环境管制与厂商生产力

1、環境管制與廠商生產力曾美萍 國立中正大學國經所博士班與正修科技大學國企系講師，e-mail:pyng.tw。 劉錦添 國立台灣大學經濟系特聘教授，e-mail:liujt.tw。摘 要本研究透過正式和非正式環境管制對廠商防治污染支出的影響，再進一步探討環境管制與廠商生產力的關係。Porter (1990, 1991) 認為嚴格的環境管制將促使廠商追求更乾淨的生產技術，並積極從事創新活動以使其競爭力提升，因此環境管制將有利於提高廠商的生產力。隨著國民所得的提高，台灣環保意識高漲，面對日趨嚴峻的環境管制，廠商必須調整其既有的生產模式，以降低污染，為了符合管制政策的要求，廠商的防治污染支出將會受到影

2、響，而廠商的生產力將會因此降低或反而提高？是本研究的重點。本研究分別採用兩套資料進行實證，一套是1998年至2003年經濟部工廠校正暨營運調查個別廠商資料，另一套則是2000年至2005年環保署環保支出統計調查個別廠商和台灣經濟新報企業財務調查上市上櫃公司的合併資料。我們將這兩套資料分別合併各縣市統計指標，並以兩階段最小平方法進行實證。在第一階段估計，以防治污染支出比例和防治污染投資比例作為廠商的防治污染支出變數，並採用縣市別的正式和非正式管制作為工具變數來估計廠商的防治污染支出，其中，以環保稽查次數作為正式管制指標，對廠商的防治污染支出有顯著的正向影響；以縣市別的民眾陳情件數、家庭可支配所得

3、、教育水準和人口密度作為非正式管制指標，民眾陳情件數、教育水準和家庭可支配所得對廠商的防治污染支出有正向影響，而人口密度則對廠商的防治污染支出有負向影響。我們利用第一階段的預測防治污染指標作為環境管制代理變數，進一步檢視環境管制對廠商生產力的影響。實證顯示，不論是以預測防治污染支出比例或預測防治污染投資比例作為環境管制變數，環境管制對製造業工廠的勞動生產力和總要素生產力均有顯著的正向影響效果，廠商在面對環境管制而改善其污染的同時，生產力也提升了，傾向支持Porter假說。關鍵詞：環境管制、正式管制、非正式管制、防治污染支出、勞動生產力、總要素生產力、兩階段最小平方法一、前言環境管制一向被批評為

4、不僅會增加廠商的生產成本，而且會降低廠商的競爭力。在面對環境管制政策時，廠商的防治污染成本除了可以衡量的防治污染操作成本和資本支出外，還有一些難以衡量的防治污染成本，例如生產過程改善的設計成本、管理成本等，造成廠商的真實防治污染成本難以正確的衡量。而在環境管制政策下，廠商必須改變其利潤極大下的最適生產決策，當管制越多和越嚴峻時，廠商面對未來管制政策的不確定性將提高，廠商有誘因去增購新穎的防治污染設備、改善生產流程、研發新生產技術或開發新產品，以符合環境管制政策的要求，因此，環境管制讓廠商的生產決策產生變化，廠商也必須調整其既有的生產模式，以符合正式環境管制的規範和檢查。除此之外，廠商也面臨非正

5、式環境管制的壓力，非正式管制的表現形式，從社區民眾的圍廠抗爭、示威遊行到環境公害的陳情申訴等社區壓力，均會對廠商的污染行為產生無形的壓力，是廠商從事生產活動時，除了考量一般的生產要素之外，必須權衡的另一類資源使用要素，而這也使得廠商在面對環境污染懲罰壓力下，必須調整其最適的污染水準。不論是正式或非正式的環境管制，不僅會增加廠商的生產和營運成本，還可能會降低廠商的市場競爭力，換言之，環境政策對產業或廠商的競爭力存在負面的影響效果。但是Porter (1990,1991)有不同的看法，他認為廠商在面對環境管制需求而降低環境污染時，可採取兩種方式因應，一是在生產製程的末端加裝污染處理設備(end-o

6、f-pipe or secondary treatment)，另一個則是改善整體生產流程。前者將增加廠商的營運成本，導致生產力下降，而後者則可能在製程的改變而減少能源的耗損、提高產品品質或開發新型產品，因而產生創新的效果，並提升其競爭力。因此，Porter認為環境管制將促使廠商追求更乾淨的生產技術，採用更新穎的生產設備，除了消極的符合環境管制的要求，廠商更因此積極從事創新活動，環境管制將有利於提高廠商的生產力，這也就是所謂的Porter假說。隨著國民所得水準的提高，台灣環境保護意識逐漸高漲，環境保護不只是社會問題或經濟議題，更是國家永續生存的大業。台灣自1970年代以來，陸續制定水防治污染法(

7、1974年)、廢棄物清理法(1974年)、空氣防治污染法(1975年)、噪音管制法(1983年)等環境保護的法規，是屬於正式環境管制。另一方面，這二三十年來，民間對環保事件的抗爭也層出不窮，例如，貢寮居民對核四建廠的抗爭行動、後勁居民對中油興建五輕裂油廠的圍廠、高雄中油廠漏油事件對附近漁民的賠償、台塑汞污泥事件、以及最近大發工業區的毒氣外洩事件等等，這些事件中受到傷害的當地居民藉由圍廠抗爭、賠償要求、抵制污染廠商產品等的抗爭行動，均是透過製造壓力和爭取社會輿論重視來和廠商進行談判，以達到要求廠商改善和減少污染的目的，是屬於體制外的非正式管制。在面對日趨嚴峻的環境管制標準和民眾環保意識抬頭，廠商

8、必須調整其既有的生產模式，降低污染排放量，以符合法定的環保標準，另一方面，在利潤極大的考量下，廠商需在守法成本、懲罰罰款和社會壓力之間作決策，而最適污染量的決策將改變廠商的防治污染成本。本文的研究目的，除了探討正式和非正式環境管制對廠商防治污染支出的影響，更想了解環境管制對廠商生產力的影響。台灣製造業工廠座落在不同縣市，各縣市的環境管制執行情況並不相同，我們嘗試以縣市別水準的數據作為廠商所面對的環境管制嚴格程度，以探討環境管制對廠商在防治污染支出的影響。此外，台灣許多上市上櫃公司擁有多家工廠，這些工廠分別座落在不同的縣市，所面對的環境管制縱使有所差異，但卻是屬於相同的企業，有著相同的營運管理政

9、策和模式，這些屬於上市上櫃公司的工廠，是否因為屬性的不同而有和其他工廠的防治污染支出有所不同，也是我們的另一個研究課題。我們利用兩階段最小平方法(2LSL, two-stage least square method )進行實證，先透過防治污染支出和生產力的估計，再進一步檢視防治污染支出對生產力的影響，分別採用兩套資料進行實證，一套是1998年至2003年經濟部工廠校正暨營運調查資料，由這套資料探討台灣製造業工廠的防治污染對其生產力的影響；另一套資料則是環保署環保支出統計調查和台灣經濟新報上市上櫃企業財務調查資料，在這套資料中，我們利用環保支出統計調查資料將工廠區分為是否為上市上櫃公司的工廠，

10、並將它和上市上櫃企業財務調查予以合併，據以探討2000年至2005年台灣上市上櫃公司的防治污染和生產力間的關係。由於廠商的真實防治污染支出，除了可以衡量的環保支出外，尚有難以正確衡量的成本，而且防治污染支出也存在內生性的問題，因此在第一階段的估計，我們以工具變數法估計廠商的防治污染支出，以廠商的防治污染支出比例和防治污染投資比例作為廠商的防治污染支出，以正式、非正式環境管制的代理變數和廠商特性作為工具變數，包括工廠座落地點所屬的縣市別環保稽查次數的正式環境管制，以及民眾對公害的陳情件數、家庭可支配所得和人口密度等非正式環境管制指標。兩套資料均顯示環保稽查正式管制對廠商的防治污染支出有顯著的正向

11、影響，亦即正式管制對防治污染有顯著的正向影響。非正式管制方面，縣市別民眾的陳情件數對廠商的的防治污染支出、教育水準和所得水準對防治污染有顯著的正向影響，而人口密度越高的地區，廠商的防治污染支出則越低。我們進一步探討環境管制對廠商的防治污染是否因工廠的屬性不同而有所差異，研究發現，屬於上市上櫃公司的工廠平均而言有較多的防治污染支出水準，而環境稽查對上市上櫃公司工廠的污防支出影響效果低於對非上市上櫃公司工廠的影響，此外，民眾陳情對上市上櫃公司工廠的污防支出影響效果也低於對非上市上櫃公司工廠的影響，這個現象相當有趣，亦即，環境稽查和民眾陳情對於防治污染支出的影響效果會因廠商是否屬於上市上櫃公司而有所

12、不同，對於上市上櫃公司的工廠而言，它們雖有較多的防治污染支出，但環境管制對他們的防治污染支出影響卻是較小的。第二階段的估計上，我們以勞動生產力和總要素生產力作為生產力指標，並利用第一階段所得到防治污染支出預測值作為環境管制的代理變數，進行環境管制與生產力關係的探討。由於第二套資料中，環保支出統計調查是工廠別資料，而上市上櫃企業財務調查是公司別資料，為了將工廠別資料轉換為公司別資料，我們根據全國商工登記資料公示查詢系統，逐一查詢台灣上市上櫃企業的個別工廠分別座落在哪一個縣市，統計出上市上櫃公司在各個縣市的工廠家數，利用第一階段所估計的工廠別防治污染支出預測值來推算上市上櫃公司的總防治污染支出。實

13、證顯示：環境管制對於勞動生產力和總要素生產力有顯著的正向影響。不論是以防治污染支出比例或防治污染投資比例為環境管制指標，環境管制對勞動生產力和總要素生產力均有正向的影響。此外，對上市上櫃企業而言，環境管制對總要素生產力均有顯著的正向影響。兩套資料的實證結果均顯示，嚴格的環境管制對廠商生產力有顯著的正向影響，傾向支持Porter假說。本研究利用兩套個別廠商資料進行實證，並結合正式管制和非正式管制指標，這是過去國內甚至亞洲國家少見的資料。本文的第二部分是文獻探討，第三部分是計量模型，第四部分是資料說明，第五部分則是實證結果，最後是結論。二、文獻探討根據本文的研究主題，將文獻分成兩部分說明，第一部分

14、文獻是關於正式和非正式環境管制對廠商的影響，第二部分是關於環境管制和廠商生產力之關係。(一) 正式管制與非正式管制正式環境管制(formal environmental regulations)是政策部門為改善環境品質而制定的規範，包括制定廢氣廢水的排放標準、設立定點環保監視系統、定期或不定期的環保稽查、生產技術標準、污染稅得徵收等。正式環境管制係透過公權力來達到減少環境污染的目的，有時市場因素或經濟規模的考量，使正式環境管制的成效不彰，例如不易找到替代能源或替代能源價格昂貴，目標利潤極大的廠商可能寧可繳交污染稅或進行污染許可交易，也不調整生產模式或設備。相較於正式管制，非正式環境管制(inf

15、ormal environmental regulations)是屬於體制外的監督，例如社區居民對環境公害的申訴和陳情情形、民眾對環境污染的抗爭、環保團體對廠商的觀感、社會輿論的壓力、拒買廠商產品的訴求等等，都是非正式的環境管制，也是除了政府體制內的執法外，廠商無法輕忽的監督。此外，社區居民的所得水準、教育水準、就業率等，也會對廠商的運作形成一股壓力，當正式管制效果不彰時，非正式管制提供了另一個管道促使廠商重視防治污染。文獻上大多探討正式和非正式環境管制對廠商污染排放量的影響，然而，污染排放量不僅受到正式和非正式環境管制的影響，污染排放量的多寡也和防治污染成本的高低息息相關。廠商為了達到政策所

16、制定的環境管制標準、符合環保稽查行動，以及滿足工廠座落地點社區居民對環境的要求，必須減少廢氣、廢水的排放量和廢棄物數量，否則將受到執法單位的處罰、繳交污染稅，以及社區居民的抗爭和要求賠償。在利潤最大的考量下，廠商必須調整其既定的生產模式、防治污染設備的配置和對生產要素需求型態，不僅要達到環境管制標準免於被處罰，也需面對工廠週邊居民抗爭壓力，在在顯示不論是正式或非正式管制，環境管制不僅使廠商的生產模式受到影響，廠商在管理層面也受到相當的衝擊，這些影響和衝擊或將改變廠商的污染排放量，也因而影響其防治污染成本。正式環境管制是屬於體制內的管制，係透過公權力來達到減少環境污染的目的，有關正式環境管制的文

17、獻主要著重在討論環保稽查行動對降低廠商污染量的效果、環境稽查與廠商守法行為的關係，以及稽查行動對廠商決策的影響。在研究對象上，正式環境管制的研究大多以已開發國家，並且以造紙和鋼鐵等高污染密集的廠商為主要對象，這可能是已開發國家在有較多的資源可運用在正式管制方面，而且執行效果也比開發中國家來得有效率。Magat and Viscusi (1990)探討政府稽查行動對降低廠商污染排放量的成效，他們以1982-1985年美國77家造紙廠為研究對象，考慮政府稽查行動和防治污染措施之間有時間落後關係，在水污染排放量的迴歸式中採用落後期的稽查指標，並以落後期的排放量作為衡量廠商投資防治污染設備的代理變數。

18、實證顯示，稽查行動確實對廠商產生嚇阻效果(deterrent effect)，換言之，稽查行動有助於降低污染量。Laplante and Rilstone (1996) 和Nadeau (1997)探討政府稽查行動和廠商守法行為之關係，均將政府稽查行動視為一項內生變數。Laplante and Rilstone (1996)認為執法者並非隨機地選擇稽查對象，曾接受過稽查的廠商再度受到稽查的機率較小，改變產能的廠商受到稽查的機率較大，作者以1985-1990年加拿大造紙廠資料，以工具變數法估計廠商接受稽查的預期機率，再分析污染排放量的決定，實證發現，廠商實際接受稽查的機率越高，自行申報的污染排放

19、量會明顯降低。Nadeau(1997)則以1979-1989年間，美國175家造紙廠資料進行實證，採用兩階段估計，第一階段先以Poisson模型估計執法活動的估計值，再以估計值進行第二階段存活模型的估計，探討，廠商持續違法的時間因素。研究結果顯示，在管制較嚴格的州，廠商違法時間較短，而規模較大廠商的違法時間明顯較長，亦即守法的規模經濟效果並不存在。Dion, Lanoie and Laplante (1998)認為執法者應考量稽查行動對當地就業的影響，以及違法者對環境污染的影響，他們同樣是以1985-1991年加拿大造紙廠資料進行分析，利用Probit模型估計廠商受到稽查的機率，發現污染程度嚴

20、重的廠商受到環保單位稽查的機率較高，設廠在失業率較高地區的廠商，受到稽查的機率則明顯較低。Dasgupta, Hettige, and Wheeler (1997) 探討管制對墨西哥環境績效的影響，除了強調廠商本身的管理策略，包括對環境績效的努力程度和採用的管理策略型態，對環境績效的影響，並且檢視管制執行、經理人教育程度和經驗和員工教育程度對環境績效的影響，作者們以1994年236家工廠為對象，利用兩階段最小平方法進行實證，稽查行動確實對廠商產生壓力，有受到稽查經驗的廠商顯著地比競爭對手乾淨，員工教育程度對環境績效得努力有正向影響。Deliy and Gray(1991)、Gray and D

21、eliy (1996)和Gray and Shadbegian (2000)均探討政府執法決策和廠商守法行為關係。Deliy and Gray(1991)以1976-1986年美國49家鋼鐵廠的為研究對象，利用聯立模型探討環保署的執法行動與廠商結束營運的決策行為，實證結果顯示，規模較大或傾向關廠的廠商，執法單位進行稽查的機率較低，而廠商若預期將面臨較多稽查行動，決定關廠的可能性也較大。Gray and Deliy (1996)進一步同時分析政府稽查行動與廠商的守法行為和關廠決策，他們以1977-1986年美國鋼鐵廠為對象，利用兩階段工具變數法進行實證，研究顯示，廠商過去的的守法表現會影響政府採

22、區稽查行動的機率，而污染排放量越多，受到稽查的機率也越高。Gray and Shadbegian (2000)分析稽查行動和廠商守法行為，以1979-1990年美國116家造紙廠為對象，考慮稽查行動有內生性問題，作者以稽查變數的落後期和稽查變數落後期的預測值，來解決內生性問題，實證顯示，前兩年稽查次數較多的廠商，違法的機率較高，而且規模較大公司對政府例行性的檢查會採取比較忽視的態度，而對具有懲罰性的稽查行動較為警覺，守法的意願也較強。一般認為開發中國家的廠商守法比率相當低，廠商基於利潤最大的考量，會在守法成本和污染罰款之間作選擇，由於開發中國家的執法單位大多有經費預算的限制，導致正式管制的執行

23、效果不顯著，廠商不守法的情形是相當普遍的。近年來中國經濟體的快速成長，環境品質的惡化也伴隨而來，中國人民大會於1979年通過試用環境保護法(EPL, Environmental Protection Law)，並於1989年正式頒布，伴隨該法而來的污染稅徵收規定，則分別於1982年和1992年制定與修訂，希冀藉由訂定污染排放的法定標準、制定污染稅的徵收規定，以控制日益惡化的環境品質。中國污染稅的課徵是以提升週遭環境品質的基本水準所設計的，而該項水準和中國的經濟、社會和技術發展息息相關。世界銀行研究報告有一系列關於中國正式環境管制效果的文獻，學者們紛紛就中國環境管制執行、污染稅徵收和環境污染改善

24、等議題進行研究。其中，Dasgupta, Huq, and Wheeler (1997)探討廠商守法和政府執法的決定因素，他們以1993年中國328家工廠的廢水資料，利用Probit模型和Tobit模型分別估計守法和執法方程式，其中，守法方程式是估計廠商的守法機率，而執法是以廢水稅的徵收為代理變數，實證顯示，污水排放越多的工廠守法的機率較低，而國營企業、廠齡大工廠也越不守法。而考慮污染稅的徵收稅率，污水排放越多的工廠所繳交的污染稅率較高，而國營、廠齡久和小規模工廠，所繳交的污染稅率也比較高。Wang and Wheeler (2000)認為開發中國家管制政策的施行和當地經濟發展、實際的環境品質

25、有很強的關連，他們將經濟發展、環境品質、管制和工業污染作連結，同樣也是以中國1993年製造業工廠橫斷面資料，在經濟發展和正式管制的關係方面，他們估計廠商的污染課稅方程式，以污染稅率作為正式管制代理變數，以民眾陳情作為經濟發展指標根據Dasgupta and Wheeler (1996)的研究結果，教育程度和所得水準對民眾陳情有顯著的正向關係。，發現民眾陳情對空氣污染稅的徵收有顯著的影響，但在水污染方面則無影響；此外，作者藉由估計污染密集度方程式，探討週遭環境品質對污染稅之徵收的影響，研究發現，週遭環境品質確實對污染稅的徵收有重要的影響，在污染較嚴重地區，空氣和水的污染稅率明顯的較高。Dasgu

26、pta, et al (2001)認為污染稅的徵收是決策當局採取環境管制的重要支柱，除了考慮污染稅，同時也分析稽查執行對環境績效的影響。作者們認為不守法廠商對於受到懲罰的預期決定於受到稽查的機率和污染徵收的費率，以1993-1997年中國鎮江(Zhenjing)地區的製造業工廠為對象，考慮稽查的內生性問題，利用一般動差法(GMM)估計污染方程式，實證結果顯示，污染者的環境績效主要取決於政府的稽查行動，污染稅的徵收並不是最重要的因素，此外，民眾的陳情抱怨對稽查有顯著的影響效果，在給定稽查的對污染的影響效果下，民眾陳情對污染的控制有顯著的正向影響。Wang et al (2002)進一步探討中國地

27、方政府執行污染稅的課徵制度的議題，他們認為污染稅的課徵有兩個面向的討論空間，包括執行活動的內生性和不完全，而這跟廠商和當地政府的協議能力有關。作者同樣是以1993-1997年中國鎮江地區的製造業工廠為對象，以一般動差法估計廠商水污染稅的支出方程式，實證顯示，當稽查次數增加1%，污染稅的支出比例會減少0.04%，曾經歷環境意外事件、環保抗爭或民眾陳情的廠商，支付較多污染稅的可能性較高，而過去幾年有獲得污染稅補償的廠商，在當年支付污染稅的意願也較高；廠商對防治污染的努力和污染稅的支出有顯著的負向關係，即防治污染支出較多的廠商，污染稅的支付較少；此外，私有企業在污染稅的支出較多，而國營、合資和共有的

28、廠商在污染稅的支出較少，顯示私有企業的協商能力較低。近來許多政策討論認為開發中國家在正式管制的施行上有其限制，不論是在環保經費或人員配置上均有不足之處，非正式環境管制反而比正式管制更具有重要地位，因此，陸續出現許多關於非正式管制對廠商污染行為之影響的研究。非正式管制的表現形式，從社區民眾的圍廠抗爭、示威遊行到公害陳情申訴，均強調社區居民受到環境污染傷害的訴求，除此之外，更有以工廠座落地的社區所得和教育水準為非正式管制指標，也有以經理人對環保的重視程度、民意支持度的百分比、新聞報導次數和社區壓力等作為指標，而這些非正式管制的目的無非是為了降低或控制污染量。非正式管制對廠商的污染行為產生壓力，是廠

29、商在生產過程中除了一般生產要素以外的另一項資源使用要素，在面對可能的環境污染懲罰和社區壓力下，勢必要面臨調整其最適污染水準的決策，許多議題即是探討非正式環境管制對廠商污染的影響。Pargal and Wheeler (1996)認為當污染傷害增加時，在自我利益的考量下，社區會藉由提高供給污染工廠的資源價格，而在預期變相處罰提高時，生產工廠也會找到減少資源需求的方法，雙方會調整供需情形而達到均衡狀態，即非正式管制假說。Pargal and Wheeler 嘗試探討非正式環境管制對污染排放量的影響，他們以 1989-1990年印尼工廠有機水的污染排放量為實證資料，估計生物需氧量(BOD, biol

30、ogical oxygen demand)方程式，考慮影響BOD的三項因素，包括廠商的需求、廠商特性和非正式管制，其中，非正式管制又包括當地就業比重、每人所得、小學以上學歷百分比和人口密度等代理變數。他們的研究發現，在沒有正式管制下，污染排放量會因廠商的規模、廠商特性、工廠所在區位的投入要素價格和非正式管制之不同而有明顯差異，規模越大、廠齡越短的工廠，其污染量越低，而社區所得和教育水準對污染量的影響和非正式管制假說一致，換言之，所得和教育水準高的地區，廠商的污染情形較不嚴重，而且本地就業比重越高、人口密度較低的工廠，污染密集度也較低。Pargal , Mani and Huq (1997)以P

31、argal and Wheeler (1996)的模型為基礎，他們認為污染量和預期的污染成本、經濟因素和廠商特性有關，預期污染成本決定於正式管制和非正式管制程度，經濟因素包括防治污染的經濟規模和相對要素價格，而廠商特性則有廠齡、生產效率和所有權型態等因素，而且許多特定污染的數量也反映出受害社區對廠商的觀感、對傷害的評價和對污染工廠課稅的能力，他們以1987年美國和印尼廠商在空氣、水和毒性物質方面的污染排放量進行分析，研究發現，廠商的防治污染成本受限於經濟規模大小，而同一地區內勞動和能源價格的變動對污染密集度的影響有限，社區所得水準和污染密集度有強烈的負向關係。Blackman and Bann

32、ister (1998)著眼於社區壓力和乾淨生產技術之間的關連，作者調查1995年墨西哥Cd.Jurez地區的76 個磚窯經理人和所有人，在磚塊生產上是否採用乾淨的生產技術，以及是否將磚窯廠的燃料由輪胎、碎木塊改成丙烷，並詢問他們是否知道法律所規定的燃料型態當作正式管制壓力，而以經理人是否加入當地的環保組織作為社區壓力代理變數，利用Probit 模型估計潛在未能觀察的成本函數。實證顯示，即使新技術會提高生產成本，競爭廠商仍可能採納較乾淨的技術，而且競爭廠商和當地私人組織所形成的社區壓力確實會對廠商是否採納乾淨技術產生誘因。許多文獻紛紛以印度的為對象，探討非正式管制的對其環境污染的影響，尤其是水

33、質污染方面的探討。Pargal et al (1997)探討環境管制對印度水質污染的影響，作者以1996年250家中大型廠商為對象，藉由檢視稽查行動和污水排放量，以了解當地監視和執行的努力是否受到社區特性的影響。他們除了發現污染量越高將使環境的管制形式更顯示在環保稽查上，也發現非正式管制和污染排放量並無顯著的負向關係，作者解釋可能是他們使用指標都市化程度、所得水準和教育程度，和社區行動不相關的原因，他們更進一步說明，污染工廠被當成環保稽查目標和他們所座落地點無關，社區壓力也可以透過正式管制的管道產生作用，而非透過和廠商直接談判方式。Murty and Prasad (1999)同樣探討環境管制

34、對印度水質污染的影響，他們採用印度水污染嚴重產業的100家工廠橫斷面資料，他們以地區發展指標和國會選舉的參與率作為非正式管制的代理變數，研究顯示：有明顯的非正式管制壓力存在。Goldar and Banejee (2004)則著重在探討印度周遭生活水質的變化，以1995-1999年10 條重要河川在106個觀測站的水值資料，以國會選舉的民意百分比作為非正式管制的代理變數，並考慮雨量、工業化程度、灌溉密集度和肥料的使用情形等解釋變數，採用Probit 模型估計水質變化機率，探討非正式管制對水質變化的影響。其中，民意百分比和河川水質有顯著正向關係，顯示非正式管制對河川水質有正向的影響，但工業化程度

35、、灌溉密集度和肥料的使用情形則對河川水質有負向的影響。Kathuria (2007)檢視地方壓力是否能對污染的控制產生作用，採用1996-2000年印度Gujarat地區的四個監測站資料，並以當地報紙所刊載產業在防治水污染方面的文章數目以作為非正式管制代理變數，有鑒於新聞報導具有時效性，文中並考慮報導文章的落後期資料，並且同時探討正式管制對水質污染的效果，以當地環保人員配置數目為正式管制指標，研究顯示當地污染新聞報導對於污染行為有明顯的影響，但這個非正式管制對污染行為的影響並非立即的，只有持續地報導才能對污染量有顯著的降低效果，而正式管制對降低污染量的效果則不顯著。另外也有部分文獻探討中國在非

36、正式管制對污染控制之影響，Dasgupta and Wheeler(1996)認為，雖然大多數文獻均假設政府是基於公眾利益而採取環境管制以控制污染量，但是根據Coase主張，在沒有政府管制下，民眾卻也可以以私人立場解決污染問題，例如向政府提出污染傷害的申訴，或和污染者進行協商，因此，每個地區當地的情況會決定直接管制、回應申訴和社區壓力等這些管制的相對重要性，對於監視資源稀少或不存在的開發中國家來說，正式和非正式管制的混合採用是相當重要的。Dasgupta and Wheeler (1996)先由個別效用極大化模型推導影響民眾申訴件數的決定因素，包括各種污染排放量密度、居民的教育程度、消費水準，

37、並以1987-1993年間中國29個省居民的環境申訴案件數，採用panel 隨機效果模型進行實證分析，實證顯示，懸浮微粒密度對民眾的申訴有顯著的正向效果，但二氧化硫和水污染密度對民眾的申訴的影響則並不顯著，作者認為可能是懸浮微粒是屬於看得見的污染，而民眾容易產生申訴的關鍵在於污染是否看得見而非該污染對健康的傷害程度，此外，教育水準高的地區，民眾的申訴件數也較多。Wang (2000) 著眼於社區壓力對污染控制的效果，Wang由社區壓力構建污染排放的隱含價格-防治污染邊際成本(MAC, marginal abatement cost)模型，估計COD(chemical oxygen demand

38、)排放量，以社區指標，包含人口密集度和平均水污染量，作為非正式管制，並且考慮污染稅的徵收，以1994年中國1500家工廠為對象，實證顯示，社區壓力和徵收污染稅一樣，對廠商控制污染是很強的誘因，換言之，社區壓力對污染的排放有顯著的負向效果。國內在正式和非正式管制方面的研究相當缺乏。劉錦龍、鄒孟文和劉錦添(2002)同時考慮政府正式管制和民間非正式管制對廠商廢氣排放量的影響，他們利用1996-1998年1362家廠商的稽查資料進行實證，涵蓋紡織、非金屬、化學、鋼鐵和塑膠五個產業，利用兩階段步驟聯立模型(two-stage mixed models)同時分析稽查行動與廠商污染排放量的決定因素。其中，

39、正式管制是以縣市別稽查件數和環保職工人數作為執法單位的執法投入，非正式管制則是以縣市別的家戶平均所得和廠商雇用當地員工份額作為代理變數，作者將稽查行動視為內生變數，實證顯示，稽查行動的增加可降低廠商的污染排放，非正式管制也對污染排放有抑制效果，尤其所得水準較高的縣市，廠商的污染排放量明顯降低。林樹龍(2000)探討體制內外管制和廠商污染行為的關係，利用1989-1996年22個縣市的指標組成panel data，利用最小平方法、固定和隨機效果模型探討影響民眾申訴案件數的因素，研究顯示：教育程度和所得水準對申訴件數有正向且顯著的影響，作者的第二部分的實證是採用1991年工商普查中1975家廠商資

40、料，分析體制內外管制對廠商的防治污染投入的影響效果，以防治污染設備操作費用作為衡量廠商對環境保護的努力程度，並以為環保職工人數比例、污染總稽查件數和空氣污染告發率作為體制內的管制變數，以教育程度、所得水準和人口密度作為體制外的管制變數，實證結果發現，環保職工人數比例和空氣污染告發率對工廠的防治污染投入有正向影響，而污染總稽查件數則無顯著影響。位於高所得和人口稠密地區的工廠，對防治污染的投入較低。茲將前述正式管制與非正式管制的相關文獻彙整列於表1和表2。表1 正式環境管制之相關文獻作 者研究期間對象實證方法正式管制變數重要發現Magat and Viscusi(1990)1982-1985年美國

41、77家造紙廠普通最小平方法最大概似法落後期的稽查指標稽查行動對廠商產生嚇阻效果稽查行動有助於降低污染量Deliy and Gray(1991) 1976-1986年美國49家鋼鐵廠聯立模型廠商是否受到稽查規模較大或傾向關廠的廠商，執法單位進行稽查的機率較低廠商若預期將會面臨較多稽查行動，決定關廠的可能性也較大Deliy and Gray(1996)1977-1986年美國412家鋼鐵廠兩階段最小平方法稽查次數廠商過去的的守法表現會影響政府採區稽查行動的機率污染排放量越多，受到稽查的機率也越高Laplante and Rilstone(1996)1985-1990年加拿大59家造紙廠兩階段最小平

42、方法稽查次數廠商實際接受稽查的機率越高，自行申報的污染排放量會明顯降低Nadeau(1997) 1979-1989年美國175家造紙廠兩階段最小平方法稽查次數在管制較嚴格的州，廠商違法時間較短；規模較大廠商的違法時間明顯較長Dasgupta, Hettige, and Wheeler (1997)1994年墨西哥236家工廠兩階段最小平方法廠商是否受到稽查有受到稽查經驗的廠商顯著地比競爭對手乾淨，員工教育程度對環境績效得努力有正向影響。Dasgupta, Huq, and Wheeler (1997)1993年中國328家工廠Probit模型Tobit模型污染稅的徵收污水排放越多的工廠守法的機

43、率較低，而國營企業、廠齡大工廠也越不守法污水排放多、國營、廠齡大和規模小的工廠，繳交的污染稅率比較高表1 正式環境管制之相關文獻 (續)作 者研究期間對象實證方法正式管制變數重要發現Dion, Lanoie and Laplante (1998)1985-1991年加拿大60家造紙廠Probit模型稽查次數污染程度嚴重的廠商受到環保單位稽查的機率較高設廠在失業率較高地區的廠商，受到稽查的機率則明顯較低Gray and Shadbegian (2000) 1979-1990年美國116家造紙廠兩階段最小平方法落後期的稽查次數前兩年稽查次數較多的廠商，違法的機率較高廠商對具有懲罰性的稽查行動，守法

44、的意願也較強Wang and Wheeler (2000)1993年中國製造業工廠普通最小平方法污染稅的徵收經濟發展對空氣污染稅的徵收有顯著的影響週遭環境品質確實對污染稅的徵收有重要的影響Dasgupta, et al (2001)1993-1997年中國鎮江(Zhenjing)地區的製造業工廠一般動差法 (GMM)稽查次數、污染稅的徵收污染者的環境績效主要取決於政府的稽查行動民眾的陳情抱怨對稽查有顯著的影響效果Wang et al(2002)1993-1997年中國鎮江(Zhenjing)地區的製造業工廠一般動差法 (GMM)稽查次數、污染稅的徵收當稽查次數增加1%，污染稅的支出比例會減少0

45、.04%曾經歷環境意外事件、環保抗爭或民眾陳情的廠商，支付較多污染稅的可能性較高 資料來源：本研究整理。表2 非正式環境管制之相關文獻作 者研究期間對象實證方法非正式管制變數重要發現Pargal and Wheeler (1996)1989-1990年印尼工廠普通最小平方法當地就業比重、每人所得、小學以上學歷百分比規模越大、廠齡越短的工廠，污染量越低社區所得和教育水準高地區廠商的污染較不嚴重Dasgupta and Wheeler(1996)1987-1993年中國29個省panel隨機效果模型民眾的申訴件數民眾容易產生申訴的關鍵在於污染是否看得見而非該污染對健康的傷害程度教育水準高的地區，民

46、眾的申訴件數也較多Pargal , Mani and Huq(1997)1987年美國、印尼廠商普通最小平方法社區所得水準社區所得水準和污染密集度有強烈的負向關係Pargal et al(1997)1996年印度250家中大型廠商普通最小平方法兩階段最小平方法非正式管制：都市化程度、所得水準、教育程度正式管制：環保稽查非正式管制和污染排放量並無顯著的負向關係污染量越高廠商受到較多的環保稽查Blackman and Bannister (1998) 1995年墨西哥Cd.Jurez地區的76 個磚窯廠Probit 模型經理人是否加入當地的環保組織競爭廠商和當地私人組織所形成的社區壓力確實對廠商是

47、否採納乾淨技術產生誘因Murty and Prasad (1999) 1996年印度100家工廠橫斷面估計地區發展指標國會選舉的參與率有明顯的非正式管制壓力存在Wang(2000)1994年中國1500家工廠普通最小平方法非正式管制： 人口密度、水污染量正式管制： 污染稅的徵收社區壓力和徵收污染稅均對污染的控制有強烈的效果表2 非正式環境管制之相關文獻 (續)作 者研究期間對象實證方法非正式管制變數重要發現Goldar and Banejee (2004) 1995-1999年印度河川的106個觀測站Probit 模型國會選舉的民意百分比民意百分比和河川水質有顯著的正向關係Kathuria (

48、2007) 1996-2000年印度Gujarat地區的四個監測站資料普通最小平方法非正式管制： 當地報紙刊載產業在防治水污染方面的文章數、以及其落後期正式管制：環保人員配置數當地污染新聞報導對於污染行為有顯著的影響非正式管制的效果非立即的，只有持續地報導才能對污染量有顯著的降低效果正式管制對降低污染量的效果則不顯著林樹龍(2000)1989-1996年台灣22個縣市1991年台灣製造業工廠普通最小平方法panel 固定和隨機效果非正式管制： 教育程度、所得水準人口密度正式管制： 環保職工人數、稽查件數、空污告發率環保職工人數比例和空氣污染告發率對工廠的防治污染投入有正向影響污染總稽查件數則無

49、顯著影響位於高所得和人口稠密地區的工廠，對防治污染的投入較低。劉錦龍、鄒孟文和劉錦添 (2002)1996-1998年台灣1362家廠商普通最小平方法兩階段聯立模型非正式管制： 縣市別家戶平均所得 雇用當地員工份額正式管制：縣市別稽查件數、環保職工人數稽查行動的增加可降低廠商的污染排放所得水準較高的縣市，廠商的污染排放量明顯降低資料來源：本研究整理。(二) 環境管制與生產力一般認為不論是正式或非正式的環境管制，不僅會增加廠商的生產和營運成本，還會降低廠商的競爭力。Porter (1990,1991)有不同的看法，他認為在環境管制政策下，廠商必須改變其利潤極大下的最適生產決策，而當管制越多時，廠

50、商面對未來管制政策的不確定性將提高，廠商在面對環境管制而降低污染時，可採取在生產製程的末端加裝污染處理設備，或是採去改善整體生產流程，例如從事生產和降低污染的一貫作業的製程。前者將增加廠商的營運成本，導致生產力下降，而後者則可能在製程的改變而減少能源的耗損，提高產品品質或開發新型產品，產生創新的效果，並提升其競爭力，因此，廠商有誘因去增購新穎的防治污染設備、改善生產流程、研發新生產技術或開發新產品，以符合環境管制政策的要求。Porter認為當廠商追求更乾淨的生產技術、採用更新穎的生產設備，是更積極從事創新活動，因此環境管制將有利於提高廠商的生產力，這也就是Porter假說。探討環境管制對生產力

51、之影響的研究可分為兩個方向，一是生產力成長會計的研究，另一個是使用計量方法的研究。前者如Denison (1979)、Portney (1981)和Norsworthy et al (1979)，而研究結果傾向污染管制對生產力成長的影響效果很小。Denison (1979)利用估計守法成本以計算生產力，研究發現守法成本對生產力的影響很小，主要原因是守法成本只是總生產成本的一小部分。Portney (1981)的研究中，認為污染控制的支出不到GNP的2%，因此污染管制對生產力的影響效果很小。而Norsworthy et al (1979)的研究也得到防治污染的資本支出對生產力成長的影響效果很小。

52、使用計量方法的研究，包括Christainsen and Haveman (1981)、Crandall (1981)、Siegel (1979)、Gollop and Roberts (1983)、Gray (1987)、Barbera and McConnell (1986)、Berman and Bui (1998, 2001)、Boyd and McClelland (1999)、Gray and Shadbegian (1993, 1995, 2001, 2002, 2003)、Shadbegian and Gray (2005)和Telle and Larsson (2007)。上

53、述實證文獻中，除了Berman and Bui (1998, 2001)和Telle and Larsson (2007)的研究結果符合Porter假說之外，其餘研究的結果均傾向於環境管制對於生產力有顯著的負向影響。早期的研究主要是採用產業別資料，Christainsen and Haveman (1981)使用美國聯邦管制測量的時間數列資料進行研究，發現增加環境管制大約降低勞動生產力的0.27%。Crandall (1981)發現防治污染資本和生產力成長有很強烈的負向關係，但考慮能源密集度下，上述關係就不存在。Siegel (1979)的研究中，在1965-1973年間，當污染控制支出增加1

54、%，生產力約下降0.5%。 Gollop and Roberts (1983) 著重於污染排放管制對電力公司生產力成長之影響，利用1973-1979年美國56家公用電力事業的二氧化硫排放資料，估計電力公司的成本函數，並計算污染密集度指標，研究發現二氧化硫排放的管制不僅提高電力產業的生產成本，也明顯地降低生產力的成長率。由於二氧化硫排放的管制，電力公司必須使用低硫黃燃料，而使每年的生產力成長減少了0.59%。Barbera and McConnell (1986)則是估計1960-1980年美國紙類和化學等四個產業的要素需求函數，計算資本生產力和勞動生產力，並採用防治污染資本存量為環境管制指標，

55、研究發現環境管制減緩平均資本生產力和勞動生產力的成長。Gray (1987)以1958-1978年美國450個製造業為對象，探討勞工職業安全和健康管制、環境管制對製造業生產力的影響，Gray採用OSHA (Occupational Safety and Health Administration) 和EPA (Environmental Protection Agency) 的管制標準，研究發現這些管制和生產力成長有很大且負向的關係，OSHA和EPA管制使美國製造業每年生產力降低0.44%。Gray and Shadbegian (1993)率先使用廠商資料進行實證，以1979-1985年美國

56、紙漿及紙製品、煉油和鋼鐵三個產業的工廠為對象，他們計算勞動生產力和總要素生產力水準及其成長率，除了採用防治污染成本為防治污染變數，並採用美國EPA管制項目，包括稽查執行、守法情況和污染排放量作為環境管制變數，利用固定效果模型進行估計，實證顯示防治污染成本越高生產力越低，而稽查執行活動、污染排放量等對生產力影響則不明顯。Gray and Shadbegian (1995, 2002)以1979-1990年美國紙漿及紙製品、煉油和鋼鐵三個產業共269家廠商為對象，他們採用兩階段的估計方法以消除防治污染支出的內生性問題，在第一階段，選定能源使用密集度、工廠座落地城鎮是否符合空氣品質管制標準、空氣污染

57、執行活動等指標作為工具變數，估計廠商的防治污染支出，再利用第一階段所估計的防治污染支出進行第二階段估計，即防治污染支出對總要素生產力的影響，他們的研究顯示，防治污染支出較高的廠商，其生產力水準明顯地較低，而當防治污染成本增加$1，紙製品業、煉油和鋼鐵業廠商的生產力分別減少$1.74、$1.35 和$3.28。許多學者著眼於廠商的防治污染模式，有些工廠是只在生產末端有防治污染考量，有些工廠則是採用生產和防治污染一貫作業的生產模式，採用生產和防治污染一貫作業模式的廠商，會在生產過程中考量污染的排放，將可能購置更新穎設備、改變生產流程、研發新技術或開發新產品，以投入更多的研發創新活動，因此，防治污染

58、模式的不同，對廠商的生產力也有不同的影響。Boyd and McClelland (1999)以1988-1992年美國一貫作業造紙廠為對象，作者以投入距離函數(the input distance function) 模型估計紙業工廠的hyperbolic效率，並以防治污染投資支出為防治污染成本變數，研究結果發現，採生產和防治污染一貫作業的工廠，降低污染將可提高其產出水準，達到所謂的雙贏(win-win)，但環境管制卻造成潛在產出的損失，而且工廠增加防治污染資本的支出會降低其生產力。Gray and Shadbegian (2001, 2003)則以1979-1990年美國116家紙漿及紙類

59、製品廠商為對象，估計三種生產投入的Cobb-Douglas生產函數並估算總要素生產力，他們的研究除了探討防治污染支出對總要素生產力的影響，並著重在工廠廠齡和生產技術型態對生產力的影響，依廠齡將廠商區分成老廠和新廠，並依工廠是否在生產過程改善污染，將工廠區分為一貫作業工廠 (integrated mills)和非一貫作業工廠(non-integrated mills)，研究發現，防治污染成本和生產力有顯著的負向關係，影響生產力最重要因素是廠商的生產技術型態，防治污染成本對一貫作業工廠的影響遠大於對非一貫作業工廠的影響，對一貫作業工廠而言，增加1%的防治污染成本將會使生產力水準降低4.6%。此外，

60、廠齡較大、從事創新的廠商，其生產力均較低，但係數並不顯著，而工廠廠齡對生產力的影響並不顯著。Shadbegian and Gray (2005) 和過去研究最大的差別在於將每種生產投入區分為生產性支出(productive expenditure)和防治污染支出(abatement expenditure)，他們以生產函數法探討防治污染支出對生產力的影響，實證對象是1979-1990年美國紙漿及紙製品、煉油和鋼鐵三個產業廠商，估計三種生產投入的Cobb-Douglas生產函數，實證顯示，生產性支出對生產力有顯著的正向影響，防治污染支對生產力的影響卻是負向且不顯著，此外，同一產業內不同生產技術型