory）提供了合理的解釋。當決策過程中否決者（veto players）的數目增加，且各個否決者之間意識型態的距離增加時，決策僵局（gridlock）將更容易產生，而執政者的新政策便難以遂行。因此，在 Powell & Whitten（1993）和 Johnson & Crisp（2003）的研究中，指出當反對黨佔有決策過程中的重要位置，或是執政黨黨紀鬆散、派系林立時，都會增加決策過程中否決者的數目與否決者間的相互意識型態距離。易言之，在否決者眾的情形下，政策的權責關係較難釐清，而選民亦難決定誰應該為施政成敗負責。假設 4：相較於在分裂政府的結構下，經濟狀況的改變對於執政黨得票率的影響，在單一政黨政府時較為顯著。然而，O’Donnell 的主張提供了另一個思考方向。他認為有效的橫向課責將提供縱向課責更豐富的資訊。因此，本文亦可以假設在分裂政府的狀況下，橫向課責機制將提供選民更多關於執政者的施政資訊，而使選舉課責的效能更為顯著：假設 4.1：相較在單一政黨政府的結構下，經濟狀況的改變對於執政黨得票率的影響在分裂政府時較為顯著。

(17)

更進一步的，若政策權責的可辨識性對於選民在決定是否以選票懲罰或是獎勵執政黨時有影響，根據否決者理論的主張，決策過程中的否決者愈多，政策僵局將愈易發生，而選民亦無法清楚界定政策權責。本文利用國會下院的有效政黨數（the effective number of parties）做為自變項，並假設當下院的有效政黨數愈多，則政策否決者愈多，而執政黨將愈難推行政策。假設 5：當國會的有限政黨數增加時，經濟狀況的改變對於執政黨得票率的影響較不顯著。最後，本文檢視 Linz（1994）的主張：內閣制政府較總統制政府更能因政策成效向選民負責。因此本文假設：假設 6：相對於總統制下，經濟狀況的變化對於執政者得票率的影響，在內閣制中較為顯著。

肆、資料的統計分析

本研究的依變項是以拉丁美洲政府執政黨在兩次總統選舉間得票的差距（如為內閣制國家，則為國會下院選舉）。10 換言之，本文假設政黨可以做為選舉課責時的標的。假設統計分析的結果顯示所有的自變項對依變項的解釋力皆不顯著，則必須接受政黨無法做為選舉課責的對象。拉丁美洲各國的選舉結 果，主要來自於Nohlen（1993）所著的Enciclopedia electoral

latinoamericana y del Caribe。本書涵蓋了所有拉丁美洲國家，

10_{如果執政黨於選舉中與他黨組成聯合政黨，則以新政黨的得票率減去組成}

聯合政黨的成員於前次選舉中的得票總和為依變項。如果政黨完全瓦解，則假設選民完全無法判定誰應該為政黨負責，因此忽略不計。

(18)

自民主化之後歷屆的總統與國會選舉結果，並且針對若干有軍人干涉或是發生重大選舉舞弊的選舉加以註記。而 1998 年之後的選舉資料則來自喬治城大學（Georgetown University）的

美洲政治資料庫（Political Database of Americas, PDBA）11

與 Psephos-Adam Carr’s 的選舉資料庫。12 在製作政治脈絡變項的量表中，由於部份國家國會與總統擁有不同任期，且並非同時選舉，因此即使總統在一開始上任時掌控行政權與國會多數，但期中選舉之後仍可能面臨國會由另一政黨掌控的情形。針對此現象，本文著重於執政黨於競選連任時是否存在「未能掌握國會多數，致使政策無法順利推行」的理由，並藉以規避政策成敗的責任歸屬。因此，本研究只觀察執政者競選連任當時的政治結構

( )

I

_t ，而不論執政黨上台時的國會結構為分裂抑或單一政黨政府。因此，本文的自變項則包括：

一．政治結構：

1. 總統制：若該國為總統制則標記為

（

1

）

；內閣制則標記為

（

0

）

。13 2. 單一政黨政府：當單一政黨足以掌握行政與國會多數時為

（

1

）

，反之為

（

0

）

。

11 http://www.georgetown.edu/pdba/。 12 http://psephos.adam-carr.net/。 13 若為雙重首長制（或是半總統制），則當國會總統同屬單一政黨時標記為 1，反之為 0。

(19)

3. 三分之二多數：當執政黨掌握國會過三分之二的多數時為

（

1

）

，反之為

（

0

）

。14 4. 國會中的有效政黨數。15

二、經濟指標：

國民年平均所得成長率的差異，失業率上的差異及通貨膨脹速度的自然對數。16 由於拉丁美洲政治極不穩定，本文資料蒐集又以民主化過程後各項選舉為準，無法明確指出研究著眼的時期，僅此以表一列出本研究中所涵蓋的國家與其選舉結果以及經濟指數資料。

14 本文以三分之二多數做為簡化量化過程的標準，此數字單純表示執政黨於國會中擁有較過半數多出許多的席次，意即Supermajority 的概念，並不具有特殊的意義。 15 有效政黨數的計算公式引用Taagepera和Shugart （1989）：N=1/ ， = 各政黨席位比率。 2 i

p

Σ

i p 16 如前文所述，在國民年平均所得與通貨膨脹的指標上，都將增加或衰退的速度考量到自變項中。同時，因應通貨膨脹的影響力隨著通膨的快速增加而減低，本文將通貨膨脹指數值對數，以符合經濟學理論的主張。而有別於傳統研究計算失業率的年增率，本文主張就業狀況並非如財富與物價具有累進的特性，因此僅單純著眼兩次選舉間失業率的差距。

(20)

表一：本研究中所涵蓋的選舉與總體經濟資料 國家邀舉結果國民生產毛額物價指數 失業率 Antigua and Barbuda 1980-2004 1980-2004 1980-2004 1980-2004 Argentina 1916-1963 1989-2003 1960-2004 1983-2004 1980-2004 Bolivia 1951-1966 1979-2002 1960-2004 1979-2004 1980-2004 Brazil 1945-1950 1989-2002 1960-2004 1994-2004 1980-2004 Colombia 1914-1949 1958-2002 1960-2004 1966-2004 1980-2004 Costa Rica 1923-1928 1932-2002 1960-2004 1970-2004 1980-2004 Chile 1932-1952 1964-1970 1993-1999 1960-2004 1964-2004 1980-2004 Dominica 1975-2000 1975-2004 1975-2004 1980-2004 Ecuador 1940-1948 1956-1960 1979-1988 1979-2004 1979-2004 1980-2004 El Salvador 1950-1956 1962-2004 1960-2004 1972-2004 1980-2004 Grenada 1972-1976 1984-2003 1984-2004 1984-2004 1980-2004 Guatemala 1966-1978 1985-2003 1966-2004 1985-2004 1980-2004 Guyana 1964-1985 1964-2004 1964-2004 1980-2004 Honduras 1981-2001 1980-2004 1980-2004 1980-2004 Jamaica 1944-2002 1960-2004 1967-2004 1980-2004 Mexico 1929-2000 1960-2004 1964-2004 1980-2004 Nicaragua 1924-1974 1984-1990 1960-2004 1980-2004 Panama 1952-1964 1984-1988 1999-2004 1960-2004 1984-2004 1980-2004 Paraguay 1953-2003 1960-2004 1968-2004 1980-2004

(21)

表一：（續） 國家邀舉結果國民生產毛額物價指數 失業率 Peru 1962-1963 1980-2000 1960-2004 1980-2004 1980-2004 Dominican Republic 1930-2004 1960-2004 1966-2004 1980-2004 San Kitts 1980-2001 1980-2004 1980-2004 1980-2004 San Vicente 1974-2001 1974-2004 1974-2004 1980-2004 Santa Lucia 1974-2001 1979-2004 1979-2004 1980-2004 Surinam 1967-1977 1991-2000 1969-2004 1969-2004 1980-2004 Trinidad V Tobago 1961-2001 1960-2004 1966-2004 1980-2004 Uruguay 1926-1971 1984-2004 1960-2004 1966-2004 1980-2004 Venezuela 1958-2004 1960-2004 1968-2004 1980-2004 （一）統計模型與分析 因應本研究的跨國性資料結構，必須有效控制政治脈絡的變項，才能同時反應不同政治結構下，經濟成長對於執政黨得票率的影響。King等人（2004）即指出跨國性分析的兩大盲點：（1）如何有效測量研究的標的，以及（2）如何有效區別同樣的數據資料，在不同環境下的不同意義。舉例來說，在 1980 年代的巴西，相較於習以為常的過度通貨膨脹，100%的通貨膨脹率可能不足以影響選民的投票行為。然而，在經濟相對穩定的國家，如多明尼加，30%的通貨膨脹率可能就會帶來社會極大的不滿。如果只是單純的將兩個資料結合一起分析，會得

(22)

出一個荒謬的結論：當通貨膨脹率高的時候，執政者的得票率不受影響；當通貨膨脹下降時，執政者的得票率亦會隨之下降。Skrondal & Rabe-Hesketh（2004, 13）同樣指出一旦忽略資料結構上組間（between-group）與組內（within-group）的關係時所可能產生的問題。如圖二所示，當分別觀察各國資料時，會發現物價指數上漲會導致對政府支持度的下降。然而，當把所有資料整合分析之後，會發現隨著物價指數上升，對於政府的支持度亦上升。換言之，為了解決這個問題，必須要考量資料的結構性。因此，本文採用混合變項模型（mixed effects model）。17 圖二：組間影響與組內影響示意圖 執政者得票國家二國家一國家四國家三通貨膨脹 （1）混合變項模型與傳統迴歸模型的比較 混合變項模型為複雜的資料結構提供了解決方案，使本文

17 有關混和模型詳細的說明，請參見附錄。

(23)

可以兼顧拉丁美洲各國之間的政治經濟狀況的差異性，同時比較經濟狀況改變對於執政者得票的影響。表二中分別使用傳統的迴歸模型與混合變項模型，測試不同的自變數組合。首先，混合模型較之於傳統的迴歸模型具有更多且詳盡的資訊。在表二中，只要仔細比較，就可以發現傳統模型所提供的資訊，在混合模型中完全可以涵蓋。在表二右側各欄位的下半部所提供的是組間的迴歸分析，不論是參數值或是檢定結果，都完全和左側的傳統迴歸模型相同。除此之外，混合模型更進一步利用各國為單位，就每一個國家經濟狀況的變化與其執政者得票率的 odds ratio 間的變化進行分析。這一點優點，使我們決定採用混合模型以取代傳統迴歸模型。 （2）失業，通貨膨脹，經濟成長與選舉課責 此外，傳統迴歸模型與混合變項模型在其他兩項經濟指標的分析上沒有太大的差異。在傳統回歸模型的分析中，對數化後的通貨膨脹率對於執政黨得票率的影響是負向（-.5329）且不顯著。而在混合模型中亦是負向（-1.0082），接近於顯著（p-value=0.12）。比較兩個不同的自變數：年平均失業率以及兩次選舉的在失業率上的差異。18 分析結果顯示，不論是在傳統的廻歸模型，或是混合變項模型中，年平均失業率都不具顯著性（傳統迴歸模型coefficient:.2506, t-value=0.25; 混合變項模型coefficient: -.5439, t-value=-0.83）。然而，兩屆選舉時失業率

18 以公式表示則為：失業年增率( 1 t i i t U T = − ∑ )，而兩次選舉間的失業率差距( )。 1 t t U −U−

(24)

差距卻相當顯著（傳統迴歸模型coefficient: -.9986, t-value=-3.20; 混合變項模型coefficient: -1.1128, t-value=-2.99）。我們進一步比較其修正後的R-square值可以發現，使用執政者在位期間的失業率變化，的確較傳統年平均失業率的指標有效的多（失業率差 : 0.1146 vs.年平均失業率 : 0.0156）。因此，可以推論非選舉年期間的就業狀況，對於執政者的影響並不大。 2

Adj R

2 最後，本文發現當單獨分析通貨膨脹率對於執政者得票時具顯著影響力。然而，在加入國民平均所得與失業率兩項指標時，通貨膨脹不再顯著。主要原因可能是由於前述拉丁美洲經濟結構上獨特的惡性經濟循環，導致通貨膨脹、失業率與經濟衰退同時發生所形成變項間的共線性（collinearity）。經統計檢定共線性後，VIF 值高達 12.1，證明了我們的假設。從表二暫時可以得出以下結論：第一，藉由混合變項模型，統計結果證明經濟因素的波動，的確對於拉丁美洲執政者的得票率造成影響。如果我們將國民年平均所得的年成長率、或是兩屆選舉間失業率的差距與通貨膨脹，和執政黨兩屆得票的差異進行分析，統計結果顯示如先前預測般的，這些經濟指標各自影響執政者的得票。易言之，當經濟狀況惡化時，選民投票支持執政者的比例亦降低。藉此，我們推論拉丁美洲的確存在選舉課責機制。其次，執政黨在拉丁美洲中的確扮演著政策延續的角色，同時可以做為選民投票時懲戒與獎勵的對象。第三，在分析失業與執政黨得票關係時，兩次選舉間的失業率差距較年平均失業率更具顯著性。這項結果說明非選舉年的總體就業狀況不一定直接影響選民對於執政黨的施政評價。最後，我們也發現，拉丁美洲各國普遍存在的通貨膨脹、失業率

(25)

與經濟衰退導致了經濟的惡性循環，然而失業率的增加與否仍然對執政者的得票有重大的影響。 表二：比較傳統迴歸模型與混合變項模型 傳統模型混合變項模型（country-specific model） Model Variable

Model 1 Model 2 Model 1 Model 2

2.1001 （1.99）** 1.3366 （1.54） GDP成長率19 1.5840 （1.83）* .9447 （1.33） 1.5841 （1.83）* 0.9447 （1.33） -2.0010 （-1.29） -1.0082 （-1.04）年平均通膨率（自然對數） -.6988 （-0.77） -.5329 （-0.82） -0.6988 （-0.77） -.5329 （-0.82） -.5439 （-0.63）年平均失業率 .2506 （0.63） 0.2506 （0.63） -1.1128 -2.99*** 失業率變化 -.9986 （-3.20）*** -.9986 （-3.20）*** R-square and Adj R-square 0.0584 0.0156 0.1752 0.1446 Within: 0.99 Between: 0.017 Overall: 0.058 Within: 0.2176 Between: 0.0149 Overall: 0.1752 N 70 85 70 85 說明：（* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01）20

19 由於跨國性的資料結構，為了區辨同樣的數據資料在不同環境下的不同意義，本文在實證模型上使用指標為為國民生產毛額的成長率（GDP Growth Rate），而非國民生產毛額，以求標準化並減少測量上的誤差。 20 混合模型部份每一格的上半部為組內（ within-group）分析的斜率與 t-value，而下半部則組間（between group）分析的斜率與t-value。

(26)

（3）經濟狀況的非對稱性影響 其次，本文再分析拉丁美洲的經濟狀況，是否如Pacek & Radcliff（1995）的研究中所言，對於執政者得票具有非對稱性的影響。換言之，是否經濟成長和執政者的得票無關，而經濟衰退對執政者的選票流有關。為了檢視這項假設，本文為各個經濟指標建立了虛擬變數（dummy variable），用以區分總體經濟的成長與衰退。21 而後，再將虛擬變數與該經濟指標相乘。分析結果如表三所示，三項指標中只有失業率一項具有顯著性（coefficient: 1.1202, t-value:-1.92），而其他的變項則不具顯著性。這個分析結果可能代表在拉丁美洲各國的經濟因素，對於執政黨的得票並不具有非對稱性。然而，由於在本研究的資料中，大多數的執政黨執政時的國民年平均所得，或多或少具有些許成長，而少有政府能夠於任內有效降低失業率，因此虛擬變項 0 與 1 值的比例差距過於懸殊。22 換言之，此分析結果仍不足以否定Pacek和Radcliff的主張。

21 當GDP值衰退時，我們設經濟成長的虛擬變數（growth dummy）為 1；當失業率升高時，失業改良的虛擬變數（improvement dummy）為 1。 22 以GDP成長率為例，在 236 的政府當中，有 215 個在其任內使得國民平均所得呈現成長。另一方面，亦只有 36 個政府在其任內成功的降低失業率。

(27)

表三：檢測經濟狀況對執政者得票的非對稱性影響 自變項參數估計值 t-value GDP成長率 2.0151 0.86 GDP成長率 *經濟成長 -1.3559 0.636 通貨膨脹率(log) -.4787 -.71 失業率成長 -1.1202 -1.92** 失業率成長*失業率改善 .2632 0.27 R-square W: 0.2209, B: 0.0117 （二）政治結構與經濟狀況對執政者得票的影響 （1）巢狀結構模型 如前文所述，本文第二個目標是將政治脈絡因素，納入經濟狀況與執政黨得票率間關係的分析中。因此，本文假設依變數可由制度性因素

I

（總統制或內閣制）、各國間差別，以及脈絡性因素（絕對多數政府、單一政黨政府或是分裂政府）所分層（巢狀模型如表四） J

K

23 。然而，這樣的分類具有兩個潛在性問題。一、過細的分組將會造成巢狀結構中每一組的數目過小，因而造成分析上的偏差。此外，在理論上雖然有 106 種不同的組合，然而有些組合實際上並不存在。比如說拉丁美洲採取的內閣制國家，大多擁有穩定的二黨制，因此分裂政府極少發生。為了避免分組過細的問題，本文以國家為基本的控制

23 在內閣制國家中則為單一政黨無法掌握國會過半多數。

(28)

單位，同時將結構性因素納入分析模型之中。 表四：資料的巢狀式政治結構 制度性因素國家別結構因素 自變項 依變數 Divided 1 1|1,1,1

,

2|1,1,1

...

n|1,1,1

y

Country 1 United 2 1|1,1,2

,

2|1,1,2

...

n|1,1,2

y

Divided 3 1|1,2,1

,

2|1,2,1

...

n|1,2,1

y

,

2|1,2,2

...

n|1,2,2

y

Divided 5 1|1,3,1

,

2|1,3,1

...

n|1,3,1

y

Presidential Democracy Country 3 United 6 1|1,3,2

,

2|1,3,2

...

n|1,3,2

y

Divided 7 1|2,4,1

,

2|2,4,1

...

n|2,4,1

y

,

2|2,4,2

...

n|2,4,2

y

Divided 9 1|2,5,1

,

2|2,5,1

...

n|2,5,1

y

,

2|2,5,2

...

n |2,5,2

y

Divided 11 1|2,6,1

,

2|2,6,1

...

n |2,6,1

y

Parliamentary Democracy Country 6 United 有效政黨數 GDP成長率通貨膨脹指數失業率成長 12 1|2,6,2

,

2|2,6,2

...

n |2,6,2

y

（2）否決者與政府組織 首先，本文測試兩個不同的結構性因素（三分之二多數政府與單一政黨政府）。如果權責關係的明確（clarity）與否對於選民在決定是否投票支持執政者時不具有影響力，這兩項虛擬變數將皆不顯著。再者，本文同時用國會中有限政黨數目估計決策過程中否決者的數目，同時檢視當有限政黨數目增加時是否會影響政策權責歸屬的透明度。

(29)

表五中提供了一些相當有意思的分析結果。首先，當控制各國間差異時，可以發現執政黨是否掌握國會過半多數對執政者的得票影響並不顯著，其方向性也與我們之前預測的有所出入。同時，國會內的有限政黨數對依變項上的變化也不具顯著性影響。換言之，這兩個結構性因素都不足以成為在經濟發展與執政者得票間關係中造成影響。然而，我們發現當執政黨具有三分之二以上國會多數的虛擬變項（ coefficient: -18.24, t-value: -2.45 ）與其和失業率的交互變項同時具有顯著性（coefficient: -5.6235, t-value: -1.69）。表五：政治結構下經濟狀況對於執政者得票的影響24 Subject: Countries

Model Variable Model 1 Model 2 Model 3 -1.1137 （-2.92）*** -.9478 （-2.39）*** -1.5434 （-3.15）*** 失業率變化 -1.2224 （-3.83） -.8923 （-1.86）* -.8844 （-1.79）* 2.1551 （0.38）分裂政府 1.054 （0.27） -21.7423 （-1.81）** -18.24 （-2.45）** 三分之二多數 -7.28 （-1.33） -5.3331 （-1.20）

24 混合模型部份每一格的上半部為組內（within group）分析的斜率與 t-value，而下半部則組間（between-group）分析的斜率與t-value。

(30)

表五：（續）

Subject: Countries

Model Variable Model 1 Model 2 Model 3 國會有效政黨數 6.5894 （1.54） .0011 （0.56） 1.2045 （0.93） -.0018 （-0.72）三分之二多數* 失業率變化 -5.6235 （-1.69）* -.609 （-0.81） R-square W:0.2774 B:0.1704 W:0.3024 B:0.2092 N 82 82 說明：（* p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01）本文如何解釋這樣的結果？首先，本文主張此分析結果證明了政策權責透明度的確影響選民決定是否藉以懲戒或是獎勵執政者時的依據。當執政黨於國會擁有絕大部份的國會席次時，即不再享有可以規避政策失敗的藉口，而必須對選民完全負責。然而，何以單一政黨政府與國會的政黨數目在此模型中不具有影響力？主要可歸因於拉丁美洲複雜的政黨體系，即使執政黨同時掌握國會過半多數與行政主導權，其鬆散的黨紀亦無法保證所屬國會議員會全力支持政黨的重要政策。然此，即便國會內部的有限政黨數目較小，亦不代表國會內部決策僵局不易發生。哥倫比亞的政黨結構就是最好的例子。自由黨與保守黨自 1840 年以後就長期主導該國的政治運作。然而，由於國會議員與選民之間高度的扈從結構（patron-client relation）使得黨紀形同無物（Schmidt 1974）。議員間跨黨派合作利用立

(31)

法過程瓜分公共財使之成為私人酬庸的政治資源，從而使得公共政策具高度不可預測性。在這樣的國會結構下，選民自然難以釐清政策權責關係，進而以選票表達對於執政者的支持或反感。同樣的，Ames（2001）亦主張巴西國會的複雜結構導因於黨紀的微弱。在候選人為核心的選舉之中，當政黨欲以黨紀處分議員時，國會議員可以恣意脫黨而加入其他政黨或成為獨立候選人，以延續其政治生命。也因此，政黨無法要求議員支持其政策。何以當拉丁美洲執政黨擁有國會超過半數的席次愈多，其政策的權責透明度就愈高且愈需要為其施政成敗負責？這是由於執政黨完全掌握國會絕大多數席次時，其政黨紀律亦較為嚴謹的緣故。在這種國會的特殊狀況下，就政黨方面，少數議員的不服從將無法影響政策的通過，因此政黨領袖可以厲行黨紀而無須擔心少數議員的脫黨行為將使政策無法遂行。就議員方面，即使個人在法案上違反政黨指示亦無法改變政策結果，因此服從政黨指示將是較好的選擇。綜上所述，本文可以推論當執政黨擁有國會超過半數的席次愈多，政黨紀律愈為嚴謹，且愈需要為其施政成果負責。 （3）總統制與內閣制 最後，本文檢視拉丁美洲政府中究竟是總統制抑或內閣制政府較能為其政策對人民負責？由於拉丁美洲政府施行總統制的國家較內閣制的國家多，因此本文將整個資料依各國總統制與內閣制的制度結構區分為兩部份，並將執政黨是否同時掌握行政與立法多數做為固定式變項（fixed effects），分別針對

(32)

總統制與內閣制國家進行混合模型分析（統計結果見表六）。25 當我們個別檢視各項經濟指標對執政黨得票的影響時，不論是國民年平均所得成長率（coefficient: 1.23, t-value: 2.05）、通貨膨脹（coefficient: -1.31, t-value: -1.83），或是失業率等經濟指標（coefficient: -1.22, t-value: -3.74），在總統制國家中對於執政黨的得票都具有與原先模型預測相同的顯著影響力。然而這些指標在內閣制國家並不具有顯著性，僅有失業率變化一項近似顯著。26 即使在表六中將政府結構與經濟成長、失業率的變化以及執政黨控制三分之二以上國會議席等因素與變項間的交互作用同時納入模型中，這些變項仍對內閣制國家執政黨的得票不具有影響力。而如表六左半側所示，這些變項對於總統制國家的執政黨得票增減都具有影響。的確，由於拉丁美洲各國失業率的資料自 1980 年之後才開始登錄。當將失業率納入模型後，內閣制的部份只有 11 個樣本。然而，即使考量樣本數的影響，並僅僅單獨分析國民所得的增加（總統制國家: coefficient: 1.2337,P<0.05,樣本數: 116; 內閣制國家: coefficient: 0.8269，P>0.1,樣本數: 57）或通貨膨脹兩個變項（總統制國家: coefficient: -1.3189,P<0.1,樣本數: 116; 內閣制國家: coefficient: -1.1141,P>0.1,樣本數: 49），亦不難發現這兩個分別在總統制國家中影響執政者得票的變項，在內閣制國家中都不具顯著性。唯一的解釋即為在內閣制的國家中經濟

25_{由於將各國間的差異納入模型中將導致各組樣本數過少而導致誤差，因此} 僅控制結構性變項。 26 三項指標於內閣制國家的參數值與t-value分別為：GDP成長率（0.83, t-value:1.22），通膨率（-1.11, t-value -0.61），失業率成長（-1.17, t-value -1.63）。

(33)

指標對於執政者的得票率影響不大。換言之，拉丁美洲內閣制的國家執政黨的得票率較不受經濟施政表現的影響。這項研究同時否證了 Linz 的主張。然而，為何拉丁美洲內閣制國家執政黨的得票不受其經濟政策成果的影響？這個問題值得深思。尤其在拉丁美洲六十四個非總統制政府中，有五十六個政府是單一政黨政府，無須組合聯合內閣。因此無法主張是因為多黨聯合政府的因素導致政策的權責性不明，使選民無法決定執政黨是否應該為政策負責。較合理的解釋是在拉丁美洲大多數內閣制國家中，穩定的兩黨制導致各黨得票波動十分有限，因此總體經濟狀況的劇烈起伏不足以解釋在執政者得票上的微小差異。這個課題將可以成為日後拉丁美洲相關研究的著眼方向之一。表六：比較總統制與內閣制下執政黨經濟施政表現對得票率的影響條件式混合模型 Variable 總統制國家內閣制國家 GDP 成長率 _（0.20）0.1528 _（0.63）3.597 失業率變化 -1.4742 （-3.64）*** -1.049 （-0.69）三分之二多數 _{（-2.92）***}-20.50 _（-0.22）-4.9474 三分之二多數*GDP _（2.11）**3.8192 _（-0.57）-3.9472 三分之二多數* 失業率變化 2.74 （2.42）** .4207 （0.22） R-square 0.3237 0.3203 N 65 19

(34)

伍、結論

本文首先證明了選舉課責機制在拉丁美洲的確存在。在民眾高度關切國家總體經濟狀況下，政府經濟政策的表現的確影響人民對於是否繼續支持執政黨的決定。通貨膨脹、失業與國民所得的成長都如同本文預期影響著執政者的得票率。更進一步的，和以往研究不同的，本文證明了政策權責關係的透明度同樣影響政府必須為政策所負的責任。拉丁美洲選民需要足夠的辨識度以釐清誰應該為經濟政策的成敗負責。而執政黨在國會所得席次過半數的程度愈高，所提供給選民可辨識政策權責關係的資訊亦愈明確，選民亦愈能藉由選票反映對執政者的支持與反感。最後，令人驚訝的，本研究亦從經驗上佐證拉丁美洲中總統制的政府較內閣制的政府更需為其施政後果負責。本文另外對日後研究拉丁美洲政治經濟發展提供了有趣的研究課題。首先，統計結果顯示失業率在拉丁美洲各國間對於執政者的得票影響皆不同。為何有些政府即使失業率居高不下，仍然能夠維持民眾的支持？此外，為何經濟狀況的起伏在單一政黨政府同時主導行政與立法的內閣制國家中對於執政者的得票不具影響力？這個有別於 Linz 假設的經驗分析結果亦值得深思。更進一步來說，選舉課責是一個定義簡單，但是從選民層面考量上極為複雜的概念。本文僅僅針對總體經濟的變化與執政者的得票間互動進行分析。事實上，晚近的調查研究指出，政府的經濟表現已經不是拉丁美洲選民投票時的唯一的考量。此外如政治腐化、治安等等亦成為拉丁美洲選民相當關切

(35)

的議題（Stoke 2001, 135）。因此可以思考除了經濟指標與政治結構外，如何量化其他因素並分析其是否影響執政者得票率的變化。如 Stokes（2001）研究拉丁美洲政治發現，執政者背離於選舉所承諾的政見時，在某種狀況下對其競選連任時會造成影響。Schady（2000）亦指出在秘魯，政客常常利用操縱部份選民的需求、大幅度津貼與社會福利政策以遂行其連任的政治慾望。這些研究都證明，僅僅著眼於政府的經濟表現顯然是不足的。然而，在拉丁美洲相關量化資料有限的情形下，如何運作化且有效測量上述概念以進行跨國性研究，對於相關比較政治研究學者而言，將是一項具挑戰性的課題。（收件：2006 年 2 月 10 日，最後修正寄回：2006 年 9 月 12 日，接受：2006 年 9 月 20 日）

(36)

附錄

簡介混合變項模型（Mixed Effects Model）

混合變項模型（Mixed Effects Model 是因應研究上對數個隨機抽出的樣本進行重複測量下形成的縱向資料結構 (longitudinal data structure）所衍生而成的統計方式。在其型式上，不但考量各組間（between-subject）的整體差距，同時也考量對於單一研究個體間（within-subject）數個重複測量結果的分析。第二點提到關於混合模型中“組間”與“組內”的問題。也許由於混合模型在國內十分少用，筆者在解釋上又疏於用心，在此致歉，並提出完整的解釋。 首先我們假設國家 j 於第 i 期的得票率 都有該國專屬的平均值 ij

y

j

µ

來估計。27 進一步的，我們認為這個平均值可以由該期的經濟因素

E

_ij來輔助解釋：如下式: 0 1 2 ~ (0, ) ij j ij j j ij ij y E N µ ε µ β β ε σ ← + = +

（Eq.1）

式（1）為第一層的模型。在式（1）中，我們假定每一個執政者在當期的得票率。

27 實際上為logit，但為了解釋方便與便於閱讀，以簡稱代替，請海涵。

(37)

0

β

為專屬於該國 j 的截距（group specific intercept），而

1 j

β

為國家 j 組群中對於各別觀察值（

y

_ij |J=j）的斜率。 而在第二層中，我們進一步假設上述的兩個群組參數 0

,

1j

β β

可以分別被下列的式子所取代： 0 00 01 0 1 10 11 1 0 ~ (0, 00), ~1 (0, 11), ( 0 , 1 ) 10 j j j j j j j j I U I U where U N U N Cov U U_j β γ γ β γ γ τ τ τ = + + = + + =

（Eq.2）

在此，假設

I

_j表示各個國家間（即第二層）間的政治脈絡：如分裂政府。 00

γ

則表示跨組之間的截距（ common intercept across

groups），藉由這個變項，每一組都可以被賦予一個不同的起始

值（即截距值）。

01

γ

表示群組間經濟變項

E

j對於式(1)中

β

0的影響（the

effect of the group level predictor on the group specific intercepts）。

10

γ

表示跨不同層次間的與各觀察值相關的共同斜率

（ common slop associated with the individual level variable across groups）

11

γ

表示群組間經濟變項

E

j的對於式（1）中

β

1的影響（the

effect of the group level predictor on the group specific slopes）。如果我們將上式整合在一起：

(38)

00 01 0 10 11 1 00 01 0 10 1 11 ( ) ( ) ( ) ij j j j j ij ij j j j ij j ij ij y I U I U E I U U E I E

γ

ε

γ

= + + + + + + = + + + + + +

ε

我們可以發現這樣的結構給予每一個國家中分裂政府與非分裂政府不同的截距與經濟成長對得票率影響的斜率。而在本文中所提到的組間與組內分析，則是 Stata 為了便於讓讀者解釋上述模型，了解到底 Mixed effect Model 能多提供多少資訊而設計。所謂的組間，事實上是將各國的依變項與各個自變項群分別取平均值，再加以迴歸。以本研究而言，資料中共有 28 個國家，在組間進行分析時就會取各國執政者選票的變化的平均值，和經濟指標上的平均值進行迴歸。用統計模型表示即為： 0 1 1 1 1 nj j ij j j i j y y x n =

β

ζ

j ≡

∑

= + + + i i

ε

i 這裡

ζ

_j代表是各組平均與樣本整體平均之間無法被上述模型所解釋的組間差距。而所謂的組內分析，則是利用 centralize 的方式，將原式轉化為各國內的觀察值與其變項平均值，並進行迴歸分析 1

(

1 2

)

ij j ij j ij j

y

−

y

_i

=

β

x

−

x

_i

+

ε

−

ε

_i

(39)

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