蔡 亮，李慎璁
(上海国际问题研究院 中日关系研究中心，上海 200233 )
比较政治学领域的著名实证研究学者阿伦·利普哈特在其著作《民主的模式：36个国家的政府形式和政府绩效》一书中，探讨了用以划分多数民主国家与共识民主国家的十项政治特征，内部的相关关系(1)多数民主模式与共识民主模式这两个术语是作者利普哈特借用自罗伯特·G·狄克逊在1968年所作的相关研究。。利普哈特认为，就分类标准的属性而言，可归为两个维度——“行政机关-政党维度”和“联邦制-单一制维度”，通过多次的相关与回归分析，他得出结论：维度内部，各特征紧密相关，彼此影响；
维度之间，关联微弱，甚至不存在相互关系(详细量化分析结果可见下文表4)。
阿伦·利普哈特此成果对本文的启发是，由于分类特征之间的相关性，无论何种模式国家都普遍存在，纵使日本并不具有两种模式的典型性，也依然适用。基于此，影响日本联合内阁类型的潜在政治特征因素已完成初步筛选，即内阁类型所属的第一维度中的“立法权与行政权力量对比”“政党体系”“选举制度”“利益集团”。
内容上，利普哈特以详实的实证分析佐以充分的量化计算证明了自己的学术观点，但此处，关于研究对象命名与论证内容的适配性问题，本文希望进行一些再思考，即“以民主定性政治特征是否合适”：第一，作为实证研究学者，利普哈特所讨论的并不是民主是什么的问题，他也无意提出一项民主的判断标准，因此，若以“民主”冠名政治特征，便增加了一项论证任务，即需要首先说明何为民主。显然，这个庞大且复杂的问题并不是该书的研究重点，强行加入或许会喧宾夺主，书中的主线内容是探究36个研究对象国的十项政治特征之间的相关关系，论证这些特征可被划分为两个维度，每一维度内部各特征紧密相关，彼此影响，而维度之间联系微弱，甚至不存在关联。因此就该书研究主题而言，民主一词或可视为美化而修饰；
若作为实质成分，恐怕作者还需承担相应论证义务。第二，如果说命名依据来自两种民主模式，即在既有的关于多数民主与共识民主的结论基础上，引申出民主模式所涵盖的政治特征应该也是站不住脚的。因为，书中，当利普哈特本人讨论到两种民主模式的稳定性与标准偏见时，引用了塞缪尔·亨廷顿的“两轮更替验证法”，并指出，若以此为据，36个考察对象中，6个不能通过检验，其中不乏比利时、芬兰、德国，这些传统认知中民主制度完善的国家，而其余三国——卢森堡、荷兰、瑞士——甚至连一轮更替验证都没有通过。“两轮更替验证法”是一项侧重从选举角度评价民主的研究标准，上述国家的不达标可以有两种解释：在选举一事上，它们并不“民主”，或者，在选举一事上，它们是民主的，错的是以多数民主模式的标准来检验共识民主模式。至此，已经可以发现，民主模式的定性并不能传导出政治特征的定性，因为本质上，政治特征的民主标准是什么尚存争议，何况结论。且过度执着模式与特征之间的民主结论能否构成传递关系，还将陷入“结果民主”与“过程民主”另一争执未休命题的纠结中。因此，本文认为以民主模式推导政治特征的命名方式也有欠妥当。第三，从利普哈特为两个维度的具体命名来看，明显，他是以政治领域这种事实属性作为主要参考，而没有采用罗伯特·E·古丁的——“共享权利”“分享权力”——以延伸属性为依据的命名。这意味着，当拿掉民主模式分类特征这顶帽子时，利普哈特也偏好基础的、直接的、符合事实而不存在延伸论题争议的命名方式。
概言之，本文认为，就内容而言，利普哈特逻辑严密、论证充实，贡献了比较政治领域极有分量的研究成果；
而关于结论对象定性与论证内容适配性问题，本文倾向于认为，“政治特征”是更为严谨的说法。
(一)政治特征的量化标准及相关性
在《民主的模式》一书中，日本虽也作为考察对象被纳入研究，不过由于其自身特征不够典型，因此利普哈特并没有对其展开详细讨论，也很少以日本为例，论证书中观点。那么，日本具备怎样的政治特征呢，它应该被归为哪一类民主模式呢？
利普哈特在书中提出了10个分类项目的量化标准，并在附录中给出了全部36个国家，所有项目的详细数据，为方便类比，表2不仅摘录了日本部分，还将各模式下典型国家的相关数据也纳入其中。
根据表2中利普哈特提供的量化数据，可将日本的政治特征描述为：多党制、联合内阁、权力均衡的行政与立法机关、歧视小党的选举制度、偏向合作的利益集团、中央集权、两院均势、刚性宪法、修宪困难、司法独立性弱、央行独立性差。
表1 “多数民主模式”与“共识民主模式”的分类特征
表2 日本与两种民主模式典型国家的政治特征量化分析[1]305-309
表格数据显示，纵向，日本在“最小获胜一党内阁出现频率”和“选举制度非比例性”两项指标上，变动明显，最小获胜一党内阁的出现频率降低，代表民主模式共识特征加强；
选举制度非比例
图1 日本与两种民主模式典型国家各项政治特征量化分析柱形图
表3 政治特征量化标准
综上所述，本文第一条结论是：无论多数民主模式还是共识民主模式，日本的典型性都不足，甚至十分微弱，它实际更接近二者的临界水平，因此，无法将其明确归入某一政治类型，并依据该类型下内阁构成的普遍影响因素，分析当前日本内阁的形成原因。
在对表2数据进行分析的过程中，明显能够察觉，日本在某些项目上的数据变化方向，与理论预测是相悖的。最突出的便是，选举比例性降低，大党优势增强时，逻辑上，小党会因受歧视程度加深而逐渐衰落，有效政党数减少，实力衰弱也意味着执政希望渺茫。现实发展与理论逻辑恰恰相反，议会有效政党数，不减反增，小党入阁频率，不降反升。那么，究竟是理论预测模型中的相关关系是伪命题，还是日本政治实践有其独特性?以及，其他变量间是否也存在这种变动相关关系，它们将构成日本政治特征怎样的预测模型？表4为利普哈特以36个国家的十项政治特征的具体表现为数据样本，计算得出的与政治特征相对应的十项量化变量间的相关系数。
表4显示：首先，两个维度各自内部诸变量间，相关关系均通过了显著性检验。就绝对值而言，第一个维度，与“行政机关-政党”相关的五个变量，相关系数绝对值均超过了0.5，证明彼此间变动相关性较强，例外出现的概率不超过10%；
第二个维度，与“联邦制-单一制”有关的诸变量，相关系数绝对值在0.5附近上下波动，说明彼此关系较为密切，不过稍逊于第一个维度，变量间一半的相关关系，出现例外的可能性不超过1%，其余则不超过10%。其次，当两个维度变量交叉时，其中全部数据，绝对值均低于0.4，48%甚至不超过0.1。更为重要的是，25个相关系数，却只有1例通过了显著性检验，换言之，即使在理论上能通过给定的数据计算出其它24个所谓的“相关性系数”，但现实中，可能根本不存在相关关系。由此可见，同一维度内部，各变量密切相关，不同维度之间，各变量关联微弱，甚至不存在关联，所以，利普哈特的二维分类成立。
表4 36个国家政治特征相关系数矩阵[1]241-242
二维分类的合理性证实后，本文获得第二条结论，“联邦制-单一制”维度的五个变量与内阁类型之间，关联微弱，甚至不存在相关关系，因此后文的分析中，将搁置对“央地分权”“两院制”“宪法刚性”“司法审查”“央行独立性”五项因素的考虑。
(二)量化标准的调整
利普哈特评价“有效政党数”是最直观、最简洁的政党体系量化标准[2]，诚然，它确实广受比较政治学者青睐。采用有效政党数作为量化标准的相关研究，基本存在一个共性——考察对象不唯一，如大量分析样本基础上的实证研究，利普哈特在《民主的模式》和《选举制度与政党制度》两书中，均选择议会有效政党数作为量化方式，前者是对36个国家政府形式和政府绩效的综合评价，后者是对1945—1990年间27个国家选举制度与政党体系的实证分析；
还有对比研究，张鑫的《混合选举制度对政党体系之影响》[3]，就是基于德国和日本的比较研究。
“有效政党数”包含多种计算公式，利普哈特所推崇的，也即前文中所使用的，是“拉克什·塔格培拉指数”(2)由于“拉克什·塔格培拉指数”是最常用的有效政党数计算方式，所以一般情况下，有效政党数被默认为是以“拉克什·塔格培拉指数”所计算出的数值，方便起见，上文中沿用了这一“默认情况”的称呼方式，下文为了论述清晰，将严格区分“拉克什·塔格培拉指数”与“有效政党数”。，它由马尔克·拉克什和赖因·塔格培拉在1979年提出[4]。不过，它并非计算有效政党数唯一的公式，性质相同的还包括，“超级分化指数”(怀根指数)[5]和“莫利纳指数”[6]，前者对小党十分敏感，后者则能凸显大党显著性，相同条件下的计算结果，超级分化指数最大，莫利纳指数最小，拉克什·塔格培拉指数居中。从计算偏好可以看出，超级分化指数适合测量实力相对均衡的均势政党体系，莫利纳指数在描述一党或两党优势明显的优势政党体系时更贴切，而拉克什·塔格培拉指数受惠于自身中立性，适用范围更加广泛。由此可见，之所以功能一致的三种公式，拉克什·塔格培拉指数脱颖而出，是因为，实证研究和对比研究往往要面对大量形形色色的考察对象，若以超级分化指数为评价标准，则将高估优势政党体系中实力明显偏弱的小党，若用莫利纳指数，那么均势体系中稍稍落于下风的政党便会被低估，而拉克什·塔格培拉指数作为一个“不偏不倚”的公式，或许会在两个方向都产生误差，但最终结论一般参考平均数结果，因此两方向的误差恰好可以被抵消。
著名政党体系研究学者乔万尼·萨托利，在其1976年出版的著作《政党与政党体制》一书中，明确将日本定义为主导党体制[7]172，起始年份正是自民党诞生的1955年[7]176。本文赞同这一观点并做补充论证(3)此前，萨托利在《政党与政党体制》一书中，已经采用的量化标准是：第一大党和第二大党在得票率与议席率两方面的差距。，所采用的量化标准是：议会最大党稳定性与内阁第一执政党稳定性。在二战后的28次大选与57届内阁中，议会最大党稳定性为75%，内阁第一执政党稳定性为75.44%，占据这一明显优势地位的政党便是自民党。如果将时间范围缩小至自民党诞生后的历届大选与内阁，那么上述两项指标将分别升至95.45%和89.58%，这证实日本的确为优势政党体系。因此，本文认为，在分析日本政党体系时，选择莫利纳指数作为有效政党计算公式，比拉克什·塔格培拉指数更合适，计算公式为：
当Pi为第i个政党得票率时，NP所得结果为选举有效政党数；
当Pi为第i个政党议席率时，NP所得结果为议会有效政党数。
拉克什·塔格培拉指数与莫利纳指数，对二战后日本历届众议院大选议会有效政党数的计算结果如下(表5)：
表5 二战后日本历届众议院大选议会有效政党数
续表5
对比两项公式的计算结果，莫利纳指数均小于拉克什·塔格培拉指数，在前者的描述中，日本自1958年第28届大选后就一直处于稳定的一党优势状态，而1958年，正是自民党在1955年成立后，第一次参加大选的时间。相比拉克什·塔格培拉指数，莫利纳指数更擅长刻画大党的优势地位，这一点从二者分歧最严重的第40届大选议席分配结果中可以看出。1993年7月18日举行的第40届众议院总选举，511个席位的分配情况见表6。
表6 第40届众议院大选议席分配结果
拉克什·塔格培拉指数对本届选举的判断是4.2个有效政党，标准的均势多党体系；
莫利纳指数认为有1.85个有效政党，属于一党优势或准两党体系。无论是根据第一至第四大党的议席率差距还是第一与第二大党，都很难将它们视作同一比较量级的政党，因为最大党议席率已经接近半数，意味着它的实力基本与剩余所有政党的总和相当，且第二大党议席率连第一大党的1/3都没有达到。由此可见，莫利纳指数的描述更加贴合实际。
就公式计算效果而言，拉克什·塔格培拉指数之所以对日本现实的描述存在偏差，是因为它对政党绝对数量的关注超过相对实力，它在计算时增加了绝对数量的权重，减轻了相对实力的权重。举例说明，假设体量由大到小的A、B、C、D、E5个政党，议席率分别是a、b、c、d、e，此时议席率平方和S1=a2+b2+c2+d2+e2，后来，最小的两党D、E合并，组成X党，这时四党议席率就变成a、b、c、(d+e)，平方和S2=a2+b2+c2+d2+e2+2de，由于a、b、c、d、e不可能小于零，所以S2必然大于S1，取倒数后得到的有效政党数N1也必然大于N2。所以，拉克什·塔格培拉指数认为，小党各自为战时的有效政党一定多于组建联盟。虽然，从N1到N2，确实与假设条件下政党的数量变化一致，但问题是，零散的小党真能比联合的小党更“有效”吗。这似乎陷入一个悖论，即如果拉克什·塔格培拉指数的计算逻辑成立，那么小党合并后，政治影响力将不如从前，既然如此，何必多此一举？现实中，日本政党的确频繁分裂重组，对应议席率平方和从S2到S1，不过，这往往发生在中小党身上，自民党作为右翼大联合，诞生至今68年，即使偶有变故也能很快修复。所以，就日本而言，小党变得更小会更有效吗，小党变得更大是更无效吗？本文认为这是拉克什·塔格培拉指数在计算日本问题时的局限性。
除对有效政党数的计算公式做出调整外，关于日本各项政治特征的相关与回归分析，还有其他几点说明。
首先，根据上文第二条结论，十项政治特征的量化指标可分为两个维度，每一维度内部，各变量密切相关，而维度之间，相关性不仅较弱，甚至可能不存在。由于本文研究对象——内阁类型——位于第一维度，因此研究时，本文将仅计算第一维度，也即“行政机关-政党”维度中各变量的相关系数。其次，计算范围内的第五项变量——利益集团多元主义指数，作者利普哈特在书中并未给出详细计算方式，笔者本人也未找到相关资料，因此只能将其暂时搁置。再次，为使所得数据能够更贴切地描述日本政治特征，也为直接展开对本文研究对象的针对性分析，笔者将“内阁构成”的量化标准由“最小获胜一党内阁”更换为“单独半数联合内阁”。现实依据有二：一方面，单独半数联合内阁是日本选举制度改革后，政坛新气象，且这种独具特色的内阁合作方式已经稳定地维持了17年，期间甚至经历过一次日本难得的朝野更替；
另一方面，当前的日本执政党——合作已超过20年的自民党与公明党，超过14年时间，采取的都是这种单独半数联合内阁的形式；
除此之外，不同于利普哈特用“1945—2010年”和“1980—2010年”这样的，以绝对时间为单位的数据分类，本文将以历届大选为单位，组织相应的数据分类、计算、整合；
补充说明一点，本文在相关系数部分并未设置显著性检验，因为在获得相关性结论后，为简化研究，弱相关变量将不再被考虑，而强相关变量则会被筛选进下一轮回归分析，彼时便可直接利用回归分析中的P检验来确认相关关系的存在与否。最后，考虑到1994年日本进行了选举制度的重大改革——1994年前后差异显著的选举数据可证明这一结论(4)阿伦·利普哈特本人在其著作中也强调了对选举制度改革前后各项数据变化的关注。原文可参见：Arend Lijphart, Patterns of Democracy: Government Forms and Performance in Thirty-Six Countries, New Haven & London: Yale University Press,2012, p.136-137.此外，上文表2中，日本的“最小获胜一党内阁频率”和“选举制度非比例性指数”，在“1945年—2010年”和“1981年—2010年”两个时段中的明显差异，也能佐证选举制度改革所带来的巨大影响。——为使采样更加均衡，尽可能控制外界变量的干扰，不至于因某一类数据过量而产生偏差，本文依照选举制度改革后举行了9次混合制大选，包含完整内阁生命周期的共8次这一现实情况，确定了本次采样的样本容量——以1994年为基准，前后距离其最近的各8届，共16届大选。
(三)日本政治特征的相关与回归分析
表7为采用调整后量化标准计算的，战后日本历届众议院大选政治特征量化结果。
阅读表7，首先能够明确的一点是，日本当前内阁类型，是以单独半数联合内阁为特征的超大型内阁，日本战后第一次出现这种内阁，是1949年1月众议院第24届总选举，由议席率56.7%的自由党和14.8%的民主党所组成的，议会支持率71.5%的第三次吉田茂内阁，此后历经56年，40届，单独半数联合内阁未再出现。直至2005年9月第44届大选，才由第三次组阁的小泉纯一郎建立起日本历史上第二个单独半数联合内阁——第89届内阁。截至目前，单独半数联合内阁已经稳定、持续地运行了18年，13届内阁，包括10届“自民党-公明党”内阁，2届“民主党-国民新党”内阁，1届“民主党-社民党-国民新党”内阁。
结合现实中日本政治发展历程可知，选举制度改革，是内阁类型前后颠覆性差异的重要分水岭。大选区制与中选区制时代，38届内阁中，仅有9届是联合内阁，占比24%，1届单独半数联合内阁，占比3%；
而在混合制时代，19届内阁中，18届都是联合内阁，占比高达95%，13届单独半数联合内阁，比例也达到了68%。混合制下，联合内阁即使达不到单独半数，第一执政党的议席率也已非常接近半数，1996年第41届大选形成的小渊惠三、第1次森喜朗联合内阁，自民党议席率为47.8%；
2000年第42届大选形成的第2次森喜朗、第1次小泉纯一郎联合内阁，自民党议席率为48.5%；
2003年，最接近单独半数联合内阁的第43届大选后形成的，第2次小泉纯一郎内阁，自民党独自占有的议席率已经达到49.4%。反观大选区与中选区时期：9届联合内阁，4届产生于二战刚刚结束，社会百废待兴，制度重建，人心不稳的40年代末，面对新国家、新身份、新制度，广大民众一时间迷茫不知所措，导致票形分散，单个政党的议会支持力量薄弱，不联合，无法组建稳定的政权，且当时各政治势力尚不成熟，独立行政的抗风险能力较差，无力招架在野势力的攻讦与责难，所以联合内阁，不仅必需而且必要；
还有4届产生于90年代初，选举制度改革前夜，中选区制行将就木，混合制正在酝酿，各政党正经历混乱的分裂重组，党员脱党离党行为屡见不鲜，4届中，一届为八党联合，一届为七党联合，均不包含彼时的议会最大党，因为联合的目的就是为了政权轮替，终结自民党38年执政垄断。不仅如此，大选区与中选区时代的联合内阁大多都符合“最小获胜联合内阁”理论，即内阁仅包括获得议会过半支持的必要政党，无论实力差距多么悬殊，缺少任何一党都会丧失稳定执政的基础。
由此可见，大选区与中选区时代，联合内阁的建立或是迫于时代压力，或是寻求半数支持，或是为了终结垄断，总之，都不同程度地带有“不得已而为之”的色彩。而混合制下，单独半数联合内阁长期、频繁地出现，说明组建联合内阁是政党自愿的意志。综上，本文猜测，选举制度与内阁类型之间存在强相关关系。
下表所示为第一轮相关分析结果：
表8中相关分析的结果证实了上文的预测，选举制度非比例性和议会有效政党数是与单独半数联合内阁关联最为密切的两项变量，前者与单独半数联合内阁的变动相关性达到90%，后者是77%；
就变动一致性而言，前者与单独半数联合内阁同方向一致变动，后者为反方向不一致变动。这意味着，日本政治特征中，选举制度偏向大党歧视小党，程度越深，政党体系中优势政党地位越稳固，当前的单独半数联合内阁就越容易出现。除此之外，表8还显示，内阁寿命与单独半数联合内阁之间关联非常微弱，说明，对日本而言，行政机关优势地位对内阁类型基本不构成影响。所以，作为强相关因素进入第二轮回归分析的是：选举制度与政党体系。两者将分别作为自变量，对因变量内阁构成的变动做出解释。为更直观、清晰地展示回归分析结论，本文采用散点图和回归直线的表现形式，并随图显示回归方程与R2：
表8 日本政治特征相关系数矩阵
回归分析结果显示：首先，图2与图3所对应的变量间相关关系，P值均小于0.05，证实关系存在，具体置信度水平在99.9%以上。其次，就回归模型及其预测直线而言，选举制度非比例性每上升1个单位，单独半数联合内阁的比例就会提升大约9个百分点，而议会有效政党每增加1个，单独半数联合内阁就会减少131%(5)产生131%超大数值的原因是，在本次回归分析所涵盖的时间跨度内(第33-48届众议院大选)，x值——议会有效政党数的变化幅度极小(1.20≤N≤1.97)，仅为0.77个单位，而相对应的y值，即单独半数联合内阁的出现频率，则是从0%断层上涨至100%，所以，如图6所示，当议会有效政党数真的上升了1个单位时(2.20≤x≤2.97)，y值就会落在第四象限，此时仅具有统计学意义，只有当y值位于第一象限时，这一回归函数才具有现实意义。。最后，分布上，左图散点的离散程度明显小于右图，数值上，R2所代表的回归模型拟合优度显示，单独半数联合内阁的变化，能被选举制度非比例性解释的比例是82%，被莫利纳有效政党数解释的比例是59%，由此可得，政治特征层面，选举制度对内阁类型的解释能力强于政党体系。
图2 非比例性-单独半数联合内阁散点图
图3 莫利纳指数-单独半数联合内阁散点图
在获得结论“选举制度是影响日本内阁类型最重要的政治特征因素”后，本文需根据研究对象中的“当前”二字，进一步精确量化结果，也就是说，接下来本文将讨论，既然是政治特征领域内阁类型最强的解释变量，那么对于当前的内阁类型而言，当前的选举制度与当前的政党体系，与其相关程度如何，对其解释效果如何。
日本选举制度曾经历重大变革是毋庸置疑的，但政党体系呢，当前的政党体系与过去相比，发生改变了吗？诚然，政党体系不似选举制度一般被白纸黑字地明文规定，但表8中相关性矩阵显示，政党体系与选举制度关联密切，且通过了置信度检验，证实关系存在。所以，当选举制度经历重大变革时，政党体系虽不至于随之发生同等强度的改变，但受其影响是肯定的，因此，在对选举制度进行当前条件下的考察时，政党体系也应被重新审视。
当前条件下的相关与回归分析结果见表9、图4和图5。
表9 混合制下日本政治特征相关系数矩阵
图4 混合制下非比例性-单独半数联合内阁散点图(左)
图5 混合制下莫利纳指数-单独半数联合内阁散点图(右)
比较表8表9的相关系数矩阵，混合制下的政党体系与当前内阁类型之间，关联密切程度明显提升，解释力水平也显著提高，前者已经成为后者关联最紧密，解释最有效的政治特征因素。此时，选举制度已不再是政治特征领域内阁类型最强的解释变量，不过二者仅下滑了1个百分点的相关性、2个百分点的解释性，依旧保持了强相关关系、强解释力水平。考虑到选举制度同时也是政党体系的关联变量与解释变量，且混合制下，二者无论关联密切程度还是解释力水平，均显著提升，而受此影响的政党体系也提高了与内阁类型的关联性和解释力，于是可以判断，对当前内阁类型而言，来自选举制度的间接影响，强于直接影响。
综上所述，本文第三项结论是，对日本当前以单独半数为特征的超大型联合内阁而言，优势政党体系是其在政治特征领域的最强相关、解释变量，其次为混合选举制。自民党单独半数优势越显著，选举制度对自民党越偏袒，自民党就越倾向组建单独半数联合内阁。
此外，补充说明一点，作为内阁类型量化标准的单独半数联合内阁比例，在第一次相关与回归分析中，所代表的只是内阁类型指数的一种计算方式，如同上文中有效政党数具有多种计算公式一样，内阁类型指数也可采用多种不同公式。换言之，当时的单独半数联合内阁比例，理论上完全可以被替换为“一党多数独立内阁比例”“一党少数独立内阁比例”“多党半数联合内阁比例”“多党少数联合内阁比例”等。只是，这当中的某些，作为内阁类型从未在日本政治现实中出现过，若以其作为量化标准，将一直取得0%的计算结果，无分析意义。一党多数独立内阁作为二战后日本最频繁出现的内阁形式，之所以也没有被采纳，是因为它并非当前的内阁形式。当然，它完全可以作为第一次相关分析中内阁类型指数的计算公式，获得关于“哪些政治特征是影响日本内阁类型的因素”的结论。而当进行到第二次相关与回归分析时，它便无法再作为单独半数联合内阁比例的替代公式，因为，此时的单独半数联合内阁并不仅仅代表一种内阁类型指数计算公式，还代表了当前内阁的具体形式。第二次相关与回归分析，方向是“哪些政治特征影响当前内阁类型”。而日本当前的内阁，就是以单独半数联合内阁为具体形式的，若沿用一党多数独立内阁比例作为计算公式的话，便是“南辕北辙”了。为简化研究，省去两次相关与回归分析间转换量化标准的步骤，因此才在第一次分析时，就直接采用了单独半数联合内阁比例作为内阁类型指数的计算公式。所以，单独半数联合内阁比例，在第一次相关与回归分析中的结论是：对日本内阁类型来说，选举制度是影响力效果最显著的政治特征因素，政党体系次之；
而第二次的结论是：对日本当前内阁类型来说，一党优势体系是最重要的政治特征影响因素，混合选举制次之。
上文通过相关分析与回归分析的量化研究方法，得出了影响内阁类型的两个政治特征因素：政党体系与选举制度。接下来将讨论其它潜在的日本自公联合内阁类型影响因素。
(一)联合内阁理论
首先分析既有联合内阁理论对当前日本单独半数联合内阁的解释效力，并从中寻找关于潜在影响因素的考察与研究思路。
议会制下，联合内阁必须取得议会多数的信任，至少也应被容忍。根据内阁在议会中获得的支持力度差异，联合内阁理论将内阁分为3种类型：(1)最小获胜内阁。“获胜”指掌握过半席位，“最小”则表明内阁中排除了任何对获得过半数支持而言非必要的政党；
(2)超大型内阁。“超大”即指内阁中包括获得半数支持的非必要政党；
(3)少数派内阁。也就是未能获得议会过半支持的内阁。
2012年至今，10年时间里，日本六届内阁一直为自公联合内阁。纵观两党20多年合作，18届内阁，涵盖类型及数量如表10所示。
表10 自公联合内阁类型及数量
表10显示，自公联盟所组建的内阁，3种类型全部覆盖，最小获胜内阁占比5.56%，少数派内阁占比11.11%，超大型内阁占比83.33%。下面，以假设条件下，各联合内阁理论对内阁构成的预测为例，阐释各理论具体观点。
最小获胜联合内阁理论的基本假设是：政党的兴趣在于权力最大化。当最大党没能成为多数党时，为了争取议会过半支持，它需要与小党联合组阁，但这种合作是最小范围的合作，即只包含构成议会过半支持的最少政党，因为非必要政党的加入会稀释最大党在内阁的影响力和话语权。
最小规模联合内阁理论认为，如果排除非必要政党的目的是最大限度占有内阁权力，那么就议会支持力度而言，在达到半数的基础上越有限越好。对E党来说，最优选择是组建拥有53个议席的ADE联合内阁，因为，与CE相比，ADE联合内阁中E党议席贡献率是62%，而CE中则是56%，若按贡献程度分配内阁职位，那么在一个20名阁员规模的联合内阁中，上述差别将使E党多得一个职位。
最小政党数目联合内阁缩小预测范围的标准是，为达成过半数条件所联合的政党数目应尽可能的少。因为更少的政党，意味着更少的谈判和交易成本，合作更容易维持。
最小范围联合内阁理论假设：意识形态与政策偏好接近的政党比相去甚远的政党，更容易组建和维持联合内阁。表11中，两党意识形态差距，可通过分割他们的间隔数目来衡量。所以，全部最小获胜联合内阁中，更容易组建志同道合联盟的是ABC、BCD和CE联合内阁。
表11 假定条件
关联最小获胜联合内阁未必是最小获胜联合内阁，因为，关联最小获胜联合内阁认为：政党会根据其他政党与其政策偏好的接近程度，依次选择联合对象，直至获得议会半数支持。表12中的CDE联合内阁，D党是最小获胜联合内阁理论中的非必要政党，却是关联最小获胜联合内阁中的关键政党。
表12 联合内阁理论预测结果
政策取向联合内阁理论假定政党真正关心的，不是争权而是施政。由于重大事项的最终决策权掌握在议会手中，因此“中枢政党”扮演关键角色。所谓“中枢政党”，是指某个单一维度政策倾向上(如左-右)，中间派议员所属的政党，如表11中的C党。之所以中枢政党能够最大限度地影响最终决策结果，是因为它左右两边的政党或政党集团，都不掌握违背它意愿制定任何政策的议会多数。
表12中的预测结果暴露出一众联合内阁理论普遍存在的根本问题，它们几乎都是某种类型的最小获胜联合内阁，仅某些情况下的关联最小获胜联合内阁除外。各理论的差异主要源自，出于不同考虑和原则而决定联合对象的最终标准或顺序不同，如“最小规模联合内阁”以确保内阁第一大党影响力为标准，“最小政党数目联合内阁”以控制交易成本为原则，“最小范围联合内阁”希望首先联合与自己政策立场最接近的政党，“政策取向联合内阁”优先联合“中枢政党”。但这些理论基本都默认，达到议会过半支持后，内阁第一大党会停止扩张联合。
有两个关键问题，联合内阁理论没有回答，“未过半数的最大党一定会组建联合内阁吗”“超过半数的最大党一定不会组建联合内阁吗”。上文已充分说明，日本当前的内阁类型是超大型联合内阁，特征是单独半数，如果按照联合内阁理论，那么预测结果将全部是一党多数独立内阁，所以显然，联合内阁理论不能对当前日本内阁类型作出有效解释。换言之，单独半数联合内阁的建立初衷，与联合内阁理论的分析起点——权力最大化，存在根本差异。
(二)其它潜在影响因素
既然联合内阁理论并不能够有效解释当前日本的单独半数联合内阁，那么便需要考虑经济社会中其它潜在的影响因素。
1.逆向说明责任制的失灵
斋藤淳在《政治分肥：自民党长期政权的政治经济学》一书中，提供了一个很有价值的分析观点——逆向说明责任制的失灵[8]8-9。
存在能够为选民提供政权组织的不同选项的政党竞争，是民主制度中“政治说明责任制”的最重要内容。理论上，竞争性民主体制下，各政党给出不同政策选项，选民从中选择自己的偏好。而为了让有决定权的选民倾向于本党主张，各政党必须在激烈的政策辩论中交锋。这一过程便形成了，政治精英向选民担保，自己作为民主权力委任的代表将兑现承诺、履行义务、承担责任的“说明责任制”。政党若想确保自己的多数地位，就必须把握选民的偏好分布，不断调整自身政策主张以符合选民期待，从而建立竞争优势。而这种竞争性政治市场，能够产生如自由经济市场一般的效率性结果。
与竞争性民主体制相对的，是恩庇主义政治，它建立在政治庇护者和追随者之间，由互惠性政治交易所构筑的信赖网络之上，从这一点看，恩庇主义偏好一种局限在内部人之间的政治交易模式。恩庇体系下，通过内部人的相互联系，一方面，庇护者在小范围内为特定的追随者提供一定利益；
另一方面，追随者协助庇护者维系权力，从而获得这部分回报。斋藤淳在书中提到，日本是“无竞争的民主政治”[8]9，这一概念的核心为：在日本，自民党在选区票田里通过建立如后援会一般的地方组织，构筑起自身恩庇主义网络，而缺乏这一基础的在野党阵营，则始终存在难以逾越的集体行动困境，从而无法实现政权更替的政治现象。
既然，通过政权交替，完成政党间竞争性政策选项的变更希望渺茫，那么，在自民党长期把持政权的现状下，就可能出现地方选民为了从当前的垄断资源分配体系中多得一杯羹而彼此争夺的情形，于是就形成了“颠倒竞争”或称“逆转竞争”，也就是恩庇主义政治下，追随者激烈竞争，庇护者坐享其成的“逆向说明责任制”。具体表现为，一直以来存在于战后日本政治中的，由地方住民、自治体或利害相关团体广泛发起的政治游说，也称“陈情合战”，追随者内部展开了“谁更支持自民党”的激烈竞争。由此可见，“逆向说明责任制”的突出特征为，民主政治中的选民，为了向执政党表达支持而竞相展示忠心，自己承担起说明的责任。
但是，自民党的逆向说明责任制，是孕育着深刻内在矛盾的政权体系。利益诱导的关键，是选择性诱导，为达到这一点，必须加强对地区投票过程的监视，以及通过操纵利益分配，报复潜在背叛者。然而，随着经济增长和城市化加速，这种监视选票的政治机器必然迎来不断衰弱的宿命(城市化水平越高，直接的选举监视越困难)。同时，为了维持既有选举组织而实行的利益诱导政策，严重打击了经济运行效率。长此以往，不仅危害经济健康增长，也使财政难以为继。所以，逆向说明责任本就源于一个自相矛盾的逻辑，注定了自我毁灭的结局。
颇为讽刺的一点是，对自民党政治家而言，如果对当地后援会或业界团体的要求充耳不闻，干干净净地丢掉支持也就罢了，但现实却是，政治家越早实现对选民的承诺，后援会组织就崩溃得越快。利益诱导政治，虽然可以一时帮助自民党稳固议会多数地位，但伴随投资的那些具备高经济效益的公共项目逐渐完成，自民党在相应地区的集票能力不可控地衰弱了，可叹“竹篮打水一场空”。不仅如此，当政治危机袭来时，对上述地区出身的议员，自民党也同样失去了诱导和规制能力，只能眼睁睁看他们割席离开，这类议员一旦出走，回归的可能性极低。
以高速公路建设为例。通常而言，为呼吁对地方公共道路进行投资建设，由地方利益团体和地方自治体选民所组织的建设同盟会，是自民党在选举活动中极其仰赖的后援组织。但是，这种应援的热情，往往止步于道路正式完工的那一刻。因为，只要完工，那么，无论当地选民转身去支持任何其它政党，已经修好的高速公路，自民党也无法作为惩罚和报复手段而拆除，既然到手的利益不会被没收，那么选择的空间就自由了。在《政治分肥》一书中，斋藤淳就发现那些“我田引铁”的选区，相比其它选区，自民党支持率明显下降了[8]137-163。1993年分裂后，自民党沦落为在野党，而这段时间选择离开的议员，大多出自新干线沿途选区[8]164-193。这证明，长久以来，自民党通过控制公共事业的资金分配来为自身政权续命，可是，到头来，这些依次完工的公共建设，却反蚀了自民党作为利益诱导和分配组织的向心力。
长期来看，自民党事实上陷入了利益诱导政治的两难之中：投资经济效益良好的基础设施，就会触发选民基础动摇危机；
而投资经济效益较差的公共事业，虽能维持选票稳定，但执政的经济基础将备受打击，难怪斋藤淳称逆向说明责任制——“自作孽的政治手法”[8]20。
综上所述，当原本维持政权运转的逆向说明责任体系失灵后，为延续执政生命，自民党必须未雨绸缪，而超大型联合内阁就是措施之一。关于这一点，斋藤淳认为，与公明党的合作至少给自民党带来了两大方面的切实收益：一是，“公明党的支持使自民党即便是在竞争非常激烈的选区也能获得一定议席，先前那些因无法对抗在野党势力而成为空白选区的地方，现在也变成了激烈的交战区”。公明党作为一个有宗教背景的政党，其后援会组织拥有三大优势：稳固的铁票仓“创价学会”；
选民动员效率高；
后援会运营成本低。这些优势使得公明党能够高效、稳定、持久地帮助自民党集票。二是，与公明党的合作，有利于自民党向城市政党转型。在公明党的助力下“联合政权将施政重点转向推动规制缓和化，实际就是一种无需直接财政投入，就能延续利益诱导的新办法”[8]206。具体来说，这种“规制缓和化”就是在不扩大原有财政支出的情况下，增加自民党在政治上自由裁量的余地。
2.优势政党的政治需求
前文提及，萨托利明确将日本定位为主导党体系，并把自民党诞生的1955年记作这一体系的起始年[7]172+176。均势政党体系中的各党，对政权有着迫切的渴望，毫无疑问，他们的确以权力最大化为目标，只有掌握更多资源分配权力，才能为自己累积政治资本，提升实力，奠定地位，打破均势。而对主导党体系中的优势政党来说，伴随着获取权力的压迫感逐渐降低，维持权力的焦虑感不断上升，要如何尽量延长自己的执政寿命。所以，均势体系与优势体系政党目标的差异在于，一个，想要获得成为执政党的机会；
一个，想要延长作为执政党的时间。
延长执政寿命，可以从3个方面努力：第一，优化、提升自身；
第二，分化、瓦解对手；
第三，收买、拉拢选民。与联合内阁相关的是第二个方面。能够有效弱化反对党势力的手段之一便是发出入阁邀约，除少数反体制政党外，面对这种能够直接实现目标的机会，很难有政党不心动，如此，便会组建单独半数联合内阁，但对占据显著优势的大党而言，小党阁员的象征意义大于实际意义[1]95-97，大党需要他们作为由自己主导的内阁的“装饰品”，对外，以“合作、共建、民主”的形象示人，对内，却往往只是决策中的边缘人。不过毕竟是阁内合作，公明党得到的好处也是实实在在的，不仅能够加强国际声望，还可以提升国内地位，积累政治资本。分化重组一向是日本政党的常态，纵观战后选举史，参选政党宛如走马灯一般，甚至有些是面临选举仓促拼凑而成的，而公明党，独善其身58年，除有宗教色彩加持外，参与联合内阁也发挥了重要作用，执政党的光环不仅能够凝聚政党，还将一个来自小党的声音放大。此前，就乌克兰问题，日本前首相安倍晋三发表了要与美国讨论“核共享”的言论，作为执政联盟的另一方，公明党党首山口那津男的反对意见，受到了国内外媒体的高度关注。
选举制度改革后，原本存在于中选区制的定数格差，得到一定程度的修复，降低了农村地区的选票权重，而这里正是自民党执政的基本盘，公明党的受众群体很大一部分来自城市，联合公明党不仅能强化自民党的集票能力，更是以自民党最需要的形式增加了选票。自民党前干事长野中广务也承认这一点，“对自民党而言，获得公明党的支持是非常有效的竞选手段”[8]205。除了选票收益，将曾经的反对党纳入自己阵营，也切实减弱了政策执行的阻力。公明党作为一个，以佛教日莲宗思想为底色的中道主义政党，和平是其一贯立场，然而身份转变后，其先是在向伊拉克派遣自卫队一事上，接受了自民党的政策，现在，甚至逐渐松口对修宪的限制。
一党长期垄断执政就意味着，在野党所代表的那部分选民利益，永远得不到满足，这个国家中存在着一批被政府蓄意遗忘的人。自民党作为典型的偏右翼政党，如果出于控制交易成本考虑，应选择与其价值立场、政策偏好接近的右翼阵营战友，然而现实却是，公明党是彻彻底底的中左翼政党，从上述选票互补中也能看出，两党选民群体差异明显，此时，公明党的入阁，使得不能为自民党所代表的那部分社会群体，有了发声渠道。在公明党的积极推动下，日本政府发放了地区振兴券，通过了《儿童补贴法》和《年金生活者支援给付法案》，设置了女性专用车厢，推出了孕妇健康检查受诊票[9]……通过主动向未代表群体释放善意，自民党化解了议会大选成为社会不满情绪泄压阀的危险。
本文以比较政治学对民主模式进行的“多数民主”和“共识民主”的分类，以及利普哈特的政治特征二维理论为基础，分析了当今日本单独半数联合内阁的政治特征诱因，获得结论如下：对日本内阁类型而言，选举制度是其在政治特征领域的最强相关、解释变量，政党体系次之；
对目前单独半数联合内阁而言，优势政党体系是其在政治特征领域的最强相关、解释变量，混合选举制次之。
在对其它潜在影响因素的探寻过程中，本文发现，传统联合内阁理论在解释日本自公超大型联合内阁问题上存在明显的局限性，因为所有理论都以权力最大化为逻辑起点，预测结果都是某种程度的最小获胜联合内阁，与自公的超大型联合内阁存在本质区别。因此，本文进一步分析了经济社会领域潜在的影响因素，本文认为，自民党的执政基础——“逆向说明责任制”——根植于一个自相矛盾、自我否定的逻辑，必然导致崩溃的结局，而公明党凭借基本盘稳固、动员效率高、运营成本低等优势，能够向自民党提供稳定、可靠、充足的援助，且作为互补型政党，它正是以自民党最需要的形式进行帮助的。此外，延续执政生命的焦虑，也刺激了自民党建立并维持，与公明党的单独半数联合内阁的动力与意愿。
综上所述，政治特征领域内，能够影响日本自公超大型联合内阁的因素是——当前的一党优势体系和混合选举制；
除此之外，其它潜在影响因素还包括：逆向说明责任制的崩溃、优势政党的政治需求等。