Impact Evaluation of Party Dual Candidacy Strategies in Japanese House ElectionsA District-Level Data Analysis

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近年來制度至關重要的論點，一直是學界關注各種政治行為形塑的重要變項，許多選舉經驗研究指出，包括政黨提名候選人策略與政黨間合作協調、國會議員立法行為與政策主張、候選人選區經營與競選活動、選民投票決策、甚或是政黨體系的變動等，均深受不同選制結構的影響。準此，探索政治場域上相關行為者的行為或動機時，不同選制架構內涵的影響效果，深值剖析。本文主軸鎖定於日本自1994 年推行四大政改法案後，改採小選舉區比例代表並立制架構下之候選人重複提名制度，對於日本政壇主要政黨（包括自民黨、民主黨、社民黨）提名參選策略與其實質成效的影響。有別既有文獻分析兩票連動效果經常未顧及變項間內因性與非隨機選組機制因素，導致參數值估算偏誤的因果推論問題，本文爰引James J. Heckman 建構之效應模型（treatment-effects model）進行準確校估。實證結果顯示：日本各主要政黨在歷屆眾議員選舉對單一選區候選人採重複提名參選的策略，其對政黨比例代表得票率的效應會因黨、因年而異；當中包括自民黨在2009 年選舉、民主黨在 2003 年選舉，社民黨在 2000

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臺灣大學政治系博士後研究員，E-mail: [email protected]。

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政治大學政治系講座教授，E-mail: [email protected]。

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臺灣大學政治系副教授，E-mail: [email protected]。收稿日期：100 年 3 月 31 日；通過日期：101 年 3 月 29 日

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年、2005 年、2009 年選舉，均以重複提名策略有效提升該黨的政黨比例代表得票率。此一分析結果，不僅適度佐證既有文獻對於日本政黨重複提名參選成效的預期，也吻合混合選制學理兩票連動效果的論點。 ᙯᔣෟĈ͟ώிᛉࣶᏴᓝă̈Ᏼᓝડּͧ΃ܑ֭ϲטăࢦኑ೩Щטޘă

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民主的選舉機制與國家公共事務治理息息相關，透過常態化的選舉競合，不僅落實了民主政治的主權在民精神，對於維繫代議政治的運作、政府監督管理、抑或為政治體系選賢舉才等，角色更舉足輕重（Lijphart, 1984；何思因，1994）。選制規範的影響層面極為深遠，除了直接牽動選票結果的議席換算、社會民意之反映、國家政黨板塊的形塑外，政黨與候選人參選策略、政策主張與意識形態，以及選民投票思維等，均與其環環相扣（Cox, 1997；Downs, 1957；Taagepera and Shugart, 1989）。是以，不論是先進民主國家所進行的政治改革，或是新興民主國家在做憲政體制的選擇時，不同選制的設計與取捨，往往被視為相當關鍵的一環（Norris, 1997；2004； Shugart, 2005；蘇子喬、王業立，2010）。

根據許多學者（如Horowitz, 2002；Shugart and Wattenberg, 2001）的歸

納，目前各個不同民主發展階段的國家在選擇憲政體制時，不同類型制度的混合與嫁接，已是相當常見的一個趨勢。就國會議員的選制變革而言，不論英美採行已久的單一選區多數決（plurality with single-member district, SMD）、抑或歐陸國家廣泛應用的比例代表（proportional representational system, PR），咸難否認實務上的囿限，因此兼採此兩項選制架構的混合式選制（mixed or hybrid system）便成為重要選項。一般公認的狀況是，由於混合選制下選民具有兩票的架構，一票圈選區域代表一票圈選比例代表政黨，所以不僅能促成兩黨競爭的格局，同時也能照顧社會弱勢與反映社會多元民意（Dunleavy and Margetts, 1995；Shugart and Wattenberg, 2001）。

目前採混合式兩票制的國家相當普遍，根據單一選區（SMD）與比例代表（PR）兩種選票的議席換算方法，以兩者間是密切相關或獨立計算來看的話，可分為德國為首的「兩票聯立式」與日本為首的「兩票並立式」

兩大類型（Ferrara and Herron, 2005: 20；王業立、彭怡菲，2004：13）。1 _而

各界在探討相關政治效應時，也是依據兩票架構與互動關連性，區分為獨

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立效果（independent effect）與連動效果（interaction effect，亦稱為感染效

果contamination effect）兩派不同觀點（Ferrara, 2004；Herron and Nishikawa,

2001；Huang et al., 2008；黃紀，2008b；陳陸輝、周應龍，2008）。一般而言，由於兩票並立式強調兩種議席各自獨立計算，與強調兩種議席密切相關的聯立制相較，其互動感染效果預期會較小。本文在這些相關論述的基礎上，嘗試以日本1994 年改採「小選舉區比例代表並立制」（mixed-member majoritarian systems, MMM）後的情況進行深入探討。日本眾院此一新制最獨特之處，在於該國允許政黨可在兩項選票中重複提名候選人參選（dual candidacy）以及依惜敗率（best-loser provisions）復活。本文將綜合這些特殊的制度設計，一探對該國主要政黨參選策略與對兩票互動的實質影響結果。探究日本眾院選舉政治效應饒富意義之處，係因該國採納兩票並立式選制並且同時允許候選人重複提名參選的特殊規定，為目前世界上相當少見且重要的案例（crucial case）。特別過往選制研究一旦提及並立式（MMM）混合選制，經常會聯想到義大利、俄羅斯等國，但日前義大利已於 2005 年底改回比例代表制、俄羅斯亦隨後於 2007 年改採比例代表制（蘇子喬、王業立，2010：3）。2 _{目前較穩定且老牌的民主} 國家中，持續採用並立式選制迄今，日本即是相當重要的案例。是以，該國實施並立式選制之政治效應的經驗，顯然有其探討的必要性。對混合選制與其效應的學理來說，日本案例的分析更具備下述重要貢獻：第一、補充比較政治研究與混合選制（特別是並立式）兩票架構政治效應相關學理的重要資訊。目前多數探討並立式混合選制兩票連動效果的

文獻（如Choi, 2006；Maeda, 2008；Moser and Scheiner, 2004；Huang et al.,

2008；陳陸輝、周應龍，2008；黃紀，2010），普遍發現其兩票架構較未具有顯著交互作用。但就本文關注的日本狀況而言，該國自1996 年眾院選舉開始實施的兩票並立式選制，由於伴隨特殊的候選人重複提名規定，使得此種兩票連動關係的實際效果更難以預期。由於學界許多文獻（如宮川隆義，1996；林繼文，2008；黃紀，2008b）曾針對此項特殊規定指出，可

2 _{有關近年來義大利、俄羅斯兩國選制變革過程的詳細介紹，建議可參見蘇子喬、王業} 立（2010）。

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能會引發選民實際在圈選區域代表與政黨比例代表票的兩票抉擇時，因重複提名的參選者而產生關連性。是以，本文深入探究日本實踐新選制後的相關政治效應，不論是對於比較政治的相關研究、抑或驗證填補混合式選制政治效應之相關學理，均將能提供彌足珍貴的參考資訊。其次，提供觀察混合式選制下之特殊規範，特別是重複提名制度對小黨參選策略與其實務運作成效的重要參考資訊。由於並立式混合選制較未若聯立式選制架構強調比例性，一般認為對於小黨的生存空間較不利。但若干選舉文獻（如林繼文，2008）亦曾觀察到，儘管兩票並立式選制普遍對大黨較為有利，但就日本個案而言該國小黨仍利用新選制的特徵或施行細節，找到若干適合生存的策略。在這些研究基礎之上，本文希望也進一步針對日本改採混合選制後的重複提名規定，瞭解小黨實際運用於提名候選人參選的情況、以及其達到的具體成效。總括前述，為深入探究日本眾院新制下的兩票間

互動關係，本文後半段根據Maeda (2008) 的總體資料（macro-level data）研

究為基礎，由日本政府相關單位公佈的選區資料著手分析。Maeda 研究在此一領域的重要性，在於他強調兩票連動效果時的內因性（endogeneity）問題，並提出需以統計上由 Heckman (1976；1978；1979) 建構的效應模型（treatment-effects model）來做因應。本文在他的基礎上，將進一步指出更適當的修正模型來探究兩票得票間的互動關係，這一部分稍後在第六節會詳細說明。前言之後，依序安排章節如下：第二節先介紹混合選制內涵，以及根據兩票架構內涵所引發獨立效果與連動效果的論辯；第三節則介紹日本新舊選制的變革過程，並介紹相關文獻對日本選制改革的討論；第四節將專門介紹日本重複提名制度的特性，並且彙整日本主要政黨在歷屆眾院選舉的重複提名資料，其中包括提名狀況與當選結果都會詳細羅列；第五節則是說明本文的選舉資料來源，並依據文獻提出研究假設；第六節除了介紹效應模型的特性，並會說明這一統計模型在探討兩票連動關係的適用性，此外針對Maeda (2008) 採用此模型的問題也會一併提出；至於模型估算政黨重複提名策略對兩票連動效果的影響，將於第七節進行詮釋，最後是第八節提出本文的結語。

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近年來制度至關重要（institution matters）的論點，一直是學界關注各種政治行為形塑的重要變項（Cox, 1997；Downs, 1957；郭承天，2000；黃紀，2008a）。許多國內外選舉的經驗研究亦證實，包括政黨提名候選人策略與政黨間合作協調（Ferrara and Herron, 2005）、國會議員代議行為與政策主張（Pekkanen et al., 2006；Reed and Scheiner, 2003）、候選人選區經營與競選活動（Christensen, 1998；謝相慶，2000）、選民投票決策（Reed, 1999； Richardson, 1988；Spafford, 1972）、甚或是政黨體系的變動（Reed, 2003； 2005；2007）等，均深受不同選制結構的影響。準此，在探索政治場域上相關行為者（如政黨、政治菁英、選民）的行為或動機時，不同選制架構內涵的影響效果，確實深值剖析。由於選制設計影響民主發展層面深遠，因此各國常根據國情的需求，選擇不同的選制內涵，並以多數決制、比例代表制、與混合制為三大範疇為主（王業立，2008：9）。採用多數決制的理由，主要基於國會議員必須獲得選區多數民意支持，以進一步鞭策國會議員與選區居民維繫良好互動，另外也希望藉由單一選區的競爭規範，形塑國家兩黨競爭與責任政治的競爭格局（Duverger, 1954: 217-219；Duverger, 1986: 70；Riker, 1986: 761）。採行比例代表制國家，則著重於國會議員席次的分配，是依照各政黨選舉結果之得票比例來分配，其最終目的希望政黨席次能與得票率成正比，以反映社會多元族群之代表性（謝復生，1992：8-12）。儘管這兩大類型為早期選制的重要選項，但後來許多研究根據實際執行的經驗，歸納出許多缺失，包括多數決制造成弱勢代表性不佳、選民偏好無法真實反映、選票浪費等，比例代表制則易造成政黨體系分化與多黨競爭，導致政局動盪不安等（Norris, 2004；Lijphart, 1984；謝復生，1992；曹瑞泰，2007）。為降低上述兩選制的缺失，融合兩票架構的混合式選制近來儼然成為世界各國改革選制的主流趨勢（蘇子喬、王業立，2010：3）。詳言之，混合選制主要強調同時藉由兩種方式選出國會議員：首先，部分國會議員是透過單一席次的小選區，以相對多數決制選出，藉此反映全國各地理區的

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民意；其次，另一部分的國會席次則是以比例代表制選出，藉此反映政黨政見主張與社會多元民意（Norris, 1997: 304；Shugart and Wattenberg, 2001: 2；黃紀等，2008：7）。由於混合選制兼容並蓄的精神，因此自 1953 年德國（西德）創始此一選制後，1990 年代後不論先進民主國家或新興民主國家，均以此一選制為首要考量。時至今日，採行混合選制的國家，不僅涵蓋歐陸國家的德國、阿爾巴尼亞等國，另外更遍及中南美洲的墨西哥、委內瑞拉、波利維亞，非洲地區的尼日、塞內加爾、喀麥隆等國，亞洲地區的南韓、台灣、紐西蘭、日本，抑或前蘇聯地區的俄羅斯、立陶宛、匈牙利等新興民主國家（Carlson, 2006: 362）。世界上採行混合選制已高達 30 個餘國，標的人口也高達世界人口1/5 強，足見其實務上應用之廣（LeDuc

et al., 1996: 13-48；Massicotte and Blais, 1999: 341；王業立，2008：32；蘇子喬、王業立，2010：3）。而採行混合式選制的國家，可根據單一選區與比例代表席次間的連結關係（seat linkage），進一步細分為「兩票聯立式」與「兩票並立式」兩大範疇。其中，聯立式強調SMD 與 PR 兩種議席取得間的緊密連結，簡單來看就是以第二張政黨票的得票率來決定總席次，扣除政黨在單一選區的當選席次，政黨可獲得剩餘的比例代表席次。此一設計被認為具有以區域代表補償比例代表的性質外，由於政黨得票將能反映於席次上，因此某種程度是具備比例代表制的精神（Lijphart, 1999: 145）。相較之下，並立式則是強調單一選區與比例代表兩種議席取得的獨自效果，也就是各政黨所獲得的總議席，是單一選區所獲得的勝選席次，另外再加上由第二張政黨票得票率所換算出來政黨比例代表的席次（王業立，2008：37）。目前採用並立式的國家，除了日本最為人知外，2005 年修憲後的台灣立委選舉也是採用此項設計。由於混合式選制包括兩種制度的架構與特色，因此對於兩票之間的互動效果，引發學界相當熱烈的討論與不同的意見。3 首先，Maeda (2008)、

3 政治學界對於不同選制設計對政黨體系形塑影響的討論，當首推法國學者 Maurice Duverger 所提出的三大觀點：其一、採行單一選區相對多數決將有利於發展出兩黨競爭體制；其二、採行比例代表制則傾向產生許多相互獨立政黨，發展為多黨競爭體系；其三、採行絕對多數決兩輪決投票制的國家，則是會助長產生多黨聯盟（Duverger, 1954:

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Moser (1997)、Moser and Scheiner (2004)、Stratmann and Baur (2002) 等基於混合選制涵蓋兩種制度特性，認為政治行為者不同的思維模式，是同時存在不同的兩票架構底下，因此他們提出兩種選票結構對於選民投票決策、政黨體系形塑的影響，可以視為各自獨立的不同實體（separate entity）估算，再予以彙總分析。根據杜弗傑法則（Duverger’s Laws）的推論，單一選區將鼓勵選民策略投票，支持具競爭實力兩大政黨中較不討厭的一方，而有利於形塑兩黨政治；至於比例代表選舉，則由於選票數較能充分反映於代表席次，除了容易讓選民展現真誠投票行為（sincere voting），也利於多黨體制的形塑。總括來說，這些學者認為混合制的兩票架構，不論是政黨參選策略與競選資源的使用，抑或選民的投票決策，均會分別按照兩項選制的迥異特質來展現。4

相較之下，Bawn and Thies (2003)、Cox and Schoppa (2002)、Ferrara (2004)、Ferrara and Herron (2005)、Ferrara et al. (2005)、Herron and Nishikawa (2001)、水崎節文、森裕城（1998；2007）、リード（Reed）（2003）等另一派學者則有不同看法。他們認為，既然混合選制是同時包括兩種不同選制的規範，在分析選制的政治效應時，就必須將兩票彼此交互影響的連動效果或感染效果納入考量。根據Ferrara et al. (2005: 8-9) 所下的定義，連動或感染效果為：「就微觀層次（micro-level）而言是指選民、政黨、參選者或是國會議員在混合選制兩票架構下之一端的行為決策，將會顯著受到另一端選制規則的影響；而就宏觀層次（macro-level）而言，則是代表選舉的最終結果，像是有效政黨數，會同時受到不同選制特徵的牽動。」。也就是說，連動效果說認為混合選制下由於同時具有兩票結構，不僅選民投票決策時會考量兩票效果的連動性，包括政黨（特別是小黨）也會在提名與競選策略上，盡可能地操作使得兩票間的交互作用發酵，彼此拉抬以獲得政黨席次最大效益（Cox and Schoppa, 2002；黃紀，2010）。也由於兩票間

217-219；Duverger, 1986: 70）。

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Moser and Scheiner (2004: 2) 進一步指出，此種針對在同一國家內同時實施兩票混合制的選舉，彷彿是提供一種天然的控制實驗（controlled experiment），特別其可控制該國中包括民俗風情等社會脈絡因素影響，因此是提供作為同時觀察並比較兩種不同選制效應差異的重要社會實驗場域。

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的交互作用，獨立效果說所主張可藉由「控制實驗」檢視混合選制兩票架構各自的純淨效果，勢必將遭到破壞、或者是說兩票選制架構會受到彼此間的污染或感染。究此，一般在文獻上針對連動效果說，也經常會以「污染效果說」（黃紀，2010）或「感染效果說」（林繼文，2008）來描述此一效果。若就前述混合選制下的兩票聯立式來看，由於著重於得票率與席次率的相符性，強調兩項選票間的補償（compensatory）性質，以區域選舉來修正純粹採比例代表制的缺點，因此許多文獻認為兩票間的互動效果，是分析是項選制時不可或缺的重要因素（徐永明，2002：3）。相較之下，目前多數探討兩票並立式選制連動效果的文獻，則因兩票獨立計算的特性而普遍預期較未具有顯著交互作用，並且也獲得許多經驗研究的證實（Maeda, 2008；Moser and Scheiner, 2004；Huang et al., 2008；陳陸輝、周應龍，2008；黃紀，2010）。但就本文關注的日本狀況來說，由於伴隨允許候選人在兩種選票間重複提名的規定，使得此種兩票連動關係的實際效果益形複雜，值得深入評估。遺憾的是，目前完整蒐集選舉的經驗資料（empirical data），以驗證日本重複提名政治效應的研究，仍相當少見。進一步來說，雖然近年來混合選制研究已蔚為選舉研究的顯學，相關研究對象已涵蓋德國（Bawn, 1993；Gschwend et al., 2003）、紐西蘭（Karp et al., 2002；Vowles 1995）、義大利（Donovan, 1995；Katz, 1996；Reed, 2001），甚或俄羅斯（Kostadinova, 2002；Thames, 2001）等實行後共產主義國家，以及東亞民主國家台灣（Huang, 2007；陳陸輝、周應龍，2008）等國，相關研究亦曾嘗試從事跨國混合選制經驗的比較（Cox and Schoppa, 2002；Gallagher, 1998；Jou, 2009；Moser and Scheiner, 2004；Norris, 2004；王鼎銘、郭銘峰，2009）；就研究主題而言，也觸及了包括混合選制對選舉文化與政黨競合的衝擊（Ferrara and Herron, 2005；Mckean and Scheiner, 2000）、選民在兩票架構上的分裂投票現象（Gshwend et al., 2003；Gshwend, 2007；Schoen, 1999；Hirano, 2004；平野浩，2007；王業立、彭怡菲，2004；洪永泰，1995；黃紀等，2008）、以及對社會多元民意反映與形塑國家政黨體系的衝擊等（Bawn and Theis, 2003；Jou, 2010；Nishikawa and Herron, 2004；Reed, 2001；2003；2005；2007）。可惜的是，能夠長期完整彙整選舉經驗資料，探討日本改採並立式混合選

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制後，候選人重複提名制度對於政黨參選策略與對得票影響效果的文獻，目前仍相當少見。少數分析到日本新選制此一特色的文獻，除了相關採質性途徑的研究較偏重於民主規範價值面的探討（Iwai, 1999；陳儔美，1997），部分採量化途徑的研究則是囿於形式理論（formal theory）的推導分析（Hizen, 2007）；即便若干研究曾嘗試彙整總體層次之選區資料以驗證混合選制的兩票連動效果，但也因未細膩考量內因選組（endogenous treatment

selection）（Cox and Schoppa, 2002；リード，2003；水崎節文、森裕城， 2007）或日本新選制的特殊規範（Maeda, 2008），導致參數估算的偏誤（biased）問題。究此，也充分凸顯本文完整彙整日本新制下眾院選舉經驗資料，並採較準確之因果推論（casual inference）模型架構，探究該國選制政治效應的重要性。

ણă1990 ѐ΃۞͟ώᏴטԼࢭᄃপҒ

日本從1889 年制定了「眾議院議員選舉法」開始，到 1994 年通過「公職選舉法修正案」確定改採並立式單一選區兩票制為止，其間進行過數次重大選制變革。5 至 1980 年代末期，由於陸續引爆瑞克魯特金錢醜聞、東京佐川快遞政治獻金事件等諸多自民黨重要政治人物涉及的政治醜聞，致使日本社會大眾對於政治不滿情緒急遽高漲，認為既有政府與選舉體系在課責性（accountability）、運作效能（efficacy），以及正當合法性（legitmacy）等目標上，無法符合當時政治環境的需求（許介鱗，1991；楊鈞池，2001；讀賣新聞社，1996）。這股強烈壓力，最終也演變為革新日本憲政體制的強烈壓力，其中更是以選舉制度首當其衝（Wada, 1996；久禮義一，2001）。當時社會民意普遍認為，國會眾議員選舉實施的複數中選區單記非讓渡投票制（single nontransferable vote under multi-member district, SNTV-MMD），是衍生政治金權醜聞的禍首。特別在 SNTV 下若政黨能夠配票策

5 二次大戰前，日本曾分別採行過大選區制（1902～1917 年）、中選區制（1928～1937 年）、及小選區制（1890～1898 年；1920～1924 年）；到了二次戰後，日本雖曾在 1946 年採行大選區制，但主要均以中選區制（1947～1993 年）為國會議員選制（楊鈞池， 2001：121）。

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略得宜，不僅將有獲得過度代表席次（seat bonus）的機會，也由於候選人僅需獲得少數足夠選票便可當選，因此選舉競爭過程會演變為候選人為中心（candidate-centered）與黨內競爭（intraparty competition）的狀況，包括派系林立、金權政治、極端主義等均是可能衍生出的弊端（Sakamoto, 1999；許介鱗、楊鈞池，2006）。此外，Cox (1997) 也指出，由於自民黨有效克服 SNTV 協調提名候選人與配票兩大問題，促使自民黨可以長期一黨獨大，而其餘政黨無法平等地輪替執政。面對社會嚴厲批判的壓力，從1988 年的竹下登內閣開始，前後歷經六年五位首相（竹下登、宇野宗佑、海部俊樹、宮澤喜一、細川護熙）的努力，終於在1994 年 1 月的新黨細川內閣任內，通過了「公職選舉法修正案」、「政治資金規正法修正案」、「政黨助成法案」以及「眾議院議員選區劃定審議會設置法案」等四項重大政治改革關連法案，並且於同年11 月參議院院會通過小選區劃分法等相關法案後，公佈付諸實行。當中最備受矚目的焦點，莫過是以小選舉區比例代表並立制，取代舊有中選區 SNTV 制，並首度在1996 年 10 月舉辦的第 41 屆眾議員選舉中開始實踐（Reed, 1997；大竹邦實，1996）。6 表 1 是根據日本 1994 年推行國會眾議員新選制後，將新舊兩制羅列出的對照表。在新制下，選民投票時將獲得兩票，一票投人（區域代表）一票投黨（政黨比例代表），兩票席次採各自獨立計算的並立式兩票制。值得注意的是，單一選區（300 席）與比例代表（200 席）之比重為六比四， 2000 年刪減比例代表 20 席次後，兩者之比更增加為 62.5%：37.5%，顯示日本並立式設計是偏重區域代表。此外，其比例代表制採取頓特最高平均數法（d’Hondt highest average system）分配議席，許多學者（Riker, 1982: 25；王業立，2008：24-26）認為此一計席方式有利於大黨，對加速政治版圖兩黨體系的形塑相當有利。這些變革，均顯示日本希望藉由這次的革新，

6 有關日本選制改革變遷的背景、相關選項的辯論、以及決策的過程，國內外許多文獻已有相當詳盡的介紹，篇幅所限本文不再贅述。建議有興趣的讀者除可進一步參見梅津實等（1998）、佐佐木毅（1999）、河野武司（2007）等日文文獻外，中英文獻則可參見Christensen (1994)、Lin (2006)、Sakamoto (1999)、林繼文（1997；1999）、許介鱗、楊鈞池（2006）、楊鈞池（2005）等。這些文獻均有相當精闢的分析，深值參考。

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ܑ 1ā͟ώ઼ົிᛉࣶᏴטາᖞט၆໰ܑ 1994 年改革前單記非讓渡投票制（SNTV） 1994 年改革後小選區比例代表並立制（MMM）選票結構 Ballot Structures 一票制兩票制：一票投人（單一選區）　　　　一票投黨（比例代表區）選區規模 District Magnitudes 中選區制： 129 選區（每區席次介於 3～5 席）單一選區：300 個單一選區比例代表區：11 個比例代表區（各區席次介於6～29 席）議會規模 Assembly Size 總席次：511 席總席次：480 席（1996 年 500 席）單一選區：300 席比例代表：180 席（1996 年 200 席）選舉規則 Electoral Formulas 應選名額內以相對多數決決定當選者單一選區：相對多數決比例代表區：頓特最高平均數法門檻限制 Electoral Thresholds --未設政黨選後分配比例代表席次門檻，但設選前參選門檻（參選政黨符合下述條件之一：必須在最近一次的全國性選舉（含參議院與眾議院）獲得超過2%得票率、5 席的國會議員席次、亦或可在參選比例區提出20% 以上的候選人）其他規定 Others 投票方式採書寫式投票方式採書寫式允許候選人重複提名參選惜敗率設計單一選區得票數未達 1/10，不得復活當選（2000 年修正）資料來源：資料參考自Hizen (2007)、大竹邦實（1996）、梅津實等（1998）、選挙制度研究會（2005）。作者自行整理改變過去強調候選人個人背景與組織動員能力，轉化為以政黨或政策為本位的競選模式；另一項重要目標，則是希望將自民黨長期一黨獨大的局面，逐步導向為兩黨競爭格局，以利政權有效輪替與制衡（Reed, 2005: 279；佐藤誠三郎，1997a：170-183）。7

7 _{根據相關日本研究學者的歸納，日本在}_{1990 年代所推動的選制革新，主要是希望達成} 下述七項目標：一、實現以政黨、政策為本位的選舉；二、增加政權輪替的可能性；

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至於新制在日本實際執行的成果，學界對此看法莫衷一是，主要觀點有三：其一、新制偏重小選區，有效壓抑比例代表制的效果，逐步形塑日本兩黨體制（Reed, 2003；2005；川人貞史，1996；北岡伸一，1997；渡部昇一，2000）。其二、新制由於同時存在比例代表制，因此小選區制的效果大打折扣，並且具備與舊制 SNTV 之準比例代表制類似的效果；此外，新制有利於組織嚴密與地方實力雄厚的政黨，利於維繫自民黨一黨獨大的局面（Curtis, 1999；佐藤誠三郎，1997b）。其三、並立式兩票制的混合，會形成二強多弱體制（大嶽秀夫，1999）、溫和的多黨體制（成田憲彥， 2001）、甚或是三黨制（岸本一男、蒲島郁夫，1997）。就近幾屆眾院選舉的經驗看，雖如許多學者（Reed, 2005；2007）預期般降低了日本有效政黨數目，但Jou (2010) 根據 1996～2005 年眾院 300 個小選區選舉資料的分析，提出全國層次的有效政黨數雖逐步降低，但在不同都市化程度下，受不同資訊流通與人際網絡的影響，因此精確來說日本存在兩種政黨體系：都市地區以自民黨與民主黨兩黨競爭為主、鄉下農村則仍為自民黨一黨獨大局面。目前國內外對於日本新選制成效的討論相當廣泛，除了政黨體系的政治效應外，還包括是否達到政黨與政策為本位的選舉（吳明上，2003；許介鱗、楊鈞池，2006；楊鈞池，2007；名取良太，2002；鈴木基史，2000；曽根泰教，2005；堤英敬，2002）、兩票制下眾議院議員政策的主張立場與誘因（Reed and Scheiner, 2003；谷口将紀，2006）、選制變革前後選民政黨認同與投票行為的變動（Kabashima, 1998；平野浩，2007）、是否降低派閥在選舉過程中的影響力（Cox et al., 1999；吳明上，2003；謝相慶， 2000）、金權政治是否有效改善（陳儔美，1997；曹瑞泰，2007）、選區定額不均衡（即票票不等值）問題（小林良彰、亀真奈文，2004；西平重

三、確保責任政治的明確性；四、降低派閥並提升政黨的影響力，使政黨領導人更有效發揮領導權；五、反映社會多元民意；六、降低政黨與候選人的競選活動花費，並減少政治上金權貪污醜聞的發生；七、鼓勵新人出頭，促進世代交替並為政治注入新活力。當中最重要的，無非是希望藉由實施新選制，將國家政治發展方向逐步導向兩大黨良性競爭的格局，並促成日本的執政權能有效輪替與制衡（佐藤誠三郎，1997a： 170-183；村松岐夫等，2001；楊鈞池，2005：22）。

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喜，2005；曽根泰教，2005）等，國內外許多文獻均曾提出精闢分析。8 _由於2009 年日本政權進行政黨輪替，近期國內外文獻包括 Maeda （2010）、谷口尚子（2010）、李世暉、郭國興（2011）等，也開始關注此一現象並探討其原因。不過相較於前述主題受到學界關切的程度，有關日本兩票並立式架構允許重複提名制度與依惜敗率復活的規定，雖對主要政黨參選策略有極為深刻的影響，但其實際應用較嚴謹的因果推論模型，並且完整蒐集長期的選舉經驗資料，估算重複提名制度對兩票效果影響的文獻卻相對少見；特別最近在日本當地學界，如今井耕介（2007）提出需重視因果推論的分析概念外，飯田健、松林哲也（2011）更大聲疾呼並介紹應用因果推論的研究設計與其應用於分析政治效應的重要性。是以，本文接下來除將詳細介紹日本重複提名制度的內涵外，隨後更將實際採 Heckman (1976; 1978; 1979) 從因果推論概念架構下所建構的效應模型，分析重複提名對於兩票互動性的可能影響。

དྷă͟ώࢦኑ೩Щטޘ۞পّᄃېڶ

日本重複提名的制度設計在混合制國家中並非獨一無二，德國、紐西蘭等均有類似規定，但日本獨樹一格之處在於加入依惜敗率（best-loser proposition)復活的規定（王業立，2008；吳東野，1996）。根據許介鱗、楊鈞池（2006）、謝相慶（2000）等人的看法，日本設計重複提名制度的初衷，主要是希望可以鼓勵各黨政治菁英或重要領袖參選，提升政黨的知名度與得票率，並且透過此一制度保障政治菁英與小黨的勝選機會。所謂的重複提名與依惜敗率復活，主要意指在兩張選票架構下，政黨除了可以針對同一位候選人，在單一選區與比例代表區中重複提名參選之外，也允許政黨可以將這些重複提名候選人，列名在比例代表名單上的候選人同一排序上；獲得同一排序的候選人，除了已在單一選區獲得當選不列入計算之外，其它則根據在單一選區的惜敗率（＝該位落選者在單一選

8 _{關於日本選制改革相關成效更進一步的探討，可參見曾根泰教（2005）、西平重喜} （2005）、吳明上（2003）、王鼎銘等（2008）、楊鈞池（2005）等著作。

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區的得票數除以該單一選區當選者得票數之比例）高低，決定其復活當選的順序。以表2 在 1996 年民主黨在東北比例代表區的選舉為例，當時民主黨在該比例代表區所提名的9 位候選人中，除了排序 1 的日野市朗與排序 9 的石井弘作是獨立參選者外，玄葉光一郎、岡崎トミ子、鈴木久等七位候選人是分別已經參選單一選區席次，並且在比例代表名單上獲得重複提名且列於排序 2 同一順位的候選人。由於當時民主黨在東北比例代表區是能獲得兩席比例代表席次，因此計算選舉結果時，首先扣除獨立列於比例名單上排序 1 的日野市朗，以及已經在宮城 5 當選單一選區席次的安住淳之外，剩下的一個比例代表席次，則是由重複提名同一順位 2 的 6 位候選人以惜敗率定高下。其中，由於福島 3 的玄葉光一郎獲得之惜敗率最高（96.149%），因此該席次便由玄葉光一郎拿下。 ܑ 2ā1996 ѐிᛉࣶᏴᓝϔ͹ᛨдڌΔּͧ΃ܑડ PR ણᏴЩಏᄃᏴᓝඕڍ 排序候選人參選小選區惜敗率選舉結果 1 日野市朗 -- -- 當選PR 2 玄葉光一郎福島3 96.149% 當選PR（復活） 2 岡崎トミ子宮城1 72.653% 落選 2 鈴木久福島5 43.127% 落選 2 佐藤豊宮城2 40.107% 落選 2 戸来勉青森2 18.188% 落選 2 後藤百合子岩手1 6.750% 落選 2 安住淳宮城5 -- 當選SMD 9 石井宏作 -- -- 落選資料來源：資料參考自讀賣新聞社（1996：19）。作者自行整理表3 至表 5 以 1996～2009 年眾議員選舉為背景，說明主要政黨在兩票架構上重複提名者與這些參選人當選與復活的數據。由表中結果顯見，自民黨、民主黨、社民黨均對單一選區候選人採取大量的重複提名策略，各年度的總重複提名率均高達9 成以上。9 _{除了重複提名策略相當明顯外，各}

9_{仔細計算的話，五屆選舉中自民黨的重複提名率分別為 90.3%、95.9%、92.1%、96.6%、}

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政黨也大幅將重複提名的候選人提名於同一順位上，希望藉此激勵候選人衝刺選票。而就選舉結果而言，此一提名策略在這幾屆選舉確實對選舉結果扮演舉足輕重的角色。仔細計算這五屆眾議員選舉的數字，獲自民黨重複提名的 1,324 位參選人中，共有 67.82% 的比例當選國會議員席次，而其中除了當選單一選區席次的 728 位外，比例復活者有 170 位。而獲得民主黨重複提名的 1,197 參選人中，則是有 57.73% 的比例有效當選國會議員席次，單一選區當選者與比例代表復活者分別共有 462 位與 229 位。至於獲得社民黨重複提名的243 位參選人中，計有 19.75% 當選國會議員席次，其中獲益於比例復活的 35 位更是高於自己在單一選區當選的 13 位。整體觀之，社民黨重複提名的總當選人數雖遜色於自民與民主兩大黨，但若進一步就復活制度的效果來觀察，五屆選舉中自民黨、民主黨、社民黨共計分別有 170 位、229 位、35 位參選人是藉由重複提名制度復活，依序佔居其總重複提名人數的 12.84%（=170/1324）、19.13%（=229/1197）、14.40% （=35/243）比例之多，足見重複提名制度對於這三個政黨國會席次的取得，均扮演同等重要的功能。 ܑ 3ā1996Ƃ2009 ѐҋϔᛨࢦኑ೩Щ۰д SMD ༊Ᏼᄃ PR ೇ߿̝Ᏼᓝඕڍ 1996 年 2000 年 2003 年 2005 年 2009 年 SMD 總提名數 288 271 277 290 289 PR 重複候選人數 ₍₂₅₆₎260 ₍₂₅₅₎260 ₍₂₅₀₎255 ₍₂₆₈₎280 ₍₂₆₇₎269 重複提名者在SMD當選 _[56.15%]146 _[64.23%]167 _[58.43%]149 _[74.64%]209 _[21.19%] 57 重複提名者在PR 復活 _[12.31%] 32 _{[ 2.69%]} 7 _[14.51%] 37 _[17.14%] 48 _[17.10%] 46 資料來源：資料參考自日本總務省自治選舉課。作者自行整理資料說明：表中小括弧代表獲重複提名且同一順位者數。而中括弧之百分比，則係以第二列比例代表區重複候選人數為分母計算得之。

93.1%；民主黨的重複提名率分別為 98.6%、98.8%、98.9%、98.6%、98.9%；社民黨的重複提名率分別為 100%、100%、100%、94.7%、100%。有關五屆選舉中自民黨、民主黨、社民黨在11 個比例代表區的提名數據，可參見附錄 1 至附錄 3。

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ܑ 4ā1996Ƃ2009 ѐϔ͹ᛨࢦኑ೩Щ۰д SMD ༊Ᏼᄃ PR ೇ߿̝Ᏼᓝඕڍ 1996 年 2000 年 2003 年 2005 年 2009 年 SMD 總提名數 143 242 267 289 271 PR 重複候選人數 ₍₁₃₇₎141 ₍₂₃₇₎239 ₍₂₆₁₎264 ₍₂₈₅₎285 ₍₂₆₈₎268 重複提名者在SMD 當選 _[12.06%] 17 _[32.22%] 77 _[38.64%]102 _[16.84%] 48 _[81.34%]218 重複提名者在PR 復活 _[17.73%] 25 _[12.55%] 30 _[27.27%] 72 _[20.70%] 59 _[16.04%] 43 資料來源：資料參考自日本總務省自治選舉課。作者自行整理資料說明：表中小括弧代表獲重複提名且同一順位者數。而中括弧之百分比，則係以第二列比例代表區重複候選人數為分母計算得之。 ܑ 5 1996Ƃ2009 ѐۤϔᛨࢦኑ೩Щ۰д SMD ༊Ᏼᄃ PR ೇ߿̝Ᏼᓝඕڍ 1996 年 2000 年 2003 年 2005 年 2009 年 SMD 總提名數 43 71 62 38 31 PR 重複候選人數 ₍₃₉₎43 ₍₇₀₎71 ₍₆₁₎62 ₍₃₄₎36 ₍₂₇₎31 重複提名者在SMD 當選 _{[ 9.30%]} 4 _{[ 5.63%]} 4 _[1.61%] 1 _{[ 2.78%]} 1 _[9.68%] 3 重複提名者在PR 復活 _[20.93%] 9 _[19.72%]14 _[8.06%] 5 _[11.11%] 4 _[9.68%] 3 資料來源：資料參考自日本總務省自治選舉課。作者自行整理資料說明：表中小括弧代表獲重複提名且同一順位者數。而中括弧之百分比，則係以第二列比例代表區重複候選人數為分母計算得之。自1996 年日本首度採行此一救濟制度後，引發學界深入探究的興趣。如陳儔美（1997）、楊鈞池（2001）等提出新選制的重複提名規定，容易讓選民誤解，導致投票率降低，且原在單一選區被選民否決的參選人仍能復活當選的規定，也有違民主政治主權在民的精神。10 許介鱗（1997）分

10 _{舉例來說，1996 年選舉東京第 22 選區的社民黨候選人保坂展人，在該單一選區中僅獲} 得13904 得票數，未達到全部有效投票數的 1/10，所以被沒收掉保證金 300 萬日圓，不

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析首屆採行兩票並立制的選舉，發現自民黨與民主黨的許多候選人，有相

當大的程度是希望藉由此種規定買雙保險；自民黨在全部355 個候選人中，

高達 260 人登記為重複提名候選人，民主黨總數 161 位參選人中，更高達

141 位重複登記。也因此，他認為重複提名制度不過是舊制下既得利益的國

會議員，因為害怕在SMD 下沒有充分勝算，對新選制所做出的妥協（許介

鱗，1997：48）。此外，Mckean and Scheiner (2000) 雖認同新制有效降低了競爭政黨的數目，但也認為重複提名制度大幅折損新選制的改革成效；由於雙重保障讓選民無法擺脫厭惡的候選人，使得原本政黨取向、政策本位、保障弱勢等的制度目標不易達成。除了前述的批評之外，部分研究亦曾指出，由於重複提名制度的復活機制，使得部分選區在同一選區內將會產生兩席或以上的民意代表，而這樣的機制將造成民主決策過程中各選區代表權不公的問題（讀賣新聞社，1996）。儘管重複提名制度引發各界相當多的檢討聲音，也引發許多細部的變革，11 但事實上這樣的規定對於選民投票決策、候選人、甚或政黨，也不必然全具壞處。首先，就選民投票選項而言，在單純採用並立兩票制，如果政黨在兩票上各自提名參選者，那麼選民面臨的候選人選項將相當繁雜，對於選民投票決策所需參考的資訊將更形繁重；而針對候選人採取重複提名，不僅能夠讓選民對於候選人更加熟悉，減輕他們做抉擇時所必須負擔的壓力，也可使參選人數隨之減少（Mckean and Scheiner, 2000）。再就候選人而言，如果獲得重複提名且列於同一順位，那麼相較於單純列於比例代表名單或重複提名者，候選人為了當選 SMD 席次或獲得更佳的惜敗率排序，將有更大的誘因去衝刺SMD 選票；而對政黨的優點，不僅可藉由對候選人採重複提名（甚或列於同一順位）的方式，有助減輕選舉時提名候選人過程中，所面臨日本傳統派閥政治的壓力與參選爆炸的情況

過該名候選人卻因名列社民黨該區域政黨比例名單上的首位而獲得當選（陳儔美， 1997：71）。 11 由於在1996 年 10 月眾議員選舉當中，小選區中有 10 位候選人在未達到法定得票數（也就是有效投票數的1/6）的情況下復活當選，甚至還有兩個人得票未達有效票數的 1/10 門檻，保證金被沒收但仍能當選。因此，在2000 年 6 月的眾院選舉中，日本便多增加對重複提名制度的修正：如果在小選區未能獲得超過1/10 有效票數者，則無法藉在比例區復活當選，並且直接由下一順位者直接遞補該席次。

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（Mckean and Scheiner, 2000）。更重要的是，政黨更可透過對候選人採重複提名的策略，操作使得選民在兩票架構上支持的連動效果發酵，以助於增升政黨得票。換言之，政黨將能透過將區域席次候選人重複提名於政黨名單的方式，促使這些候選人在從事單一選區競選活動的同時，連帶向選民推銷政黨比例票的支持（Bawn and Thies, 2003；Christensen, 1998；上神貴佳，1999）。

Ёăࡁտ઄నᄃྤफ़ֽ໚

根據文獻的歸納，政黨採重複提名策略對於選舉結果的影響，可從兩個層次來觀察：第一，重複提名可以激勵候選人衝刺單一選區得票，提升候選人的支持度。依據日本的制度設計，具重複提名的參選者如果在選區落敗，必須藉由「惜敗率」，也就是落選者票數除以當選者票數之比例，來計算在比例代表名單的排序，如果該名候選人的惜敗率越高，在比例代

表名單上的排序也越高。因此，包括Christensen (1998)、Hizen (2007)、Mckean

and Scheiner (2000) 等研究均指出，如果選民喜好的候選人有獲得政黨重複提名，那麼不論該候選人在單一選區的勝選機會多少，選民仍會將票投給該位候選人，以增加其復活於比例代表區的機會。此外就候選人的角度而言，Bawn and Thies (2003) 認為重複提名制度雖可增加候選人的勝選保障，但獲重複提名的候選人仍會盡量衝高單一選區得票數，以便萬一在區域選舉落選，可以較高的惜敗率復活於比例代表名單上。重複提名除了可以激勵候選人在單一選區的得票數，對政黨來說更重要的作用，便是可藉由選區候選人從事競選活動的過程中，發揮外溢效果（spill-over effect）連帶提升選民對政黨的認識與政黨比例票的支持。進一步來說，政黨操作發酵兩票連動效果與提升政黨得票的作法與機制如下：其一、政黨將知名度高的候選人重複提名於PR 名單上、甚或列於排序較前之順位，藉以提升政黨知名度與得票；其二、政黨採取重複提名策略後，獲重複提名的候選人為增加贏得勝選的可能性，將盡力衝刺兩票得票率。再加上日本選制有獨特的惜敗率設計，政黨亦可藉由將候選人列於同一順位的方式，除藉以誘使重複提名參選者全力衝刺 SMD 得票，同時亦能連

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帶影響提升政黨比例代表的得票（上神貴佳，1999；吳博群，1998；謝相

慶，2000）。12_{Mckean and Scheiner (2000) 等更進一步指出，由於日本新}

制下的比例代表席次，仍決定於第二票政黨比例票的得票率，獲重複提名

的候選人為了提高兩票的當選勝算，也必須努力提升政黨的 PR 得票

（McKean and Scheiner, 2000；上神貴佳，1999）。是以，在前述機制

（mechanism）的影響之下，不僅歷年的日本眾議員選舉過程中，曾有政

黨重要決策人士在重要場合中公開宣示其重要性，13 國內外學界包括如

Bawn and Thies (2003)、Christensen (1998)、Mckean and Scheiner (2000) 等許多學者針對日本國會選舉的觀察、以及本文在第四節所彙整的相關選舉數據，均可發現到日本自1996 年開始改採新選制後，主要政黨也都善用了此一制度的特色，進行候選人提名策略的操作，希望藉此提升政黨支持度。14 而針對相關研究的歸納，本文也提出第一項待驗假設，以便下節進行經驗

12 _審查人_{A 提醒：日本新制下重複提名者的不同順位排序，對於提升 PR 選票是否可能} 具有不同程度的影響作用；特別候選人如果是被重複提名於PR 排序的較前順位，那麼對於衝刺選票的效果是否有可能是較為消極的。本文淺見以為：即便候選人是重複提名於PR 的較前順位、甚或篤定當選，但細究日本設計重複提名制度的用意，本質主要仍在於“以防萬一＂，亦即防患候選人萬一在選區落敗的救濟機制，因此候選人在選區衝刺尋求當選，仍應為首要之務。更何況若再就實際的政治運作狀況或相關文獻的討論來看，日本更曾以金牌（小選區當選者）、銀牌（比例區當選者）、銅牌（敗部復活者）當選人，來形容透過不同形式取得國會議員席次者，其對於參與政治活動、發言權等政治影響地位的差異（讀賣新聞社，1996：180；Pekkenan et al., 2006: 183-193）。由於復活者的地位備受質疑，是以就獲重複提名候選人本身而言，均應有相當強烈的動機衝刺選票。總括來說，不論候選人是被重複提名於何種排序，都應該有相當積極的動機，衝刺單一選區的選票；而當候選人在全力衝刺SMD 選票的同時，便將造成連帶提升選民對於政黨認識與衝刺政黨得票的效果。此點也相當感謝審查人 A 的提醒。 13 例如2000 年眾院大選前，時任自民黨幹事長的野中廣務，便曾在選前召集各縣市黨部主委集會時，公開指出採用重複提名策略對於連帶提升政黨得票的重要性（一般報導， 2000）。 14 以自民黨為例，原本在複數中選區之單記非讓渡投票制下，該政黨的競選活動主要是仰仗候選人個人背景因素以及後援會動員力量。但在改採新制後，自民黨則是也希望透過大量重複提名（甚或重複提名於同一順位）的策略，除藉以提升單一選區的選票外，更希望能將選區中對於自民黨參選者的支持偏好，進一步轉化為政黨比例名單上的選票（上神貴佳，1999：86；吳博群，1998：108；宮川隆義，1996：47-49）。

(21)

數據的驗證：

઄న˘Ĉ͟ώ߆ᛨଳࢦኑ೩ЩඉரĂѣӄٺ೩̿ PR ଀ைதĄ

除了假設一預期日本主要政黨重複提名策略的效果外，值得注意的

是，其他小黨對新制度的反應恐怕並不一致。根據Cox and Schoppa (2002)、

水崎節文、森裕城（2007）、リード（Reed）（2003）等的研究，為使混合式兩選票間的感染效果發酵，小黨基於選戰策略考量，即便是較無勝算把握的單一選區，也會盡量提名候選人以衝高政黨比例票。從近幾屆眾議員選舉來觀察，共產黨幾乎在三百個SMD 選區參選以宣揚理念外，更受關注的小黨社民黨，同樣在全國各SMD 選區策略性提名候選人（請參見表 5 與附錄3）；尤甚者，社民黨這些候選人幾乎均採重複提名於同一順位，讓各候選人在各自選區相互競爭。為驗證小黨策略及其成效，本文也提出第二項研究假設： ઄న˟Ĉ̈ᛨдડાयѨણᏴ֭ѣଳࢦኑ೩Щඉர۰ĂPR ଀ைதྵ੼Ą 為有效驗證此兩項待驗假設，本文以 300 個選區為分析單位，彙整並建構 1994 年日本選制變革後之五屆（1996、2000、2003、2005、2009 年）日本眾議員的選舉資料。15 其中資料庫主要包含下述變項：第一、政黨在各選區的SMD 得票與 PR 得票結果，此一部分資料除了根據日本總務省自治選舉課網頁公布的官方資料進行登錄外（総務省，2010），由於 2003 年以前日本官方發佈的選舉資料較為簡略，也未提供這幾屆選舉選區層次的政黨 PR 得票資訊，是以我們以水崎節文與森裕城（2006）所編製的 JED-M 衆議院議員総選挙データ選舉資料庫、菅源太郎、東恭弘（2009）編製的《衆議院全 300 小選挙区データブック 2009 年夏版》，以及各屆選舉的朝日新聞資料，逐一比對並登錄完成政黨在各屆選舉的得票資料。第二、關於政黨重複提名與候選人背景變項，資料來源主要與選區得票資料相同。此一部分按300 個選區層次，登錄各屆選舉有關政黨對於 SMD 參選者

15 _{感謝郭介懿、李珮華在擔任政大「亞洲選舉研究」（AES）計畫助理期間協助搜集、彙} 整日本眾院歷屆選舉結果的資料，以助於讓本文資料庫的建構更為完整。

(22)

採重複提名的相關資料。第三項是關於都市化程度變項，主要是日本用來評估各地區都市化程度的主要指標，數值代表各單一選區人口集中地區之人口比重（即各選區人口集中地區人口/各選區總人口數），包括 Steven R. Reed 與東京大學的菅原塚均曾根據日本國勢調查的普查資料，按選區層次陸續建構出此一都市化程度指標之相關數據。本文則統整比對此兩筆資料庫的數據，建構出自1994 年日本選制改革以來各選舉年度之選區層次的都市化指標。

ౙă׌ைాજड़ڍ̝̰Яّᄃड़ᑕሀݭ

類似本文藉由相關單位公佈的總體層次資料（macro-level data）來分析，一般可應用的統計工具不外乎兩種：其一是採統計上的迴歸模型

（regression models），探究兩票得票間的互動關係（Cox and Schoppa, 2002；

Herron and Nishigawa, 2001）。其二則是採跨層次推論模型（cross-level inference models）的方式，以總體數據推算無法直接觀測到個體層次選民的投票行為（黃紀，2000：128；陳陸輝、周應龍，2008：163-166）。由於本文主要關注政黨層次採重複提名策略對於兩票得票的影響，因此是以迴歸模型的分析較為合適。不過採用統計迴歸模型分析總體資料的兩票連動效果時，必須先注意分析兩票變項間的內因性的問題（Maeda, 2008；陳陸輝、周應龍，2008）。本節接下來除將詳細介紹內因性的問題外，也將提出適合的統計分析模型。由於探究混合選制的兩票連動效果時，最重要的是聚焦於政黨提名 SMD 參選者對於 PR 得票的影響，而一般檢測此一效果的直接作法，是依據政黨在SMD 選區提名參選的狀況，比較兩者在 PR 選票的得票差異。簡單來說，此一途徑的分析原理，主要是根據因果推論方法中的比較法，藉由政黨有提名SMD 候選人之「施測組」（treatment group，亦稱「處理組」、「實驗組」）選區組別的政黨得票率，扣除政黨未提名SMD 候選人之「控制組」（control group，亦稱「對照組」）選區組別的政黨得票率，以評斷兩票連動效果的程度。不過就方法論而言，此一方式經常面臨兩項嚴峻挑戰：第一、此時的實證模型設定未細緻考慮 SMD 被提名者本身已具備有

(23)

地區雄厚參選實力或高支持度因素，是以單純根據 SMD 提名與否所對 PR

得票影響的估算，容易導致參數過度高估（overestimate）的內因性問題

（Herron and Nishigawa, 2001；陳陸輝、周應龍，2008；黃紀，2010）。為克服此一挑戰，學界後續提出的作法是嘗試納入關於選區候選人高支持度

的相關控制變項，例如 SMD 提名者是否為現任者（Herron and Nishigawa,

2001）、地區人口規模差異或都市化程度差異（Cox and Schoppa, 2002；水崎節文、森裕城，1998）等，以校正統計實證模型內由於變項內因性所造成參數估算值的偏誤。前述藉由在實證模型內納入合適控制變項，亦即採用因果推論比較法之「同中求異法」（methods of difference）的研究方式，由於研究方式簡單可行，因此近年來普遍受到國內外選舉學界所應用。惟值得注意的是，相關文獻應用此一途徑時，經常容易忽略掉的另一項問題是，此一方式已強加一項相當強勢的假定，也就是在分析模型中針對「施測組」與「控制組」之觀察對象分組機制，是必須吻合所謂「外因選組」（exogenous treatment selection）之隨機指派（random assignment），方可藉由控制分析的兩組觀察對象除了原因變數（causal variable；如「政黨提名 SMD 候選人與否」）的差異外，其它各種「測前變數」（covariate）的分布均相同；倘若吻合此一充分條件，針對政黨提名SMD 與否選區在 PR 得票率差異的分析，才可完全咎因於「政黨提名SMD 候選人與否」之原因變數的影響（黃紀，2008c： 8；黃紀，2010：105）。然而，包括選舉研究等社會科學領域研究多屬觀察研究（observation study）的性質，通常無法如同自然科學領域般可採取隨機分派之實驗設計（randomized experiment）方式，因此一般來說，研究者並無法相當篤定實證模型內之分組樣本是否吻合隨機分派（randomly assigned)之原則；況乎在社會科學的研究中，更可能面臨觀察對象在選組時已經有自我選擇（self-selection）的問題，簡單來說即是觀察對象在選組時（如政黨是否提名SMD），已經根據對結果變數（如政黨在選區可能獲得的支持度）的預期值而做選擇，由於此一「內因選組」問題（endogenous treatment selection）已使得選組機制變得不容忽視（non-ignorable），並且可能嚴重影響到相關統計估算參數的分析效度，是以前述單純採取比較法進行因果效應分析的適用性，便值得再斟酌（Barnow et al., 1981；Heckman,

(24)

1976；1978；1979；黃紀，2008c；2010；2011）。針對前述實證分析可能面臨選組機制之內因選組的問題，近期研究 Maeda (2008: 725) 在分析 1996～2005 年日本眾院選舉的兩票連動效果時，便提出可爰引計量經濟學家 Heckman (1976；1978；1979) 在反事實模型（counterfactual model）之因果推論分析概念架構下所發展出來的「效應模型」進行處理。簡單來說，Heckman 在「效應模型」中，除了設定原因變數與結果變數之間影響關係的結果方程式（outcome equation）外，另外其更進一步建構了研究對象之選組機制方程式（selection equation）；藉由兩者的結合，以成為完整推估原因變數對結果變數影響之結構方程式。Maeda (2008: 725) 應用此一方法時直指，由於既有文獻在採用政黨實力控制變項以及比較法之研究方式時，經常忽略到這些控制變項已連帶影響到政黨是否提名 SMD 候選人的考量，因此進入施測組本身的觀察對象（如政黨提名 SMD 參選者），事實上本身已存在自我選擇的偏差。是以，他根據 Heckman 的「效應模型」，先校正 1996 年至 2005 年期間日本政壇上主要政黨是否提名SMD 參選者的提名選組問題後，再針對提名 SMD 是否影響 PR 選票，作出較精確的因果推論（Maeda, 2008）。更仔細來說，根據Heckman (1978) 的「效應模型」架構，本文希望分析日本改採新制後歷屆眾院選舉政黨在兩票制下連動效果的結果方程式，可設定如公式(1)（黃紀，2011）： i i i i x z y = β+ δ+ε ... 公式 (1)

其中，依變數y_i為連續型結果變數(continuous outcome variable)，也就

是本文所關心之各政黨在選區的PR 得票率；z 則為研究對象選組機制之原i

因變數，此一變數屬於二分類內因處理變數（endogenous binary treatment），

代表各政黨在選區是否提名SMD 參選人的情況；x 部分，則是代表其它可i 能影響結果變數之相關自變數的矩陣；最後，ε_i為模型的隨機誤差項。由於前述政黨是否提名SMD 參選人，實際被觀測之值 (z ) 將取決於i * i z 隱性變數（latent variable）之上，而此一隱性變數又將可能受到影響政黨提名因素等相關因素的影響。據此，為克服政黨提名之選組機制所可能面臨的自我選擇等內因選組問題，根據Heckman (1978) 的架構，本文進一步建

(25)

構出z 的選組方程式如下：_i i i i w u z*= γ+ ... 公式 (2) 0 if 1 ≥ = * i i , z z 0 if 0 < = * i i , z z 在公式(2) 中，w 即代表影響政黨是否提名之選組機制 (i * i z ) 可能影響因 素之自變數矩陣，u 則為選組機制方程式之隨機誤差項。觀察對象歸屬於_i 各類組別的機率，可表示為：

(

z_i =1w_i

)

=Φ

( )

w_iγ Pr

(

zi =0wi

)

=1−Φ

( )

wiγ Pr Heckman (1978) 在「效應模型」中，主要設定結果方程式之公式 (1) 中的誤差項ε_i，以及選組方程式之公式(2) 中的誤差項u ，是符合期望值均為_i

0 的雙變數常態機率分布（bivariate normal distribution, BVN），其共變矩陣

可表示如公式(3) 所示： ⎥ ⎦ ⎤ ⎢ ⎣ ⎡ 1 2 ρ ρ σ_ε ... 公式 (3) 前述公式(1) 至公式 (3)，即是 Heckman (1978) 所建構「效應模型」統計架構的主要內涵。值得一提的是，「效應模型」中可藉由診斷結果方程式公式(1) 與選組機制方程式公式 (2) 之誤差項是否存在顯著關聯性，以檢測模型是否面臨選組機制的內因選組問題；若存在顯著關聯性，傳統 OLS 統計方法的估算方式便不適用，必須採用「效應模型」進行估算。為達到此項目的，藉由統計上概似比以檢測公式(1)、公式 (2) 兩項方程式間誤差項

的相關係數是否顯著異於零（likelihood ratio test “H0 :ρ=0”），便是一項檢

測指標。

依據Maeda (2008) 的分析架構，運用 Heckman (1978) 之「效應模型」

(26)

中要先納入政黨實力的控制變項（如都市化程度、16 政黨前屆PR 得票率）， 17 _{以處理候選人在選區可能既有的高支持度問題；再者，針對影響政黨是} 否在SMD 提名參選之選組機制方程式的因素上，則可參酌下述指標：其一、政黨前屆選舉在選區的PR 得票率：如果政黨前屆選舉在選區的 PR 得票率越高，代表政黨在該選區越有實力，越容易繼續提名SMD 候選人參選；其二、政黨前屆選舉在選區有無提名SMD 參選人：如果政黨前屆選舉在該選區有提SMD 候選人的話，將越容易繼續提名參選；其三、該選區是否為開放選區：如果該選區的SMD 現任者沒有參選，對於政黨而言將越容易提名參選；其四、政黨前屆選舉在該選區的SMD 得票率競爭實力落差：政黨若領先幅度越大越容易參選，反觀政黨若落後當選者幅度越大則越不容易參選（Maeda, 2008: 727）。根據此一模型架構，便能同時考量政黨是否在 SMD 提名參選的選組機制問題，並且進一步針對提名SMD 與否對於 PR 選票產生影響，作出有效因果分析。

߭ă͟ώ߆ᛨ׌ைాજّ̝ड़ᑕ̶ژ

本文參照Maeda (2008) 的模型為基礎架構，但將更細緻化進行修正與分析。詳言之，本文不僅認為Maeda (2008) 的總體資料來源與彙整細節，必須進行若干校正以務求其精確性外；18 針對Maeda (2008) 的實證分析架

16 許多研究指出，由於日本城鄉間存在媒體普及性、教育程度、與人際網絡關係的差異，再加上過去自民黨對鄉下農村採利益誘導型政治（如農業政策的保護、地方型建設的推動等），以及強調維繫人際網絡關係為主的競選模式，是以自民黨藉此有效鞏固了鄉下農村選民的支持（Scheiner, 2006）。相對於自民黨在農村地區的優勢，都會地區的選民流動程度較高，並且較沒有明顯政黨偏好，因此包括如民主黨或其他黨派的參選者，較能在都會區席次取得上佔有優勢（Mulgan, 1997；內田滿，1983；田中善一郎， 2005；福岡政行，2001）。

17 _{有關政黨實力控制變項部分，雖然既有文獻中如}_{Herron and Nishigawa (2001) 曾經以設}

定現任者虛擬變數（dummy variable）的方式，以處理政黨在選區提名是受到既有高支持度的影響。但如此控制變項的設定方式，事實上背後已經隱涵假設同樣都是現任者參選的選區，其所獲得的選區支持率都是相同。是以，分析上改採控制政黨前屆PR 得票率的方式，應是較適宜的作法（Maeda, 2008: 727；陳陸輝、周應龍，2008：159）。 18 本文分析所彙整的日本眾議員選舉總體得票數據，與Maeda (2008: 724) 主要參考選後新

(27)

構，本文提出幾點修正改進：第一是延伸分析眾議員選舉的屆數，也就是

本文將分析時段擴展至2009 年的眾議員選舉，希望藉由更多選舉屆數資料

的分析，觀察日本各政黨參選策略的長期成效。其次，誠如前述章節針對許多日本選舉文獻的檢閱，除了已具體指出重複提名的參選人可能使得選民對於兩票的選擇產生特殊連結，加上許多學者（Bawn and Thies, 2003； Christensen, 1998；上神貴佳，1999；吳博群，1998；謝相慶，2000）也都

實際觀察到日本政黨多半希望藉由重複提名策略來提升PR 支持度。此時，

Maeda (2008) 僅單純考量政黨是否在 SMD 提名，分析其對 PR 得票的兩票互動影響，由於未細緻考量日本新選制的特色，明顯已經犯了忽略關鍵變項（omitted variable）的問題，此一模型的錯誤設定（model misspecification），恐已直接危及該模型的分析效度。是以，該文分析得到兩票不具連動性的結果，恐須斟酌。究此，為修正Maeda (2008) 實證架構的缺陷並細緻考量日本新制下的重複提名特色，本文實證模型進一步將政黨提名的選項，歸類為「政黨SMD 有重複提名」與「政黨 SMD 未重複提名」以進行分析。由於日本在2003 年眾院選舉時已進行選區重劃，不僅前後各增刪了 5 個選區，另外更有47 個選區內所包含之行政區的實質內涵已發生大幅變動；考量2003 年選舉對照 2000 年之分析單位的一致性，本文分析 2003 年的眾院議員選舉時，將扣除這57 個選區，也就是該年度可供分析的選區總共有 243 （=300−57）個。19 _{再者，由於「效應模型」中針對政黨提名} _{SMD 候選人}

聞資料以彙整選區得票資訊的差異，除了是均統一以日本總務省自治選舉課所公布的官方資料為準，並與相關資料庫多次重複比對進行登錄以務求其準確性外；另外本文對於Maeda (2008) 選舉資料登錄方式的進一步改進為，Maeda 在探討這幾屆選舉政黨提名的因素時，所採用關於政黨前屆選舉的資料，係將各屆選舉期間的補選資料納入考量（Maeda, 2008: 727）。不過本文認為參照補選資料的作法，在全國層次上就時間點而言並無法與其他在同一時點舉辦的選舉具有一致性的比較效果。是以本文納入政黨提名的前屆選舉資料時，均以官方法定選舉時程的資料為主。 19 _在_{2003 年的選區調整中，除了新增埼玉 15 區、千葉 13 區、神奈川 18 區、滋賀 4 區、} 沖繩4 區五個選區，刪減北海道 13 區、山形 4 區、靜岡 9 區、島根 3 區、大分 4 區五個選區外；另外北海道6 區、北海道 7 區、北海道 10 區、北海道 12 區、秋田 1 區、秋田2 區、山形 1 區、山形 2 區、山形 3 區、埼玉 1 區、埼玉 4 區、埼玉 5 區、埼玉 13 區、千葉3 區、千葉 6 區、千葉 8 區、千葉 9 區、神奈川 7 區、神奈川 8 區、神奈川 9 區、神奈川14 區、神奈川 16 區、東京都 18 區、東京都 22 區、新瀉 1 區、新瀉 2 區、

(28)

與否的選組機制分析，必須參酌前一時點(t−1) 政黨在各選區的參選實力，故 1996 年眾院選舉各黨得票率僅能作為分析 2000 年政黨參選實力之前時點測量變數，是以在本文模型中未予以分析，主要以2000～2009 年四屆眾議院選舉的政黨參選成效為主。表6 至表 8 是根據各年度選舉的相關數據，以可校正內因問題的「效應模型」，估算呈現出自民黨、民主黨、與社民黨在選制變革後，歷屆選舉採重複提名策略之效應估計值。20 值得說明的是，本文與Maeda (2008) 的最大差異，除了是將選制設計的重複提名變項納入研究設計考量外，更採用最大概似值估算法（maximum likelihood estimation, MLE）一次到位的估

算方式，並且進一步校正日本新制下之11 個比例代表區的內部相關，以求

獲得穩健標準誤（robust standard error）。這樣的估算方式，相較於 Maeda (2008) 採二階段估計法（two-step estimator），將能獲得更具效率性（efficient）的結果。至於內因選組的檢測指標上，也誠如前節內容的介紹，本文主要關心的指標是結果方程式與選組方程式兩項方程式之間誤差項相

靜岡4 區、靜岡 5 區、靜岡 6 區、靜岡 7 區、愛知 4 區、愛知 5 區、愛知 6 區、愛知 10 區、滋賀 2 區、滋賀 3 區、島根 1 區、島根 2 區、德島 1 區、德島 2 區、德島 3 區、高知2 區、高知 3 區、佐賀 1 區、佐賀 2 區、佐賀 3 區、大分 1 區、大分 2 區、大分 3 區、沖繩1 區、沖繩 2 區、沖繩 3 區，共計有 47 個選區所包括的行政區內容受到大幅調整。總括上述，考量分析2003 年選舉政黨提名機制必須對照 2000 年選舉之選舉區內行政區的一致性，本文分析2003 年選舉時並未將前述新增（5 個）、刪減（5 個）、以及選區行政區大幅變動（47 個）的 57 個選區（=5+5+47）納入分析。 20 各年度選舉之政黨得票率勢必有消長，因此本文是採用分黨、分年的研究設計方式，以因果推論模型校估各年度選舉各政黨採重複提名選區與否的實際得票成效；其後則再進一步歸納相關分析結果，整體評估說明重複提名影響PR 得票的效果與時機。至於跨時序比較架構下分析對象的選擇考量，主要是參考日本歷年（特別是1996 年迄今）政黨體系的發展狀況與其具代表性的政黨。在大黨部分，除了是以長期居日本執政地位的自民黨、以及1998 年政黨整併並且後來於 2009 年選舉取代自民黨成為執政黨的民主黨最具代表性外；就長時間的發展存續而言，小黨部分則應以社民黨或共產黨最具參考價值。然由於共產黨參選目的主要係宣揚理念，儘管多數選舉幾乎在300 個小選區全部提名參選，但往年較不採重複提名策略；相較之下，社民黨的參選則較具策略性，除選擇選區推派候選人外，也大量採用了重複提名策略。是以，若跨時序針對日本政黨之存續、與兩大黨的相較、與政黨參選策略來說，應以選定社民黨作為小黨分析標的，對於瞭解小黨參選策略與成效最具價值。

(29)

關係數rho(ρ) 之值，與 Maeda (2008) 的關心指標 lamda 不盡相同（lamda= rho*sigma）（Heckman, 1976；1978；1979；黃紀，2011）；綜觀表 6 至表 8，由於各年度政黨提名策略模型 rho 值之 Wald test: rho=0 並非均不顯著，如民主黨（DPJ）在 2009 年的 rho 為 0.335（Wald test=4.21, p<0.01）、社民

黨在2000 年的 rho 值為 0.449（Wald test=7.73, p<0.01），代表部分模型已

發生選組的內因性問題。根據效應模型的內涵，rho 值的顯著性主要係代表兩式誤差項間存在若干未觀測到（unobserved）或不可觀測（unobservable）的因素，因此才會產生兩式誤差項相關的內因性問題，必須仰仗效應模型直接予以校正（Heckman, 1976；1978；1979；黃紀，2011）。21 _{據此，也凸} 顯本文採用效應模型而非採一般最小平方法（OLS）的必要性。本文以下的詮釋，便將以效應模型的最大概似值估算值為準。22 研究結果顯示，除了都市化程度與政黨前屆選舉PR 得票率等控制變項吻合既有日本選舉文獻的預期外，本文更重要的發現是，當實證模型進一步考量日本政黨是否重複提名候選人變數後，統計結果與Maeda (2008)的分析結果大相逕庭。換句話說，Maeda (2008) 分析 1996～2005 年眾院選舉兩票不具備顯著感染效果的推論，並未在本文模型中得到證實。本文在修正 Maeda 的模型架構，改納入政黨 SMD 重複提名變數後，發現日本各政黨的重複提名策略確實會在各年度展現不同的成效。依據表6 結果，本文首先說明自民黨歷年選舉中的重複提名成效。23 _整

21_{2009 年民主黨與 2000 年社民黨之實證模型中呈現提名上的內因選組問題，本文研判可} 能是因為相較於其他選舉年度來看，這兩個選舉年度中執政自民黨的聲勢是較為低迷的，是以也導致在野陣營比較容易提名SMD 候選人參選，希望藉此達到提升選票的效果，而選情也比較可能會有其獨特因素，因普遍模型未將之納入考量而造成rho 值顯著。 22 「效應模型」中校估相關參數值之最大概似估算法（MLE）的相關公式推導，可進一步參見Madala (1983: 120-122)、黃紀（2011）的介紹。 23 _{針對自民黨兩票架構互動效果的分析，較值得考量的問題是歷年來自民黨與公明黨的} 選舉合作，是否損及相關參數值的估算效度。不過就此一問題而言，由於日本歷屆的眾議員選舉過程中，自公兩黨的合作模式主要是公明黨會呼籲支持者在單一選區投給自民黨，而非在政黨比例票上支持自民黨（吳明上，2008：67）。由於自民黨的 PR 得票構成較不包含公明黨支持者的選票，是以估算自民黨SMD 重複提名對 PR 得票影響時，自公選舉合作的因素應不至於嚴重對本文分析效度造成影響。有關自公兩黨選舉