韓国有権者の党派分裂と党派ソーティング：2012年と2022年の大統領選挙の比較

1. 序論

韓国有権者の政治的二極化は深化しているのか？政治的二極化は韓国有権者の投票選択にどのような影響を与えるのか？有権者の政治的二極化は韓国民主主義の発展にどのような含意を持つのか？本研究は、以上の三つの問いに答えるための一つの試みである。

有権者の政治的二極化は、「イデオロギー的二極化（ideological polarization）」および「感情的二極化（affective polarization）」の二つの次元に分けられ、前者は民主主義の発展に建設的（constructive）効果を、後者は民主主義の発展に破壊的（destructive）効果をもたらすと提示する。有権者の政治的二極化は、一方では有権者の「陣営間異質性（inter-camp heterogeneity）」が高まる「党派分裂（partisan divergence）」現象として理解する方法があり、他方では有権者の「陣営内同質性（intra-camp homogeneity）」が高まる「党派ソーティング（partisan sorting）」現象として理解する方法がある。イデオロギー的党派分裂あるいは党派ソーティングに基づく有権者の投票選択は「民主主義の発展（democratic development）」につながりうるが、感情的党派分裂あるいは党派ソーティングに基づく有権者の投票選択は「民主主義の後退（democratic backsliding）」につながりうる、と主張する。

本研究は、2012年および2022年の韓国大統領選挙パネル調査の結果を経験的対象とし、有権者の政治的二極化が民主主義の発展および投票選択に及ぼす影響に関する理論的仮説を検証する。第二節では、イデオロギーおよび感情の二極化、そして党派分裂および党派ソーティングに関する概念的議論を展開し、有権者の政治的二極化が民主主義の発展および投票選択に及ぼす影響に関する理論的仮説を提示する。第三節では、2012年および2022年の韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派分裂の進展、ならびにイデオロギー的および感情的党派ソーティングの進展を記述し、有権者の政治的二極化が投票選択に及ぼした影響に関する統計分析を報告し、韓国民主主義の発展に関する含意を整理する。その結果、過去10年間で韓国有権者の投票選択を左右した政治的要因が、イデオロギー的党派ソーティングから感情的党派ソーティングへと移行した事実を明らかにし、理論的議論および経験的発見を要約する。

2. 理論的仮説：有権者の政治的二極化、民主主義の質、投票選択

本節では、有権者の政治的二極化がマクロ的次元で民主主義の発展に及ぼす影響、およびミクロ的次元で投票選択に及ぼす影響に関する理論的仮説を提示する。有権者の政治的二極化は、その内容においてイデオロギー的二極化および感情的二極化の二つの次元に分けられる（Mason, 2018）。第一に、イデオロギー的二極化は、進歩的価値観への同意を一方の極とし、保守的価値観への同意を他方の極とする一次元空間において、二つの陣営に分かれた有権者が互いに反対方向に移動する様相を意味する（Levendusky and Pope. 2011）。第二に、感情的二極化は、進歩政党への反感を一方の極とし、保守政党への反感を他方の極とする一次元空間において、二つの陣営に分かれた有権者が互いに反対方向に移動する様相を意味する（Druckman et al., Forthcoming）。

有権者の政治的二極化が民主主義の質に及ぼす影響は、その内容的性格によって異なりうる（Stavrakakis, 2018）。第一に、イデオロギー的二極化の進展は、政党競争が有権者に明確な選択肢を提供し、政党政策の違いを確認可能にする政治過程の結果として発生し、その結果、民主主義の発展に寄与する建設的な効果をもたらしうる（McCoy and Somer, 2019）。第二に、感情的二極化の進展は、政党競争が有権者にとって敵対陣営間の戦場と映り、相手陣営を実存的脅威と感じさせる政治過程の結果として発生し、その結果、民主主義の発展に逆行する破壊的な効果をもたらしうる（Somer, McCoy, and Luke, 2021）。

[表1] イデオロギー的二極化、感情的二極化、民主主義の質

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[表1]は、有権者のイデオロギー的二極化および感情的二極化と民主主義の質との関係を類型化した結果である。(1)イデオロギー的二極化のレベルが高く、感情的二極化のレベルが低い場合、前者の効果が後者の効果を相殺し、「民主主義の発展」に寄与しうる。(2)イデオロギー的二極化のレベルが低く、感情的二極化のレベルが低い場合、前者の効果と後者の効果が相互に相殺作用し、「民主主義の停滞（democratic stagnation）」の危険が生じうる。(3)イデオロギー的二極化のレベルが低く、感情的二極化のレベルが高い場合、前者の効果を後者の効果が相殺し、「民主主義の後退」の危険が生じうる。(4)イデオロギー的二極化のレベルが高く、感情的二極化のレベルが高い場合、前者の効果と後者の効果が相互に相乗作用し、「民主主義の崩壊（democratic breakdown）」の危険が生じうる。

政治的二極化を理解し捉える方法には、それを党派分裂現象として理解する方法と、それを党派ソーティング現象として理解する方法がある（Lelkes, 2016）。第一に、党派分裂は、イデオロギーあるいは感情の次元において二つに分かれた陣営間の異質性が高まる現象を意味する。イデオロギー的党派分裂は、進歩的価値観に同意し進歩政党を支持する有権者陣営と、保守的価値観に同意し保守政党を支持する有権者陣営との間の政策的差異が拡大する現象である。感情的党派分裂は、保守政党に反感を抱き進歩政党を支持する有権者陣営と、進歩政党に反感を抱き保守政党を支持する有権者陣営との間の感情的差異が拡大する現象である（Fiorina, 2017）。第二に、党派ソーティングは、イデオロギーあるいは感情の次元において二つに分かれた陣営内の同質性が高まる現象を意味する。イデオロギー的党派ソーティングは、進歩（保守）政党を支持する有権者陣営の構成において、進歩（保守）的価値観に同意する有権者の割合が増加する現象である。感情的党派ソーティングは、進歩（保守）政党を支持する有権者陣営の構成において、保守（進歩）政党に反感を抱く有権者の割合が増加する現象である（Levendusky, 2009）。

[表2] 党派分裂、党派ソーティング、投票選択

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[表2]は、有権者の党派分裂および党派ソーティングと投票選択との関係を類型化した結果である。(1)党派分裂の程度が高く、党派ソーティングの程度が低い場合、有権者は前者効果により党派投票を行う確率が高まる。(2)党派分裂の程度が低く、党派ソーティングの程度が低い場合、前者効果と後者効果が相互に相殺作用し、有権者が党派投票を行う確率は低下する。(3)党派分裂の程度が低く、党派ソーティングの程度が高い場合、後者効果により有権者が党派投票を行う確率が高まる。(4)党派分裂の程度が高く、党派ソーティングの程度が高い場合、前者効果と後者効果が相互に相乗作用し、有権者が党派投票を行う確率が高まる。

以上の議論を整理すると、次のように観察可能な含意を導き出すことができる。(1)イデオロギー的党派分裂の程度が高まれば、有権者の党派投票確率は大きくなり、その結果、民主主義の発展に肯定的な影響が生じるだろう。(2)感情的党派分裂の程度が高まれば、有権者の党派投票確率は大きくなり、その結果、民主主義の発展に否定的な影響が生じるだろう。(3)イデオロギー的党派ソーティングの程度が高まれば、有権者の党派投票確率は大きくなり、その結果、民主主義の発展に肯定的な影響が生じるだろう。(4)感情的党派ソーティングの程度が高まれば、有権者の党派投票確率は大きくなり、その結果、民主主義の発展に否定的な影響が生じるだろう。

3. 経験的検証：2012年および2022年の韓国大統領選挙パネル調査結果の比較

本節では、2012年および2022年の韓国大統領選挙パネル調査の結果を経験的対象とし、有権者の政治的二極化が民主主義の発展および投票選択に及ぼす影響に関する理論的仮説を検証する。[1]

[図1] 韓国大統領選挙結果、1963年-2022年[2]

出典：中央選挙管理委員会選挙統計システムhttp://info.nec.go.kr/（アクセス日：2022年4月24日）。

[図1]は、「両党競合度」を横軸に、「両党動員度」を縦軸にとり、それぞれ1963年から2022年までの大統領選挙結果を散布図で図示したものである。「両党競合度」は上位二政党の得票率差の逆数を、「選挙動員度」は上位二政党の得票率合計値を、それぞれ意味する。上下を繋ぐ実線で示された「両党競合度」の上限値の右側に位置する観測点は、「超競合（hyper-contestation）」的な両党競争を、左右を繋ぐ実線で示された「両党動員度」の上限値の上に位置する観測点は、「超動員（hyper-mobilization）」的な両党競争を、それぞれ示す。「両党競合度」0.007および「両党動員度」0.955を記録した2022年選挙と比較可能な観測点としては、「両党競合度」0.035および「両党動員度」0.996を記録した2012年選挙、ならびに「両党競合度」0.023および「両党動員度」0.946を記録した2002年選挙がある。以下では、これら三つの観測点のうち、2012年および2022年の大統領選挙パネル調査結果を比較することにする。[3]

① 韓国有権者の党派分裂

イデオロギー的あるいは感情的党派分裂を、次の三つの方法で測定する。第一に、有権者のイデオロギーあるいは感情分布のカーネル密度推定（kernel density estimate）を図示する。精密度は高くないが、直感的な判断を可能にする有権者イデオロギーあるいは感情分布の可視化である。第二に、有権者のイデオロギーあるいは感情分布の二峰性係数（bimodality coefficient）を計算する。[4]

二峰性係数1は完全な二峰性分布を、0は完全な単峰性分布をそれぞれ意味する。二峰性係数が0.55を超えると、有権者のイデオロギーあるいは感情分布が二極化したと判断する。第三に、進歩的価値観に同意し進歩政党を支持する有権者陣営と、保守的価値観に同意し保守政党を支持する有権者陣営との間のイデオロギー平均値の差、あるいは保守政党に反感を抱き進歩政党を支持する有権者陣営と、進歩政党に反感を抱き保守政党を支持する有権者陣営との間の感情平均値の差を測定する。両陣営間のスコア差によって、イデオロギー的あるいは感情的党派分裂の程度を測る。

[図2]は、2012年および2022年の韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派分裂をカーネル密度推定で図示し比較した結果である。左側のイデオロギー的党派分裂の横軸において、0は進歩的価値観への同意の最大値を、10は保守的価値観への同意の最大値をそれぞれ示す。右側の感情的党派分裂の横軸において、0は保守政党への反感の最大値を、10は進歩政党への反感の最大値をそれぞれ示す。0は保守政党好感度スコア（0-10）から進歩政党好感度スコア（0-10）を減算して得た「党派的感情スコア（-10-10）」を0-10に変換したものである。

[図2] 2012年および2022年韓国有権者の党派分裂：カーネル密度推定[5]

出典：イデオロギー的党派分裂：東アジア研究所2012年総選挙・大統領選挙パネル第7次調査設問1背景質問1および東アジア研究所2022年大統領選挙パネル第2次調査設問6背景質問。感情的党派分裂：東アジア研究所2012年総選挙・大統領選挙パネル第7次調査設問6-1-3および6-1-4、ならびに東アジア研究所2022年大統領選挙パネル第2次調査設問9-1および9-2。2012年のデータhttps://kossda.snu.ac.kr/ (アクセス日: 2022年4月24日).

イデオロギー的党派分裂は、2012年と比較して2022年にはリベラル派有権者が若干増加し、中道派有権者が減少し、保守派有権者が若干減少したと見られる。感情的党派分裂は、2012年と比較して2022年には保守派への反感が若干増加し、中立感情有権者が大幅に減少し、リベラル派への反感が若干増加したと見られる。過去10年間で感情的党派分裂およびイデオロギー的党派分裂が進展したことを確認できるが、両次元の党派分裂はいずれも二峰分布よりも一峰分布に近いことを否定し難い。視覚的に確認した韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派分裂は、二極化現象とはかけ離れているように見える。

[表3] 2012年および2022年韓国有権者の党派分裂：二峰性係数[6]

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[表3]は、2012年および2022年の韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派分裂を二峰性係数を計算して比較した結果である。イデオロギー的党派分裂の二峰性係数は2012年の0.336から2022年の0.418へと0.082増加し、感情的党派分裂の二峰性係数は2012年の0.345から2022年の0.372へと0.027増加したが、二峰分布の閾値である0.55には達していない。記述統計量で確認した韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派分裂は、二極化現象とはかけ離れているように見える。

[表4] 2012年および2022年韓国有権者の党派分裂：平均差[7]

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出典：政党支持：東アジア研究所2012年総選挙・大統領選挙パネル第6次調査質問9および東アジア研究所2022年大統領選挙パネル第1次調査質問9。残りは[図2]と同じ。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/（アクセス日：2022. 4. 24.）。

[表4]は、2012年と2022年の韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派分裂を、進歩政党支持有権者と保守政党支持有権者のイデオロギーと感情の平均差を比較した結果である。第一に、進歩政党支持有権者のイデオロギー平均は2012年の4.5から2022年の3.8へと0.7左に移動した一方、保守政党支持有権者のイデオロギー性向平均は2012年の7.0から2022年の6.9へと0.1左に移動した。進歩政党支持有権者と保守政党支持有権者のイデオロギー平均差は2012年の2.5から2022年の3.1へと0.6増加した。第二に、進歩政党支持有権者の感情平均は2012年の3.4から2022年の2.4へと1.0左に移動した一方、保守政党支持有権者の感情平均は2012年の6.8から2022年の7.7へと0.9右に移動した。進歩政党支持有権者と保守政党支持の感情平均差は2012年の3.4から2022年の5.3へと1.9増加した。第三に、無党派有権者の割合がイデオロギー的党派分裂の場合、2012年の35.8%から2022年の34.3%へと1.5%p減少し、感情的党派分裂の場合、2012年の35.3%から2022年の33.9%へと1.4%p減少したが、全有権者の3割を超える無党派の存在のため、有権者の政党支持分布は双峰分布に近づかない。進歩政党支持有権者と保守政党支持有権者のイデオロギーあるいは感情平均差の増加だけでは、イデオロギー的あるいは感情的党派分裂を二極化現象と判断するのは早計である可能性がある。[8]

② 韓国有権者の党派アライメント

イデオロギー的あるいは感情的党派アライメントを次の三つの方法で測定する。第一に、進歩政党支持有権者陣営あるいは保守政党支持有権者陣営のイデオロギーあるいは感情分布のカーネル密度推定を図示する。精密度は高くないが直感的判断を可能にする陣営有権者イデオロギーあるいは感情分布の可視化である。第二に、陣営有権者イデオロギーあるいは感情分布の重複係数（overlapping coefficient）を計算する。[9]

重複係数1は二つの陣営分布の完全な重複を、0は完全な分離をそれぞれ意味する。第三に、進歩政党を支持する有権者陣営のイデオロギー的あるいは感情的構成と保守政党を支持する有権者陣営のイデオロギー的あるいは感情的構成を比較する。進歩的価値に同意する有権者あるいは保守政党に反感を抱く有権者が進歩政党支持有権者に占める割合、および保守的価値に同意する有権者あるいは進歩政党に反感を抱く有権者が保守政党支持有権者に占める割合の増減で、イデオロギー的あるいは感情的党派アライメントの程度を測る。

[図3]は、2012年と2022年の韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派アライメントをカーネル密度推定で図示して比較した結果である。上段のイデオロギー的党派アライメントの横軸で0は進歩的価値への同意の最大値を、10は保守的価値への同意の最大値をそれぞれ示す。下段の感情的党派アライメントの横軸で0は保守政党への反感の最大値を、10は進歩政党への反感の最大値をそれぞれ示す。

イデオロギー的党派アライメントは、2012年と比較して2022年の進歩政党支持有権者構成において進歩的性向有権者の割合が増加した一方、中道および保守性向有権者の割合は減少したように見える。保守政党支持有権者構成において保守的性向有権者の割合は大きく変化しなかった一方、中道性向有権者の割合は増加し、進歩的性向有権者の割合は減少したように見える。陣営有権者構成の変化にもかかわらず、進歩政党支持有権者分布と保守政党支持有権者分布の間に相当な規模の重複を観測できるという点で、過去10年間でイデオロギー的党派アライメントが大きく進展したとは言い難いように思われる。

感情的党派分裂は、2012年と比較して2022年の進歩政党支持有権者構成において保守反感有権者の割合が大きく増加した一方、感情的中立および進歩反感有権者の割合は大きく減少したように見える。保守政党支持有権者構成において進歩反感有権者の割合は大きく増加した一方、中立感情および保守反感有権者の割合は大きく減少したように見える。陣営有権者構成の変化により、進歩政党支持有権者分布と保守政党支持有権者分布の間に重複規模の縮小を観測できるという点で、過去10年間で感情的党派アライメントが大きく進展したと言って差し支えないように思われる。視覚的に確認した韓国有権者のイデオロギー的党派アライメントは二極化現象とは距離があるように見えるが、韓国有権者の感情的党派アライメントは二極化現象に近づいているとの評価が可能である。

[図3] 2012年および2022年韓国有権者党派アライメント：カーネル密度推定[10]

[表5]は、2012年と2022年の韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派アライメントを重複係数を計算して比較した結果である。イデオロギー的党派アライメント重複係数は2012年の0.534から2022年の0.438へと0.096減少したが、その結果を二極化現象と呼ぶには、陣営有権者分布間の重複規模が相対的に大きいという点を否定し難い。感情的党派アライメント重複係数は2012年の0.245から2022年の0.096へと0.149減少し、陣営有権者分布間の重複規模が相対的に非常に小さくなったという点で、その結果を二極化現象と呼ぶことに不自然さはないように思われる。技術統計的に確認した韓国有権者のイデオロギー的党派アライメントは二極化現象とは距離があるように見えるが、感情的党派アライメントは事実上二極化現象に近づいたと評価するのが妥当であろう。

[表5] 2012年および2022年韓国有権者党派アライメント：重複係数[11]

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[表6] 2012年および2022年韓国有権者イデオロギー的および感情的党派アライメント：割合差[12]

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[表6]は、2012年と2022年の韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派的アライメントを、進歩政党支持層のイデオロギー的または感情的構成と保守政党支持層のイデオロギー的または感情的構成を比較した結果である。進歩的価値に同意する有権者または保守政党に反感を抱く有権者が進歩政党支持層に占める割合、および保守的価値に同意する有権者または進歩政党に反感を抱く有権者が保守政党支持層に占める割合の増減によって、イデオロギー的または感情的党派的アライメントの程度を測る。

イデオロギー的党派的アライメントを見ると、第一に、進歩政党支持層における進歩志向有権者の割合は2012年の40.5%から2022年の51.7%へと11.2%p増加した一方、保守政党支持層における保守志向有権者の割合は2012年の70.9%から2022年の67.1%へと3.8%p減少した。第二に、進歩政党支持層における保守志向有権者の割合は2012年の20.4%から2022年の12.8%へと7.6%p減少した一方、保守政党支持層における進歩志向有権者の割合は2012年の5.5%から2022年の2.5%へと3.0%p減少した。第三に、進歩政党支持層における中道志向有権者の割合は2012年の39.1%から2022年の35.5%へと3.6%p減少した一方、保守政党支持層における中道志向有権者の割合は2012年の23.6%から2022年の30.5%へと6.9%p増加した。進歩政党支持層において進歩志向有権者の割合が増加し、中道および保守志向有権者の割合が減少したことでイデオロギー的党派的アライメントの強度に一貫した上昇効果が見られた一方、保守政党支持層において進歩志向有権者の割合が減少したが、中道志向有権者の割合が増加し、保守志向有権者の割合が減少したことでイデオロギー的党派的アライメントの強度に一貫した上昇効果が見られたわけではなかった。

感情的党派的アライメントを見ると、第一に、進歩政党支持層における保守への反感を持つ有権者の割合は43.3%から2022年の71.8%へと28.5%p増加した一方、保守政党支持層における進歩への反感を持つ有権者の割合は2012年の44.6%から2022年の73.0%へと28.4%p増加した。第二に、進歩政党支持層における進歩への反感の割合は2012年の2.4%から2022年の0.3%へと2.1%p減少した一方、保守政党支持層における保守への反感を持つ有権者の割合は2012年の0.2%から2022年の0.6%へと0.4%p増加した。第三に、進歩政党支持層における中立感情を持つ有権者の割合は2012年の54.4%から2022年の27.9%へと26.5%p減少した一方、保守政党支持層における中立感情を持つ有権者の割合は2012年の55.2%から2022年の26.4%へと28.8%p減少した。進歩政党支持層において保守への反感を持つ有権者の割合が大幅に増加し、感情的中立の有権者の割合が大幅に減少したことで、感情的党派的アライメントの強度に一貫した上昇効果が観測された。保守政党支持層において進歩への反感を持つ有権者の割合が大幅に増加し、感情的中立の有権者の割合が大幅に減少したことで、感情的党派的アライメントの強度に一貫した上昇効果が観測された。過去10年間で感情的党派的アライメントは大きく進展しており、その結果を二極化現象と呼ぶことに支障はないと思われる。

要するに、過去10年間で韓国有権者の党派的分断および党派的アライメントは、イデオロギー的および感情的次元の両方で進展した。それにもかかわらず、有権者の政党支持分布がバイモーダル分布の様相とはかけ離れているという点で、どちらも二極化現象と呼ぶには難しいと思われる。イデオロギー的党派的アライメントの程度は、陣営の有権者分布間の重複が依然として相当な規模であるという点で二極化現象と呼ぶのは難しいが、感情的党派的アライメントの程度は、陣営の有権者分布間の重複がほとんど消滅したという点で二極化現象と呼ぶことに支障はないと思われる。

③ 韓国有権者の政治的二極化と投票選択

2012年と2022年の韓国大統領選挙パネル調査の結果を経験的対象として、有権者の党派的アライメントが実際に投票選択に影響を与えたかどうかを統計的に検証した。有権者の投票選択を従属変数とし、2012年統合民主党の文在寅候補選択モデル、2012年セヌリ党の朴槿恵候補選択モデル、2022年共に民主党の李在明候補選択モデル、2022年国民の力の尹錫悦候補選択モデルという4つのロジスティック多重回帰分析を試みた。各候補を選択した場合は1、選択しなかった場合は0として従属変数の値を付与した。[13]

イデオロギー的党派的アライメントは、進歩政党支持層のうちイデオロギー的傾向スコアが0以上4以下に該当する場合は-4、5に該当する場合は-3、6以上10以下に該当する場合は-2、無党派層のうちイデオロギー的傾向スコアが0以上4以下に該当する場合は-1、5に該当する場合は0、6以上10以下に該当する場合は1、保守政党支持層のうち0以上4以下に該当する場合は2、5に該当する場合は3、6以上10以下に該当する場合は4として、それぞれ説明変数の値を付与した。[14]進歩政党支持と進歩的価値の同意との連動（アライメント）レベルが高いほど負の値が大きくなり、保守政党支持と保守的価値の同意との連動レベルが高いほど正の値が大きくなる。

感情的党派的アライメントは、進歩政党支持層のうち党派的感情スコアが-10以上-4以下に該当する場合は-4、-3以上3以下に該当する場合は-3、4以上10以下に該当する場合は-2、無党派層のうち党派的感情スコアが-10以上-4以下に該当する場合は-1、-3以上3以下に該当する場合は0、4以上10以下に該当する場合は1、保守政党支持層のうち-10以上-4以下に該当する場合は2、-3以上3以下に該当する場合は3、4以上10以下に該当する場合は4として、それぞれ説明変数の値を付与した。[15]進歩政党支持と保守政党への反感との連動レベルが高いほど負の値が大きくなり、保守政党支持と進歩政党への反感との連動レベルが高いほど正の値が大きくなる。

統制変数は以下の通りである。第一に、世代変数については、30代未満有権者、30代有権者、40代有権者、50代有権者、60代以上有権者をそれぞれダミー変数として操作し、各世代に該当する場合は1、該当しない場合は0として変数値を付与した。[16]参照カテゴリは60代以上有権者である。第二に、地域変数については、ソウル圏有権者、仁川・京畿圏有権者、大田・忠北・忠南（2012年）あるいは大田・世宗・忠清（2022年）圏有権者、光州・全北・全南圏有権者、大邱・慶北圏有権者、釜山・蔚山・慶南圏有権者、江原・済州圏有権者をそれぞれダミー変数として操作し、各圏域に該当する場合は1、該当しない場合は0として変数値を付与した。[17]参照カテゴリは大邱・慶北圏有権者である。第四に、性別変数については、男性は1、女性は0として変数値を付与した。[18]第五に、学歴変数については、高校卒業以下は1、大学在学以上は0として変数値を付与した。[19]第六に、世帯収入変数については、2012年の場合、100万ウォン以下は1、100万ウォン以上200万ウォン未満は2、200万ウォン以上400万ウォン未満は3、400万ウォン以上500万ウォン未満は4、500万ウォン以上700万ウォン以下は5、700万ウォン以上は6としてそれぞれ変数値を付与し、2022年の場合、200万ウォン未満は1、200万ウォン以上300万ウォン未満は2、300万ウォン以上400万ウォン未満は3、400万ウォン以上500万ウォン未満は4、500万ウォン以上600万ウォン未満は5、600万ウォン以上700万ウォン未満は6、700万ウォン以上は7としてそれぞれ変数値を付与した。[20][表7]および[表8]は、それぞれ2012年および2022年の韓国大統領選挙候補選択モデルの記述統計を要約したものである。

[表7] 2012年韓国大統領選挙候補選択モデル記述統計要約

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観測数: 1,122.

[表8] 2022年韓国大統領選挙候補者選択モデル記述統計量要約

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観測数: 916.

[図4] 2012年韓国大統領選挙候補者選択モデルの回帰分析結果[21]

[図4]は2012年韓国大統領選挙候補者選択モデルの回帰分析結果である。左側の文在寅候補選択モデルでは、第一に、イデオロギー的党派的整合性が0.001水準で統計的に有意な負の効果を、感情的党派的整合性が0.05水準で統計的に有意な負の効果をそれぞれ示した。オッズ比で解釈すると、イデオロギー得点が1増加するごとに文在寅候補に投票する確率が約40%低下し、感情得点が1増加するごとに文在寅候補に投票する確率が約25%低下すると見なせる。第二に、60代以上の有権者と比較して、30代未満の有権者は0.01水準で統計的に有意な正の効果を、30代の有権者および40代の有権者は0.05水準で統計的に有意な正の効果をそれぞれ示した。オッズ比で解釈すると、60代以上の有権者を基準として、30代未満の有権者が文在寅候補に投票する確率は約2.8倍高くなり、30代の有権者および40代の有権者は約2.0倍高くなると見なせる。50代の有権者の効果は統計的に有意ではないことが明らかになった。第三に、大邱・慶北（テグ・キョンブク）地域有権者と比較して、大田・忠北・忠南（テジョン・チュンブク・チュンナム）地域有権者は0.05水準で統計的に有意な正の効果を、光州・全北・全南（クァンジュ・チョンブク・チョンナム）地域有権者は0.01水準で統計的に有意な正の効果をそれぞれ示した。オッズ比で解釈すると、大邱・慶北地域有権者を基準として、大田・忠北・忠南地域有権者が文在寅候補に投票する確率は約2.4倍高くなり、光州・全北・全南地域有権者が文在寅候補に投票する確率は約3.7倍高くなると見なせる。その他の地域有権者の効果は統計的に有意ではないことが明らかになった。性別、学歴、家計所得変数の結果は統計的に有意ではなかった。

右側の朴槿恵（パク・クネ）候補選択モデルでは、第一に、イデオロギー的党派的整合性が0.001水準で統計的に有意な正の効果を示したが、感情的党派的整合性は統計的に有意ではないことが明らかになった。オッズ比で解釈すると、イデオロギー得点が1増加するごとに朴槿恵候補に投票する確率が約1.7倍高くなると見なせる。第二に、60代以上の有権者と比較して、30代未満の有権者および30代の有権者は0.001水準で統計的に有意な負の効果を、40代の有権者は0.01水準で統計的に有意な負の効果をそれぞれ示した。オッズ比で解釈すると、60代以上の有権者を基準として、朴槿恵候補に投票する確率は30代未満の有権者の場合約78%、30代の有権者の場合約70%、40代の有権者の場合約65%低下すると見なせる。50代の有権者の効果は統計的に有意ではないことが明らかになった。第三に、大邱・慶北地域有権者と比較して、大田・忠北・忠南地域有権者は0.05水準で統計的に有意な負の効果を、光州・全北・全南地域有権者は0.01水準で統計的に有意な負の効果をそれぞれ示した。オッズ比で解釈すると、大邱・慶北地域有権者を基準として、大田・忠北・忠南地域有権者が朴槿恵候補に投票する確率は約63%低下し、光州・全北・全南地域有権者が朴槿恵候補に投票する確率は約74%低下すると見なせる。その他の地域有権者の効果は統計的に有意ではないことが明らかになった。性別、学歴、家計所得変数の結果は統計的に有意ではなかった。

[図5] 2022年韓国大統領選挙候補者選択モデルの回帰分析結果[22]

[図5]は2022年韓国大統領選挙候補者選択モデルの回帰分析結果である。左側の李在明（イ・ジェミョン）候補選択モデルでは、第一に、イデオロギー的党派的整合性は統計的に有意ではないことが明らかになり、感情的党派的整合性が0.001水準で統計的に有意な負の効果を示した。オッズ比で解釈すると、感情得点が1増加するごとに李在明候補に投票する確率が約58%低下すると見なせる。第二に、60代以上の有権者と比較して、30代未満の有権者は0.05水準で統計的に有意な正の効果を示した。オッズ比で解釈すると、60代以上の有権者を基準として、30代未満の有権者が李在明候補に投票する確率は約2.1倍高くなると見なせる。その他の世代の有権者の効果は統計的に有意ではないことが明らかになった。第三に、大邱・慶北地域有権者と比較して、光州・全北・全南地域有権者は0.05水準で統計的に有意な正の効果を、江原・済州（カンウォン・チェジュ）地域有権者は0.01水準で統計的に有意な正の効果をそれぞれ示した。オッズ比で解釈すると、大邱・慶北地域有権者を基準として、光州・全北・全南地域有権者が李在明候補に投票する確率は約3.3倍高くなり、江原・済州地域有権者が李在明候補に投票する確率は約5.4倍高くなると見なせる。その他の地域有権者の効果は統計的に有意ではないことが明らかになった。第四に、家計所得が0.05水準で統計的に有意な正の効果を示した。オッズ比で解釈すると、家計所得得点が1増加するごとに李在明候補に投票する確率は約10%増加すると見なせる。性別および学歴変数の結果は統計的に有意ではなかった。

右側の尹錫悦（ユン・ソンニョル）候補選択モデルでは、第一に、イデオロギー的党派的整合性は統計的に有意ではないことが明らかになり、感情的党派的整合性が0.001水準で統計的に有意な正の効果を示した。オッズ比で解釈すると、感情得点が1増加するごとに尹錫悦候補に投票する確率が約2.9倍高くなると見なせる。第二に、60代以上の有権者と比較して、30代未満の有権者は0.001水準で統計的に有意な負の効果を示した。オッズ比で解釈すると、60代以上の有権者を基準として、30代未満の有権者が尹錫悦候補に投票する確率は約79%低下すると見なせる。その他の世代の有権者の効果は統計的に有意ではないことが明らかになった。第三に、大邱・慶北地域有権者と比較して、統計的に有意な効果を示した地域有権者はいないことが明らかになった。性別、学歴、家計所得変数の結果は統計的に有意ではなかった。

要するに、2012年韓国大統領選挙ではイデオロギー的党派的整合性が有権者の投票選択を左右したとすれば、2022年大統領選挙では感情的党派的整合性が有権者の投票選択を左右した。イデオロギー的党派的整合性が文在寅候補選択に及ぼした影響の大きさは回帰係数値で-0.508であり、朴槿恵候補選択に及ぼした影響の大きさは回帰係数値で0.581であったのに対し、感情的党派的整合性が李在明候補選択に及ぼした影響の大きさは回帰係数値で-0.859であり、尹錫悦候補選択に及ぼした影響の大きさは回帰係数値で1.074であった。過去10年間で党派的整合性が有権者の選択に及ぼした影響の規模が非常に大きくなっただけでなく、その性格が「党派・イデオロギー連動（partisan-ideological alignment）」から「党派・感情連動（partisan-affective alignment）」へと大きく変化したことを確認できる。

韓国の大統領選挙において、有権者の候補者選択を決定する党派的要因の重心がイデオロギー的党派的整合性から感情的党派的整合性へと移動したという事実は、韓国民主主義の質的変化と関連して深刻な含意を持つ。有権者の感情的党派的整合性の強度の増加は、韓国民主主義の質的発展に否定的な影響を与える可能性が高いためである。

[図6]は、2021年38カ国OECD加盟国の政治的二極化の程度と自由民主主義水準の相関を可視化した結果である。前者は「社会がどれほど敵対的な政治陣営に二極化したか」に関する専門家評価を最小値0から最大値4の間で示した「政治的二極化（political polarization）」スコアを使用し、後者は「自由民主主義指数（liberal democracy index）」を使用した。[23] 有権者のイデオロギー的二極化のレベルが低く、感情的二極化のレベルが高い場合、前者が持つ民主主義に対する建設的な効果を後者が持つ民主主義に対する破壊的な効果が相殺し、民主主義の後退リスクが発生する蓋然性を高めるというこの研究の仮説は、経験的な妥当性を持つことが明らかになった。政治的二極化スコアが1増加すると、自由民主主義指数が0.1減少する効果を持つのである。実際にイタリアを除き、政治的二極化スコアが3以上を記録した国々の中で、メキシコ、コロンビア、トルコ、ポーランド、ハンガリーは事実上民主主義の崩壊を経験し、米国とスロベニアは民主主義の後退を経験している（Boese et al., 2022）。

[図6] 2021年OECD加盟国 政治的二極化と自由民主主義の相関[24]

要するに、感情的党派的整合性が有権者の投票選択に強い影響を与えたという事実を確認した2022年大統領選挙は、今後の政治的二極化の効果が韓国民主主義の質的発展に建設的であるよりも破壊的である可能性が高いことを示唆する。韓国民主主義の質的変化と関連して、有権者党派的整合性に注目すべき理由はここにある。

4. 結論

この研究は、有権者の政治的二極化にはイデオロギー的二極化と感情的二極化の二つの次元があり、民主主義の質的発展に対して前者は建設的な効果を、後者は破壊的な効果があると指摘した。陣営間の異質性の増加に注目し、党派的分断の進展によって有権者の政治的二極化を把握する方法と、陣営内の同質性の増加に注目し、党派的整合性の進展によって有権者の政治的二極化にアプローチする方法があると提示した。

2012年および2022年韓国大統領選挙パネル調査結果を経験的対象として、有権者の政治的二極化が民主主義の発展および投票選択に及ぼした影響と関連する理論的仮説を検証した結果、以下の内容を発見した。第一に、韓国有権者のイデオロギー的および感情的党派的分断は過去10年間で進展があったが、その水準が有権者の政党支持分布を双峰分布に変化させる程度ではなかった。第二に、韓国有権者のイデオロギー的党派的整合性は過去10年間で進展があったが、その水準がリベラル政党支持有権者陣営と保守政党支持有権者陣営の重なり合う規模を消滅させる程度ではなかった。韓国有権者の感情的党派的整合性は過去10年間で大きな進展があり、その水準がリベラル政党支持有権者陣営と保守政党支持有権者陣営の重なり合う規模を事実上消滅させる程度に達した。過去10年間で進展した韓国有権者の政治的二極化は、感情的党派的整合性現象からその経験的証拠を見出すことができる。

2012年大統領選挙ではイデオロギー的党派的整合性が有権者の候補者選択に強い影響を与えた。有権者のリベラル政党支持とリベラル価値への同意との連動レベルが高いほどリベラル政党候補に投票する確率が高くなり、有権者の保守政党支持と保守価値への同意との連動レベルが高いほど保守政党候補に投票する確率が高くなった。2022年大統領選挙では感情的党派的整合性が有権者の候補者選択に強い影響を与えた。有権者のリベラル政党支持と保守政党への反感との連動レベルが高いほどリベラル政党候補に投票する確率が高くなり、有権者の保守政党支持とリベラル政党への反感との連動レベルが高いほど保守政党候補に投票する確率が高くなった。過去10年間で韓国有権者の投票選択を左右する政治的要因は、イデオロギー的党派的整合性から感情的党派的整合性へと転換したという事実を発見した。

イデオロギー的党派的整合性の効果が低下し、感情的党派的整合性の効果が上昇した2022年大統領選挙の結果は、有権者の政治的二極化が韓国民主主義の質的発展に否定的な影響を及ぼす蓋然性を強く示唆する。韓国民主主義の質的発展に関心を持つ研究者が、今後の有権者党派的整合性の進展に継続的に注目する必要があるのはこのためである。■

参考文献

Boese, Vanessa A., Nazifa Alizada, Martin Lundstedt, Kelly Morrison, Natalia Natsika, Yuko Sato, Hugo Tai, and Staffan I. Lindberg. 2022. Autocratization Changing Nature? Democracy Report 2022. Gothenburg: Varieties of Democracy Institute (V-Dem).

Druckman, James N., Samara Klar, Yanna Krupnikov, Matthew Levendusky, and John Barry Ryan. Forthcoming. “(Mis)estimating Affective Polarization.” Journal of Politics.

Fiorina, Morris P. 2017. Unstable Majorities: Polarization, Party Sorting, and Political Stalemate. Stanford: Hoover Institute Press.

Freeman, Jonathan B. and Rick Dale. 2013. “Assessing Bimodality to Detect the Presence of a Dual Cognitive Process.” Behavior Research Methods 45(1):83-97.

Levendusky, Matthew S. and Jeremy C. Pope. 2011. “Red States vs. Blue States: Going Beyond the Mean.” Public Opinion Quarterly 75(2): 227-248.

Levendusky, Matthew. 2009. The Partisan Sort: How Liberals Became Democrats and Conservatives Became Republicans. Chicago: University of Chicago Press.

Mason, Lilliana. 2018. Uncivil Agreement: How Politics Became Our Identity. Chicago: University of Chicago Press.

McCoy, Jennifer and Murat Somer. 2019. Toward a Theory of Pernicious Polarization and How It Harms Democracies: Comparative Evidence and Possible Remedies.” The ANNALS of the American Academy of Political and Social Science 62(1): 234-271.

Schmid, Friedrich and Axel Schmidt. 2006. “Nonparametric Estimation of the Coefficient of Overlapping: Theory and Empirical Application.” Computational Statistics and Data Analysis 50: 1583-1596.

Somer, Murat, Jennifer L. McCoy, and Russell E. Luke. 2021. “Pernicious Polarization, Autocratization and Opposition Strategies.” Democratization 28(5): 929-948.

Stavrakakis, Yannis. 2018. “Paradoxes of Polarization: Democracy’s Inherent Division and the (Anti-) Populist Challenge.” American Behavioral Scientist 62(1): 43-58.

[1] 以下で使用するデータは、東アジア研究所2012年総選挙・大統領選挙パネル調査第1～7次および東アジア研究所2022年大統領選挙パネル調査第1～2次調査結果を活用する。前者は2012年3月から12月にかけて実施され、後者は2022年1月から3月にかけて実施された。2012年のデータは韓国社会科学データセンターで提供されている（「https://kossda.snu.ac.kr/ アクセス日: 2022. 4. 24.）。

[2] 選挙の競合度は、その値を反転させて表示した。

[3] 東アジア研究所大統領選挙パネル調査は2007年から開始したため、比較可能な2002年大統領選挙関連データは入手できない。

[4] 双峰度係数（bimodality coefficient: BC）は次のように計算する。

sは分布の歪度（skewness）、kは超過尖度（excess kurtosis）、nは標本サイズを意味する（Freeman and Dale, 2013）。

[5] イデオロギー的党派的分断：0はリベラル価値への同意、10は保守価値への同意の最大値を示す。感情的党派的分断：0は保守政党への好感度スコア（0-10）からリベラル政党への好感度スコア（0-10）を減算して得た党派的感情スコア（-10-10）を0-10に変換した。0は保守政党への反感の最大値を、10はリベラル政党への反感の最大値をそれぞれ示す。

[6] [図2]と同じ出典である。

[7] 「無党派」： 「支持する政党なし（2012年調査）」あるいは「好感する政党なし（2022年調査）」に該当する有権者を意味する。

[8] 米国の場合、民主党支持有権者、共和党支持有権者、無党派有権者の比率がそれぞれ2012年46%、39%、14%、2016年46%、39%、15%、2020年46%、42%、12%であることを考慮すると、韓国無党派有権者の規模が相対的に大きいことを確認できる（American National Election Studies 「https://electionstudies.org/resources/anes-guide/top-tables/?id=22 アクセス日: 2022. 4. 24.).

[9]重複度係数（overlapping coefficient: OC）は次のように計算される。

f(x)は保守政党支持者のイデオロギーまたは感情の分布、d(x)は進歩政党支持者のイデオロギーまたは感情の分布を意味する（Schmid and Schmidt, 2006）。

[10] [表4]と同じ出典である。

[11] [図2]と同じ出典である。

[12] [表4]と同じ出典である。分類基準は以下の通りである。進歩的傾向：‘イデオロギー的傾向’スコア0以上4以下に該当する有権者；中道傾向：‘イデオロギー的傾向’スコア5に該当する有権者；保守的傾向：‘イデオロギー的傾向’スコア6以上10以下に該当する有権者。保守的反感：党派的感情スコア-10以上-4以下に該当する有権者；中立的感情：党派的感情スコア-3以上3以下に該当する有権者；進歩的反感：党派的感情スコア4以上10以下に該当する有権者。

[13] 東アジア研究院2012年総選挙大統領選挙パネル第7次調査質問1および東アジア研究院2022年大統領選挙パネル第2次調査質問2。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/ (アクセス日: 2022. 4. 24.).

[14] 東アジア研究院2012年総選挙大統領選挙パネル第7次調査質問1背景および東アジア研究院2022年大統領選挙パネル第2次調査質問6背景。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/(アクセス日: 2022. 4. 24.).

[15] 東アジア研究院2012年総選挙大統領選挙パネル第7次調査質問6-1-3および6-1-4、ならびに東アジア研究院2022年大統領選挙パネル第2次調査質問9-1および9-2。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/(アクセス日: 2022. 4. 24.).

[16] 東アジア研究院2012年総選挙大統領選挙パネル第1次調査質問1背景および東アジア研究院2022年大統領選挙パネル第1次調査質問3背景。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/ (アクセス日: 2022. 4. 24.).

[17] 東アジア研究院2012年総選挙大統領選挙パネル第1次調査質問3背景および東アジア研究院2022年大統領選挙パネル第1次調査質問1背景。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/ (アクセス日: 2022. 4. 24.).

[18] 東アジア研究院2012年総選挙大統領選挙パネル第1次調査質問1背景および東アジア研究院2022年大統領選挙パネル第1次調査性別判断結果。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/ (アクセス日: 2022. 4. 24.).

[19] 東アジア研究院2012年総選挙大統領選挙パネル第1次調査質問6背景および東アジア研究院2022年大統領選挙パネル第1次調査質問5背景。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/ (アクセス日: 2022. 4. 24.).

[20] 東アジア研究院2012年総選挙大統領選挙パネル第1次調査質問11背景および東アジア研究院2022年大統領選挙パネル第1次調査質問7背景。2012年資料https://kossda.snu.ac.kr/ (アクセス日: 2022. 4. 24.).

[21]観測数: 1,122、文在寅候補選択モデル対数尤度: -414.04、朴槿恵候補選択モデル対数尤度: -406.87。

[22]観測数: 916、李在明候補選択モデル対数尤度: -300.38、尹錫悦候補選択モデル対数尤度: -296.06。

[23] V-Dem dataset version 12 (https://www.v-dem.net/vdemds.html アクセス日: 2022. 4.24.).

[24] V-Dem dataset version 12 (https://www.v-dem.net/vdemds.htmlアクセス日: 2022. 4.24.). 実線は回帰線、陰影部分は95%信頼区間をそれぞれ示す。

■ 著者: 金正_北朝鮮大学院大学准教授。イェール大学政治学博士。延世大学国際学大学院客員教授、アジア民主主義研究ネットワーク地域コーディネーター、国防部および国防情報本部政策諮問委員として活動している。東京大学大学院総合文化研究科招聘研究員、東アジア研究院主任研究員、慶南大学極東問題研究所責任研究員を歴任した。比較政治制度、比較政治経済、南北朝鮮関係、東アジア国際関係などの研究分野に関心がある。「South Korean Democratization: A Comparative Empirical Appraisal」(2018)、「民主憲政国家の法律生産能力：韓国分店政府の事例」(2020)、「働く国会、話す国会、対立する国会：国会不信のマクロ的結果とミクロ的基礎」(2020)、「コロナ19防疫政策の成功条件：韓国事例の比較研究」(2021)、「憲法の失敗、司法部の失敗、大統領の失敗：司法部を正すリーダーシップを発揮せよ」(2022)などの論文を発表した。

■ 担当・編集: チョン・ジュヒョン_EAI研究員

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