立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國94 年至98 年之資料探析

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(1)‧公共行政學報‧ 第四十二期〈研究論文〉民101年3月頁1-31 國立政治大學公共行政學系. 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配： ∗. 從民國 94 年至 98 年之資料探析羅清俊、詹富堯. ∗∗. 《摘要》臺灣立法委員在立法院的個人提案如果不併在政黨提案或是行政院提案，其實很少有機會能夠三讀通過成為正式法律。既然如此，為什麼立法委員仍然熱衷於此，而且一屆比一屆增加？尤其在具有成本分散且利益集中特質的特殊性利益（particularized benefit）提案數量上更是如此？除了象徵性地應付選區選民或利益團體的要求、證明他們在立法院的努力、增加知名度或是建立聲望之外，我們認為立法委員的特殊利益提案行為可能還具有其他更積極的功能。這種積極的功能在於傳達訊息給行政部門，告訴行政部門立法委員有多麼需要選區的利益，間接地要求行政部門分配超額的政策利益至他們的選區。基於這樣的假設，我們利用中央政府在 95 年至 98 年度分配至選區（縣市）的計畫型補助款進行分析，驗證區域立. 投稿日期：100 年 9 月 13 日；接受刊登日期：101 年 3 月 7 日。 ∗. 作者感謝國科會所提供的研究經費補助（NSC 99-2410-H-305-009），作者同時感謝三位匿名審查人所提供的寶貴審查意見，惟文責由作者自負。. ∗∗. 羅清俊為國立臺北大學公共行政暨政策學系教授，e-mail: [email protected]。詹富堯為國立臺北大學公共行政暨政策學系博士生，e-mail: [email protected]。 ‧1‧.

(2) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 委的特殊利益提案行為與計畫型補助款分配額度之間的關係。統計分析結果發現，在控制相關變數之後，立委特殊利益提案比例越高的縣市，它們獲得的計畫型補助款的確也會越多。而其他過去分配政治研究常用的政治及制度性因素雖然沒有顯著的影響，但是我們仍然發現政治景氣循環現象存在的可能性。最後，我們也發現計畫型補助款在縣市的分配存在明顯的預算慣性，並且補助預算的分配也反映了地方財政結構以及補助需求。這些研究發現顯示行政官僚體系一方面雖然受到立法委員特殊利益提案的壓力而影響計畫型補助款在縣市的分配，但是以需求做為資源分配準據的防線仍能維持。 [關鍵詞]：特殊利益提案、計畫型補助款、分配政治、分配政策、立法委員. 壹、前言臺灣立法委員在立法院的個人提案如果不併在政黨提案或是行政院提案，其實很少有機會能夠三讀通過成為正式法律。既然如此，為什麼立法委員仍然熱衷於此，而且一屆比一屆增加（Sheng, 2006, July）？尤其在具有成本分散且利益集中特質的特殊性利益（ particularized benefit ）提案數量上更是如此（羅清俊， 2009）？Sheng（2006, July）認為立委可能是希望透過提案的數量與內容傳達訊息給選區選民、利益團體或政黨，讓他們知道立委的立場，一來可以對選民或利益團體交代，二來也可以增加立委在立法院對於類似法案的討價還價或是交換條件的籌碼。但是，除了象徵性地應付選區選民或利益團體的要求、證明他們在立法院的努力、增加知名度或是建立聲望之外，我們也很好奇立法委員這些提案行為是不是也具有更積極的功能，也就是能夠因為提案而間接地為選區帶來實質的經濟利益？我們認為，除了作為傳遞給選民、利益團體與政黨的訊息之外，在行政與立法部門的互動過程當中，國會議員特殊利益的提案可能是立法委員想要傳達給行政機關的訊號（signal），讓行政部門在編列補助預算時特別留意這些立法委員對於選區利益的需求，進而使得這些立法委員所屬的選區（縣市）能夠獲得超額的中央政府補助 ‧2‧.

(3) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 款，特別是行政院各部會擁有自有裁量權的計畫型補助款分配。此即為本文的研究問題主軸，而透過這項研究，本文的發現將可補充我國立法委員個人提案或特殊利益提案目的論的實證基礎。這將會是本文第一項顯著的貢獻。其次，過去國內以分配政治理論為基礎，探討影響補助款在縣市分配的因素之研究為數雖然不少，但是多數仍只關注傳統分配政治研究慣常沿用的相關因素，例如各縣市所屬立委的黨籍、立委資深程度、立委選區規模、立委在前一次選舉的競爭程度、立委擔任常設委員會召集人的人數、縣市轄區內社會團體數量、縣市長黨籍、縣市長與中央政府執政黨是否屬於相同政黨、縣市政府自有財源等等因素（張其祿，2002；羅清俊，1998；羅清俊，2009），而對於立法委員的提案行為是否影響行政部門資源分配的研究仍付之闕如。本文以分配政治理論為基礎，希望藉由結合立委提案與補助款資料的分析，更深入地觀察我國中央政府層級的行政與立法部門互動，以及這種互動關係對於補助款分配所造成的影響，這對於臺灣分配政治研究的發展應該有所助益。最後，國內過去關於中央政府補助利益分配的研究，因為受限於計畫型補助款資料難以取得的限制，所以多半以一般性與計畫型補助款聚合起來的補助款總和資料進行分析（羅清俊，2009：第五章；王志良、詹富堯、吳重禮，2010 年 11 月）。然而，就補助款的性質來說，行政部門在計畫型補助款分配的過程中擁有相當程度的自主權，但是在一般性補助款則否。所以在補助利益分配的實務操作上，計畫型補助款的分配比一般性補助款更容易受到政治因素的影響（Fiorina, 1981; Arnold, 1981；洪鴻智，2007），因此，聚合這兩種補助款資料所做的實證分析很有可能遮掩了事實。唯有將計畫型補助款區分出來加以分析，才能精準地解釋政治因素如何影響補助利益的分配。本研究突破資料取得的限制，蒐集到民國 95 年至 98 年，總共四個年度的計畫型補助預算在縣市分配的資料，並加以分析。1 這樣的資料分析不僅對於臺灣分配政治的研究有所貢獻，同時在臺灣地方財政的研究領域也會有相同的效果。. 1. 關於補助款資料的蒐集，在各縣市的預算書表上，多半僅揭露一般性與計畫型補助款的總和資料，而未將兩者分列。而因為計畫型補助款的分配資料比較敏感，不易取得，所以作者透過私人管道從行政院獲得民國 94 年至 98 年的計畫型補助款資料。當然，未來若能獲得更多年度的資料，將可使類似的研究更加完整。 ‧3‧.

(4) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 貳、文獻回顧與理論分配政治研究從 1960 年代在美國發跡而發展迄今。這個領域的研究者一直在嘗試找出影響中央或聯邦政府資源，在國會議員選區或是地方政府地理轄區分配多寡的相關因素。除了客觀需求因素之外，分配政治研究關心國會議員在國會內部制度性因素的影響，例如國會議員是否擔任重要的常設委員會主席或是委員、國會議員的資深程度、國會議員是否為國會多數黨成員等等（Rundquist & Ferejohn, 1975; Strom, 1973; Roberts, 1990; Rundquist, Lee, & Rhee, 1996）；分配政治研究也關心這些國會議員選舉的因素，例如國會議員在上一次選舉如果險勝，那麼國會議員會很積極在國會當中爭取超額的補助款（Stein & Bickers, 1992; 1995），以及選區當中的利益團體如何透過議員來影響利益分配（Stein & Bickers, 1992; Lowry & Potoski, 2004）；分配政治研究也分析地方政府在政策利益分配過程當中所扮演的角色（Rich, 1993）；分配政治研究也好奇總統的手會不會伸進政策利益分配的過程與結果？與總統相同政黨的地方行政首長管轄區域是否獲得較多的利益？（Larcinese, Rizzo, & Testa., 2006; Nemoto, 2007, August; McCarty, 2000）最後，分配政治研究也從跨國比較的角度探索國會議員選舉制度以及總統或內閣制對於政策利益分配的影響（Lancaster, 1986; Heitshusen, Young, & Wood, 2005; Ashworth & Mesquita, 2006; Horiuchi, 2007; Horiuchi & Lee, 2008）。而臺灣的分配政治研究承襲上述分配政治研究的發展趨勢與分析架構，在近十年來也累積了一些實證的基礎（羅清俊，2001；2009；羅清俊、廖健良，2009；羅清俊、謝瑩蒔，2008；羅清俊、張皖萍，2008；羅清俊、陳文學，2009；賴映潔、王宏文，2011 年 5 月）。總體扼要地說，牽動臺灣分配政治或者影響臺灣政府政策利益在地理區位上的分配，比較明顯的因素包含了 SNTV （ Single Nontransferable Vote）選舉制度的特質：立委員額數越少的選區獲得越多的補助利益，立委票源越分散的縣市獲得越多的補助利益；立法委員在國會制度性因素：選區如果越多立委擔任常設委員會的召集人，則該選區將獲得超額的政策利益；選區自有財源越低、選區社會團體數量佔縣市人口的比例越高，則這些選區也會獲得高額度的補助利益；立委如果具有地方派系背景也能相當程度地為選區獲取可觀的政策利益；選舉年的政治景氣循環現象也很明顯地存在，政府政策利益在選舉年分配的額度明顯高於非選舉年（羅清俊，2009）。而賴映潔與王宏文分析民國 92 年至 ‧4‧.

(5) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 96 年內政部營建署「創造城鄉新風貌」計畫補助款，他們發現我國第七屆立法委員選舉制度的變動，預先影響了第六屆立法委員追求地方利益的分配，立委個人政治勢力集中度越高的選區，以及政黨政治勢力集中度越高的選區獲得越多的補助款，而且第六屆立法院出現的這種現象比第五屆還要明顯（賴映潔、王宏文，2011 年 5 月）。國內過去也有一些研究雖然不是以分配政治研究為名，但是研究問題與分配政治研究的議題密切相關。例如，張其祿（2002）以 23 縣市為分析單位，探索民國 78 年至 87 年期間，影響我國地方補助款分配的功能性因素（例如財政能力、財政努力、財政受益、財政自主等等因素）以及政治性因素（例如縣市立委人數、政治參與指標、政治競爭程度等等）。在功能性因素方面，縣市平均每人財政收益越高的地區、財政能力較差的地方政府、地方公共財貨需求較高的縣市會獲得較多的補助。而在政治性因素方面，地方居民政治參與度越高的縣市（縣長選舉投票率越高），將獲得超額的補助利益。劉旭清（1993）以鄉鎮市為分析單位，研究民國 71 年至 82 年嘉義縣地方派系、選舉與補助款之間的關聯。他的統計分析模型在控制相關經濟性因素之後發現，當鄉鎮市長和縣長屬於相同派系時、選舉年時、該鄉鎮市對縣長支持度高、以及鄉鎮市長繼續要參選連任的情況下，該鄉鎮市會獲得超額的縣政府補助收入。劉彩卿、朱澤民、陳欽賢及黃瑞春（2003）針對民國 87 年度 309 個鄉鎮市公所獲得縣政府補助款的資料進行實證分析，探索財政因素與政治因素對於補助款分配的結果。他們發現，雖然補助款的分配主要還是財政需求在主導，但是仍然會受到政治因素的影響。特別是當鄉鎮市長與中央執政黨相同黨籍的鄉鎮市可以獲得超額的補助款（劉彩卿等，2003）。洪鴻智（2007）以民國 88 年 921 地震災後重建為例，分析政府部門的災後重建資源分配決策。他以災區臺中縣市、南投縣、彰化縣、苗栗縣、嘉義縣市與雲林縣所屬鄉鎮市當中的其中 68 個鄉鎮市為分析單位，透過統計分析發現，影響政府重建經費分配的重要因素除了是地區客觀需求之外（也就是地震房屋倒塌數與轄區的村里數），地方政府首長的政黨屬性也會顯著地影響資源分配的多寡。當縣市長與鄉鎮市長同屬民進黨時，該鄉鎮市所獲得的經費就越多。2 謝文盛與歐俊男（2003）以臺灣 21 個縣市作為觀察的對象，分析民國 76 年至 88 年中央與省政府皆由國民黨執政期間，政治因素對縣市政府補助收入的影響，研究發現國民黨執政的縣市獲得的補助收入多過於非國民黨. 2. 本段內容係從羅清俊（2009）頁 46 至頁 47 扼要摘錄出來。 ‧5‧.

(6) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 執政的縣市。李世宏（2007）則透過質性研究的深入訪談法調查雲林縣、嘉義縣以及臺南縣三個縣市，得出的結論是「政黨」並不一定能影響中央的財政分配，相反地，縣市的配合程度或中央與地方的關係是否良好，可能才是關鍵所在。上述國內的研究雖然觀察到許多政治性因素影響了補助利益的分配，然而可惜的是，這些研究並沒有探究在補助款的分配過程當中，行政與立法部門雙方究竟是透過什麼樣的機制進行互動？以及雙方的互動關係對於補助款的實際分配結果產生什麼影響？上述這些研究都以並不很明確的前提（implicit assumptions）來假定理性的行政部門因為關心自身預算的安全與成長以及政策推動的順利，所以會滿足國會議員為了選票而垂涎的選區特殊利益需求。但是立法委員到底要如何表達這種需求？而行政機關要透過什麼途徑才能知悉每一位立法委員的需求以及這些立委渴望需求的強弱程度？我們可以從立法委員的角度以及行政部門的角度分別來看。首先，在立委的部分。立委當然可以透過個人的影響力直接與行政院各部會「洽商」補助款的分配，然而這是非正式管道的檯面下行動，我們恐怕很難觀察。就正式制度來說，臺灣立法委員其實對於行政機關補助利益的分配並沒有「直接」的影響，因為受限於法律而無法提議增加預算支出（當然這並不是說立委無法影響或影響力小）。相較於美國國會議員可以透過授權委員會（authorizing committees）主導實質利益法案的通過以及透過撥款委員會（appropriation committee）核准行政部門支出計畫的撥款，臺灣立法委員在正式管道上影響政策利益分配的權力顯然有相當程度的限制。立法委員如果要透過正式管道為選區引介補助款，常見的方式是在常設委員會審查法案的過程當中陳述選區的需求。然而，即使立委有這種正式管道向行政院各部會表達需求，但是總得找到適當的時機，這個時機指的是委員會審查的法案與該選區利益緊密相關。可惜的是，這種法案卻不是常態性地經常出現（例如 2006 年制訂水患治理特別條例在委會會審查階段，各縣市立委以及原住民立委競相發言，提出各自選區的需求希望行政機關重視。但是類似這種法律案卻非經常性存在）；同時立委因為必須花費相當多的時間與精力經營選區，所以不見得能夠經常出席委員會的審查來表達需求。即使他們有時間參與，卻無法同時參與每一個常設委員會，以審查與其選區利益相關的法案。另一種正式管道是透過審查行政機關預算的機會，但是因為立委並沒有增加預算編列的權力，所以也只能在審查過程當中表達選區利益的需求而已。與常設委員會審查法案的情況相同，立委不見得能夠透過這樣的場合全面性地表達選區利益需求。. ‧6‧.

(7) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 其次，在行政部門部分。由於過去我國行政機關的預算編制過程並非依據所擁有的各項財經資訊作最佳抉擇的理性決策（徐仁輝，1997）。特別是補助地方政府的預算，除了考慮地方發展程度、財政狀況等客觀需求指標之外，仍然會在各種遊戲規則下，與政策參與者透過談判與協商之後產生。這些參與者其中之一就會是立法委員，而他們的影響力可以在補助預算在地方政府轄區的分配上明顯看到（羅清俊，2009）。我們姑且認為這種情形是行政機關以補助選區的預算來潤滑他們與國會議員之間的關係（Evans, 2004），既然如此，那麼行政機關理應隨時注意立法委員對於選區特殊利益的需求。可是問題是：行政機關如何才能夠知悉那些委員有那些需求？等候有需求的立委登門拜訪？有可能，不過這是非正式的管道，同時也只能知道少數立委的需求。謹慎留意常設委員會審查法案或是預算審查時的立委陳述需求意見？非常有可能。但是行政機關所獲得的立委選區特殊利益需求的資訊恐怕也只是片段而已（與上一段我們討論立委透過常設委員會審查法案，以及審查預算時表達地區需求的理由相同）。在這種情況之下，行政機關如何才能完整地獲取立委對於選區特殊利益需求的資訊？我們認為這是一個實證的問題，換言之，可能有各種不同原因。而我們認為立委所提出的特殊利益提案很有可能就是立委表達選區特殊利益需求，而行政機關獲取這種資訊的一個重要途徑。有什麼理由相信會是如此呢？首先，從經驗基礎來說，作者在近年來的研究經驗當中接觸過前行政院國會聯絡人、內政部、交通部、教育部、農委會、環保署等部會的國會聯絡人或是與立法院接觸密切的行政官員，根據他們的陳述，他們會例行性地留意立委個人提案內容，尤其會掌握立委對於選區特殊利益的需求內容，也會特別關注那些很頻繁地提出選區需求的立委，行政機關必要時會斟酌情況加以配合，以求府會關係的和諧。而立委在提案的前後也都會主動持續地與相關部會聯繫，或是詢問目前法律規定，或是建議解決方案、或是直接表達他們的需求，期待行政機關密切配合。作者所說的這些經驗基礎雖然沒有完整的系統性分析，但是我們以為它至少是一種客觀存在的事實。其次，我們從美國國會政治的相關文獻來看，Koger（2003）分析美國眾議員在法案連署行為（bill cosponsorship）的誘因，基於國會議員在法案連署記錄的統計分析以及訪談結果，他發現議員的連署行為不僅可以向選區選民與利益團體表態以獲取連任成功的機會，3 也可以傳送訊息給國會內部議程設定者（agenda setter， 3. 過去研究發現提案與連署具有向選區選民與利益團體表態功能的實證研究，例如 Lazarus （2010）同時分析美國參眾議員的提案與連署行為，Schiller（1995）分析美國參議員的 ‧7‧.

(8) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 例如某個常設委員會主席），希望能夠制訂出符合連署者偏好的政策。 4 除此之外，他更發現國會議員的法案連署行為可以視為一種向行政部門傳達的訊號，即使連署的法案實際上難以通過變成法律，但是透過連署的過程可以給予行政部門一定程度的壓力，讓行政機關在政策上提供適度的配合與回應。雖然連署（ bill cosponsorship）與提案（bill sponsor）並不相同，但是這兩種立法行為在實務上都被視為具有相同的效果（Lazarus, 2010），也因此 Koger 在法案連署行為的發現，同樣可以引證在國會議員的提案行為。另外，雖然 Koger 的研究並沒有特別指涉特殊的利益法案，但是根據他的研究發現，就連一般性法案連署的情況下，行政機關都會受到國會議員的影響，依循這個邏輯，法案如果具體涉及特殊利益法案時，行政機關承受來自於國會議員的壓力可能會更大，所以行政機關配合國會議員需求的可能性也應該會更高。基於以上的討論，歸納地來說，儘管過去臺灣立法委員的個人提案很少能夠成為正式法律，但是立法委員仍持續地提出各種特殊利益的分配政策提案，數量甚至不減反增，原因即可能在於提案行為可以提供給行政部門關於立委選區特殊利益需求的資訊。更仔細來說，因為提案工作幾乎是立委例行性的工作，在任期的每一個時間點，只要選區選民或利益團體有特殊需求，而且需求強度夠大或牽涉範圍夠廣，立委便會以提案方式回應選民或利益團體。所以立委在特殊利益的提案資料一定程度反映了立委持續性地爭取地方利益的動機以及選區利益需求種類分佈的範圍與強度。也因此，立委在特殊利益的提案其實可以視為立委追求肉桶利益強度的測度儀，行政機關沒有理由不加以關注。5. 4. 5. 提案行為。台灣研究立法委員提案的實證研究也有類似的發現，例如 Sheng（2006, July）、羅清俊與廖健良（2009）、羅清俊與謝瑩蒔（2008）以及蔡韻竹（2011 年 5 月）。部分學者針對連署是否是希望傳送訊息給國會內部議程設定者進行研究，如 Kelleser & Krehbiel（1996）的研究認為這種現象存在，但是 Wilson & Young（1997）的研究發現則持反面態度。也有一些針對國會議員提案的條件性研究，例如 Woon（2008）發現國會議員如果在國會擁有重要的議程位置（agenda position），例如擔任常設委員主席，他們提案的目的就會比較傾向於制訂政策而非向選區表態；如果國會議員沒有擁有較高的議程位置，則他們的提案會比較偏向於向選區的選民與利益團體表態。作者也曾就此一推論徵詢若干資深的立委辦公室主任之意見，他們指出，在爭取計畫型補助款的過程中，立委通常會與縣市政府配合，並且扮演縣市政府與中央部會間的橋梁，協調與爭取補助計畫的通過。各部會其實都會持續注意各個委員所關心的議題與計畫，而委員的提案情形與內容的確是很重要的一個觀察指標。換言之，立委如果提出較. ‧8‧.

(9) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 參、研究設計與統計方法一、分析單位、觀察期間與觀察對象本研究的分析單位為縣市。觀察期間與對象為第六屆立法院（94、95、96 年）以及第七屆立法院第 1、2 會期（97 年），各縣市（含直轄市、臺灣省各縣市與金門、連江縣共 25 縣市）所選出來的區域立法委員在特殊利益提案上的比例，以及以上各屆次立委所審議的年度分配給各縣市的計畫型補助款，亦即 95、96、 97、98 等四個年度的計畫型補助預算。6. 二、特殊利益提案的選擇標準本文所指的「特殊利益提案」，是指「利益集中於少數區域或團體，而成本分散於全體民眾」的提案，這與羅清俊、謝瑩蒔（2008）與羅清俊、廖健良（2009）所定義的「分配政策提案」概念與內容一致。所以本文對於特殊利益提案的選擇標準就是綜合 Lowi（1964: 690）與羅清俊（2004：157）對於分配政策的分類與討論。依照 Lowi（1964: 690）的定義，分配政策的特質在於政策利益集中在少數區. 6. 多攸關地方利益的法案，即使最終仍未獲三讀通過，但是仍能作為往後替選區所在縣市爭取補助款的談判籌碼（跟行政機關交易的籌碼），因為行政機關已經注意到立委重視的議題與選區的需求了。相對來說，行政部門也會以資源分配與計畫優先排序作為籌碼，向委員爭取對其他法案或預算案的支持。當然，更大範圍的質性訪談，仍待後續研究加以補充。作者選擇這一時段來做分析是受制於計畫型補助款資料獲取的年度（95～98 年度，跨 6、7 屆立法院），然而，我們必須要注意的是，這段分析期間的立委提案資料是否為特殊狀況？（特別多或特別少）。根據羅清俊、謝瑩蒔（ 2008 ）、羅清俊、廖健良（2009）及作者自行整理之資料，從第三屆開始各屆立委特殊利益提案比例呈現漸增的趨勢，到第六屆達到最高峰，第七屆（計算至第四會期為止）雖然比第六屆減少一些，但是只低了不到 2 個百分點，穩定維持在 33% 左右（第三屆 13.82%、第四屆 18.46%、第五屆 26.08%、第六屆 34.74%、第七屆 33.48%）。第六屆立委熱衷特殊利益提案是因為選制要改變，第七屆立委在單一選區制下責任清楚，選區獲取利益的功過無法逃避，所以他們對於地方利益的關注程度並不會有太大的改變。所以作者認為，未來如果選制與府會關係沒有太大變化的話，目前立委特殊利益提案的情形應會維持穩定的狀況，而成為一種常態。所以本文所分析的立委特殊利益提案資料（立法院第六屆與第七屆 1、2 會期），並沒有太大的變動。 ‧9‧.

(10) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 域人口，而成本則是由全體納稅義務人共同承擔。而羅清俊（2004：157）的研究除了應用傳統分配政策的利益集中、成本分散概念，他也提及另一種型態的分配政策。他認為如果將分配政策定義的標準放寬，對於某些政策來說，他們的成本仍舊是由全體民眾負擔，政策利益也同樣集中於少數人口，但是每一個選區都有受益人口，差別在於有些選區受益人口較多，有些則較少，每位議員都清楚知道自己選區裡的這類人口的數量。這種政策類型也可以稱為分配政策，他將這些政策稱之為「準分配政策利益普及型」，舉例來說，老農津貼的發放即屬此類政策。基於此，本文將所有第六、七屆區域立委提案分為「利益集中在少數區域，成本分散於全體民眾」（簡稱區域得利型，等同於傳統意義上的分配政策）、「利益集中在少數團體，成本分散於全體民眾」（簡稱團體得利型，等同於前述的準分配政策利益普及型）以及「其他」等三類。「區域得利型」與「團體得利型」兩種政策特質符合 Lowi 與羅清俊等人的分配政策標準，也就是本研究所關注的提案類型，而「其他」類型的法案則排除在分析範圍之外。除了上述三種分類準則，本文也只選擇法案內容具有「實質利益」的提案。實質性利益是相對於具「象徵性」意義的利益而言。前者的特色在於選民能藉由直接得到利益，或者是看到諸如公共建設資金可能挹注至選區，而感受立委為選區所付出的努力。至於象徵性利益的法案往往因為不容易達到具體可見的效果，傾向於宣示性質，民眾難以深切感受到受惠，例如提倡性別平等或族群融合的法案即屬此類。簡單地說，第六、七屆區域立委提案當中，其政策利益的分配符合本文所謂的「區域得利型」或者「團體得利型」特質，而且利益具有實質性，也就是直接牽涉到政府預算支出的提案，就是本文所定義的「特殊利益提案」。之後，本文依據此定義判斷所有區域立委提案的所屬類別。由於本文是以縣市為分析單位，所以我們會先計算各個區域立委的總提案及特殊利益提案之數量，再將數據彙總到縣市層次；而在計算區域立委的提案數量時，若一個法案是由多位立委共同提案，則每位立委均會加計一筆。另外，為求分析的正確性，本文將屬於黨團提案、相同提案名稱以及內容重複的提案刪除，其餘的法案即為本研究進行分析的依據。. 三、特殊利益提案的信度檢測為了確認個人的主觀因素不會造成特殊利益提案判斷上的偏差，本研究透過評分者之間信度（inter-rater reliability）檢測方法，測量在本研究所界定的標準之. ‧10‧.

(11) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 下，各個評分者所做分類的一致性程度為何。7 由於本研究所觀察期間為第六屆及第七屆一、二會期，其中第六屆立委的提案係借用羅清俊與廖健良（2009）的資料庫，而這筆資料庫的評分者之間信度係數為 0.96。至於第七屆立法院第一與第二會期則是由作者自行歸類，因此必須進一步進行信度檢測。提案隨機抽樣與信度檢測的程序如下：第七屆第一與第二會期立委提案共計 758 筆，在 95% 的信心水準，. ± 10% 的抽樣誤差之下，必須隨機抽出的樣本總數應為 86 筆。由於第一會期提案總數計有 436 筆，佔第一、二會期提案總數的 57.5%，因此第一會期應抽取 49 個樣本；第二會期提案總數計有 322 筆，佔第一、二會期提案總數的 42.4%，因此第二會期應抽取 37 個樣本。接下來，我們利用系統抽樣法分別在第一與第二會期抽取樣本。第一會期先以簡單隨機抽樣法任意抽取一個樣本，然後每隔 9 個抽取一個（間隔值為 436/49=8.81，四捨五入進位之後為 9）。同樣地，第二會期先以簡單隨機抽樣法任意抽取一個樣本，然後也是每隔 9 個抽取一個（間隔值為 322/37=8.71，四捨五入進位之後為 9）。86 個樣本抽出來之後，交由 A、B 兩位熟悉分配政治研究的評分者將其分類完畢。最後依照以下程序計算信度係數為 0.99：. （一）計算各評分者之間的差異數與完全同意數在比對作者與兩位評分者的分類結果之後，彼此之間所認定的差異數與完全同意數如表一：表一作者、評分者 A、評分者 B 彼此認定差異數與完全同意數作者與評分者 A 的差異數：3. 完全同意的數目= 86-3 = 83. 作者與評分者 B 的差異數：3. 完全同意的數目= 86-3 = 83. 評分者 A 與評分者 B 的差異數：0. 完全同意的數目= 86-0 = 86. 資料來源：本研究. （二）計算相互同意度相互同意度計算公式如下（唐慧慈，2004：31）：相互同意度＝. 7. 2M ( N 1 + N 2). 所謂評分者之間信度，是對一些無法進行完全客觀計分的測量所使用。評分者之間信度可被視為是評分者之間分數的相關係數。 ‧11‧.

(12) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. M＝完全同意數目 N1＝第一位評分者應有的同意數目 N2＝第二位評分者應有的同意數目例如作者與 A 評分者完全同意的數目為 83，所以 M＝83；作者應有的同意數目為 86，也就是 N1＝86；評分者 A 應有的同意數目也是 86，也就是 N2＝86。所以作者與評分者 A 的相互同意度＝2（83）/（86+86）＝0.965。至於作者與評分者 B 以及評分者 A 與 B 之間的相互同意度也是一樣的運算方法。兩兩之間的相互同意度如表二。表二相互同意度作者與 A. 作者與 B. A與B. 完全同意的數目. 83. 83. 86. 應有的同意數目. 86. 86. 86. 0.965. 0.965. 1. 相互同意度. 資料來源：本研究. 接下來計算平均相互同意度：. 0.965 + 0.965 + 1 ＝0.977 3. （三）計算出評分者之間信度係數（韓培爾，2003：88）評分者信度公式＝. N × ( 平均相互同意度) 1 +[( N − 1) × 平均相互同意度]. N：參與信度檢測的人數依照公式計算，本研究的評分者之間信度係數＝. 3 × 0.977 ＝0.99 1 + [(3 − 1) × 0.977]. 本研究在第六屆與第七屆一、二會期的評分者之間信度係數分別為 96% 與 99%。8 因此本研究對於屬於特殊利益提案之分類，並未受到研究者的主觀判斷所影響。 8. Kassarjian 指出，若信度係數高於 85%，則研究者便可滿意此統計結果（轉引自蘇昭銘， 2006：23）。. ‧12‧.

(13) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 四、統計分析方法（一）敘述性統計由於計畫型補助款與立委特殊利益提案是本文關注的重點，所以本文首先利用敘述性統計方法，分析在本研究觀察期間內，中央政府在各年度分配給縣市的計畫型補助款總額的變化趨勢，以及獲得補助款最多的 10 個縣市。其次，我們也分析各年度縣市所屬區域立法委員特殊利益提案的變化趨勢，及特殊利益提案比例最多的 10 個縣市。. （二）多變量分析本文將建立影響中央政府計畫型補助款在縣市分配的因素模型。依變數為民國 96、97、98 年各縣市所獲得的計畫型補助款總金額（t 時間的補助款），資料來源為行政院。我們使用計畫型補助款的總金額而非人均資料，原因在於計畫型補助款大都屬於基礎建設的資本門預算，換言之，它是完整的一筆一筆金額補助，不易切割。它不像是一般性補助款，按照特定人口的數量，以公式設算來做分配。因此，以總金額來詮釋補助款的分配結果，應該比較貼近事實。9 另外，為了避免通貨膨脹因素的影響，我們以 95 年為貨幣基期年進行物價水準調整。這筆資料是中央各部會基於自由裁量權分配給縣市的補助款，可惜的是我們只取得所有部會的聚合資料，並沒有個別部會分配至縣市的計畫型補助款款項，這也是本文在資料分析上的限制。10 本研究最重要的自變數是 t-1 時間點的縣市所屬立委特殊利益提案數量，佔縣市所屬立委總提案數的比例。除此之外，本文仍將參考國內過去探討補助款分配情形的相關實證研究，選取適當的政治變數納入模型中，藉此重新檢視這些變數對於計畫型補助款的影響。另外，補助款的分配除了可能受政治因素之影響外，也可能. 9. 10. 通常我們看到立法委員在選民面前邀功或是競選連任時在競選公報上的政績宣傳，都會說我為選區爭取了 8 億或 10 億（而這都屬於計畫型補助款），很少看到立委說這項工程案我幫每位選民爭取平均 500 元。當然，有些時候，計畫型補助款的分配仍會考慮縣市的人口規模或與人口相關的因素，所以我們以縣市人口比例做為多變量模型當中的控制變數，以免模型估計有所誤差。未來如果能夠收集到單一部會分配至各縣市的計畫型補助款，那麼更細緻的實證研究應該是可以期待的。 ‧13‧.

(14) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 與各縣市的客觀需求存在相當程度的關聯性，而因為計畫型補助款與經濟與基礎建設較為相關，因此本文將選取適當的變數作為本文模型的控制變數。最後，基於資料之特性，本文將納入以下幾個變數來控制各縣市之間的結構差異。首先，由於本文是以補助款金額而非人均數值作為分析對象，所以模型將納入各縣市人口佔 25 縣市人口總額的比例做為控制變數。其次，自有財源比例的高低可以反映各縣市的財政結構與對於補助款的需求，所以也納入模型。另外，由於本文資料兼具橫斷面（cross-section）與時間序列（time-series）的特性，即所謂追蹤資料或縱橫資料（panel data），所以極易出現自我相關（autocorrelation）及變異數不齊一（heteroskedasticity）的問題。為避免上述問題，本研究模型自變數將納入 t-1 時間點的補助款，並利用 Wooldridge（2002）所發展出，檢測追蹤資料一階自我相關問題的 Wooldridge Test，確認納入落後期數資料後的模型已無一階自我相關問題。而在變異數不齊一的部分，因可能出現時間上的變異數不齊一問題（contemporaneous correlation），因此分析模型的自變數納入以 98 年度為基準的兩個年度虛擬變數，即 96 年與 97 年，以排除此問題（Sayrs, 1989; Stimson, 1985）。除將依變數取其自然對數進行分析外，根據 Beck & Katz（1995）的建議，我們採取普通最小平方法（ordinary least squares）來估計迴歸係數，但同時以「根據定群修正之標準誤」（panel corrected standard errors）來進行統計檢定，以排除橫斷面資料的變數不齊一問題。 11 模型所有相關自變數的操作化內容進一步說明如下，各項變數的敘述性統計分析呈現於表三： 1. 前一年縣市計畫型補助款（取自然對數）：95-97 年度各縣市所獲得的計畫型補助預算金額（取自然對數）。由於我國預算編製實務上往往會參考前一年的預算，因此將前期的補助款納入迴歸分析模型內，除了有助於解決資料可能存在的自我相關問題之外，也可以同時檢證預算編列是否帶有漸進主義的色彩。 2. 年度虛擬變數：如前所述，為避免資料具時間上的變異數不齊一問題，因此分析模型的自變數納入以 98 年度為基準年的兩個虛擬變數，即 96 年與 97 年年度虛擬變數來排除此問題。. 11. 若時間數列資料屬於非定態（non-stationary），則迴歸分析可能面臨虛假迴歸（spurious regression）之問題，故本文採用 Hadri（2000）針對追蹤資料所發展出的 Hadri LM test 進行 panel 單根檢定，結果發現各項變數均無法拒絕資料為定態之虛無假設，故本文分析採用 OLS 模型，並透過模型設定避免異質變異及自我相關等問題，整體分析步驟應屬適當。. ‧14‧.

(15) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 表三多變量迴歸模型當中依變數與自變數的敘述統計資料變數名稱（單位）. 平均值. 標準差. 最小值. 最大值. 依變數： ln 縣市計畫型補助款（百萬元）. 8.1342. 0.8060. 6.5915. 10.2696. ln 前一年縣市計畫型補助款（百萬元）. 8.1197. 0.8060. 6.2615. 10.2696. 人口比例（%）. 3.9999. 3.7386. 0.04. 16.64. 自有財源比例（%）. 37.0971. 18.1803. 9.31. 86.73. 特殊利益提案比例（%）. 39.0965. 20.0555. 0. 100. 常設召委人數（人）. 0.5333. 0.7039. 0. 2. 立委平均資深程度（屆）. 2.6193. 0.8452. 1. 5. 立委與中央政府執政黨同黨比例（%）. 49.8200. 32.6446. 0. 100. 縣市長與中央政府執政黨同黨. 0.4000. 0.4932. 0. 1. ln 人均實質可支配所得（元）. 12.3985. 0.1601. 12.1451. 12.8247. 失業率（%）. 3.8080. 0.7427. 0.60. 4.40. 資料來源：本研究. 3. 人口比例：由於本文依變數是各縣市所獲得的計畫型補助款總額，而非人均金額，為控制可能因縣市人口規模不同所造成的補助款金額差異，故以各年度各縣市人口佔 25 縣市人口總額的比例作為控制變數。 4. 自有財源比例：自有財源比例的高低可以反映各縣市的財政結構與對於補助款的需求，故納入本文模型中。計算方式是以 95-97 年度各縣市的歲入減去補助及協助收入金額，再減去統籌分配稅收入金額，然後再除以各縣市的歲入額得出。12 5. 特殊利益提案比例：95-97 年度各縣市所屬立委所提具有分配政策性質的提案佔總提案數量的比例。 6. 常設召委人數：我國第六屆立法院有 12 個常設委員會，第七屆立法院則有 8 個常設委員會。縣市所屬立委若能擔任常設委員會的召集人，則對於議程設 12. 關於自有財源比例之定義，在學界與實務上仍有爭議之處，其主要爭點在於自有財源是否應包含統籌分配稅款，本研究依據中央統籌分配稅款分配辦法所採取之定義，不將統籌分配稅款計入自有財源。對於相關問題更詳細的討論，請見黃世鑫、郭建中（2007）。 ‧15‧.

(16) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 定、分配委員會資源、主導法案過關等等方面可能較其他委員更有影響力（Oleszek, 2004; Tsai, 2005）。換言之，擔任常設召委的立委人數越多的縣市，該縣市有可能爭取到較多的補助款。其操作型定義為 95-97 年度各縣市立法委員擔任常設委員會召集人的總人數。 7. 立委平均資深程度：就傳統分配理論的觀點來看，國會議員的資深程度會影響他們爭取補助款的能力（Roberts, 1990）。故當縣市所屬立委平均資深程度越高，該縣市可能越容易獲得超額的補助款。此變數的操作型定義為 95-97 年度各縣市立法委員曾經擔任過立委的平均屆數，我們將各縣市立委所擔任屆數相加後除以該縣市立委人數。13 8. 立委與中央政府執政黨同黨比例：Larcinese, Rizzo, & Testa（2006）的研究發現，美國總統身為執政黨領袖，會傾向將補助經費分配給同黨議員比例較高的州；臺灣的部分實證研究也支持上述的觀點（謝文盛、歐俊男，2003；羅清俊，2000），故本文將立委與中央政府執政黨同黨比例納入模型的自變數。計算方式是各縣市立法委員黨籍與中央政府執政黨同黨籍的人數除以該縣市立委員額數。具體來說，96 與 97 年度中央政府的預算是由當時的執政黨，也就是民進黨政府所編列，所以在這個觀察期間之內，此變數的操作化內容為各縣市民進黨籍立法委員的比例。而 98 年度中央政府的預算是由國民黨政府所編列，所以在這個觀察期間之內，此變數的操作化內容為各縣市國民黨籍立法委員的比例。 9. 縣市長與中央政府執政黨同黨：前述 Larcinese, Rizzo, & Testa（2006）的研究同時也發現，若州長與總統同黨籍，則該州能夠得到較多的聯邦補助款，羅清俊（2010 年 11 月）以我國補助款分配為對象的研究也有類似的發現。故本文將縣市長與中央政府執政黨同黨納入迴歸分析模型當中，凡是縣市首長的黨籍與中央政府執政黨的黨籍相同者編碼為「1」，其他編碼為「0」。具體來說，因為 96-97 年度中央政府的預算是當時的執政黨，也就是民進黨所編列，故在這段觀察期間之內，縣市長屬於民進黨則編碼為 1，其餘編碼為 0；而 98 年度中央政府補助預算是由國民黨編列，所以這個觀察年度內的縣市長屬於國民黨則編碼為 1，其餘編碼為 0。 10. 人均實質可支配所得（取自然對數）：人均實質可支配所得是根據中華民國統. 13. 從第一屆增額立委開始計算，不限定是否連任，中途離職者的屆數亦納入計算。. ‧16‧.

(17) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 計資訊網所公佈的「平均每人每年可支配所得（元）」指標」加以換算得出，其計算方式是將各縣市平均每戶可支配所得除以平均每戶人數，並以 95 年為貨幣基期年進行物價水準調整，再取其自然對數。 11. 失業率：失業率資料是來自中華民國統計資訊網所公佈的「失業率」指標，指各縣市失業人口占該縣市勞動力之百分比。. 肆、統計分析一、敘述統計在進入到更詳細的多變量分析之前，本節將先呈現民國 95 年至 98 年間，中央政府計畫型補助款總額在年度之間的變動趨勢以及獲得計畫型補助款較多的 10 個縣市。其次，呈現所有區域立委在 94 年度至 97 年度特殊利益提案的趨勢變動情形以及特殊利益提案比例最高的 10 個縣市。. （一）計畫型補助款首先，表四及圖一顯示 95 年至 98 年間 25 縣市所獲得的計畫型補助款總金額年度變動情形。95 至 98 年度期間計畫型補助款的補助金額變動相當劇烈，具體來說，計畫型補助款的補助金額在 95 年度將近 947 億元，96 年度略微下降至 936 億元左右。97 年度則大幅增加至 1782 億元，98 年度則回落至 1059 億元，不過仍較 95 年度、96 年度高出 100 億左右。表四 25 縣市所獲得計畫型補助款年度變動情形年度補助項目計畫型補助款金額. 95 年度. 96 年度. 97 年度. 98 年度. 96,983. 93,626. 178,216. 105,922. 註：單位為百萬元資料來源：本研究. ‧17‧.

(18) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 圖一 25 縣市計畫型補助款年度變動趨勢圖資料來源：本研究. 其次，表五呈現的是 95 至 98 年間，獲得計畫型補助款金額最高的 10 個縣市的金額與比例。我們大致上可以發現在這些年度期間，獲得計畫型補助款最多的是北、高兩直轄市及臺北縣，其他則呈現比較隨機的分布，即都會化程度較高或較低的縣市均有。此外，各年度獲得計畫型補助款最多的三個縣市，大致可以分得所有計畫型補助款約 35% 到 45% 左右；而獲得補助金額最高的 10 個縣市，更是囊括所有計畫型補助款的七成左右。表五 95-98 年度獲得最多計畫型補助款的 10 個縣市縣市高雄市臺北市臺北縣高雄縣桃園縣臺南縣雲林縣屏東縣臺南市花蓮縣. 95 年度金額比例 21741 22.42% 16130 16.63% 5561 5.73% 4202 4.33% 4122 4.25% 3958 4.08% 3737 3.85% 3244 3.34% 3094 3.19% 3027 3.12%. 縣市臺北市高雄市臺中縣高雄縣臺南縣臺北縣嘉義縣彰化縣屏東縣桃園縣. 96 年度金額比例 19802 21.15% 7514 8.03% 5820 6.22% 5816 6.21% 5402 5.77% 5300 5.66% 3904 4.17% 3598 3.84% 3360 3.59% 3310 3.54%. 97 年度縣市金額臺北市 30396 臺北縣 18502 高雄市 11806 臺中縣 11794 桃園縣 9932 臺中市 8800 高雄縣 7980 臺南縣 7744 屏東縣 7659 彰化縣 7247. 總計 68816 70.96% 總計 63826 68.17% 總計. 縣市臺北市高雄市臺北縣臺中縣屏東縣臺中市桃園縣彰化縣苗栗縣臺南市. 98 年度金額比例 24043 22.70% 13226 12.49% 9576 9.04% 7071 6.68% 4350 4.11% 4234 4.00% 3912 3.69% 3732 3.52% 3410 3.22% 3159 2.98%. 121860 68.38% 總計 76713 72.42%. 註：金額單位為百萬元資料來源：本研究 ‧18‧. 比例 17.06% 10.38% 6.62% 6.62% 5.57% 4.94% 4.48% 4.35% 4.30% 4.07%.

(19) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. （二）特殊利益提案首先，表六及圖二顯示 94 年度至 97 年度期間（即 95 年度至 98 年度的補助款相對應的預算審議期間）區域立委的特殊利益提案情形。94、95、97 三個年度的特殊利益提案比例維持在 31%到 33%左右。相較之下，96 年度的特殊利益提案比例卻高達近四成，14 它所對應的 97 年度計畫型補助款總額也是最高的一年（參見表四），兩者之間是否存在關聯性，實在耐人尋味。表六 94-97 年度區域立委特殊利益提案比例變化趨勢年度. 94 年度. 95 年度. 96 年度. 97 年度. 提案總數. 2026. 1095. 1093. 1641. 特殊利益提案數. 660. 368. 436. 519. 特殊利益提案比例. 32.58%. 33.61%. 39.89%. 31.63%. 提案. 資料來源：本研究. 圖二 94-97 年度區域立委特殊利益提案比例變化趨勢資料來源：本研究 14. 為什麼 96 年度立委提出特殊利益法案數量最多（94、95、96 三個年度屬於第六屆立法院，平均特殊利益提案比例為 34.74%）？可能是因為第六屆立委即將面臨第七屆立委選制的改變，想要連任的立委面對單一選區制選舉以及員額減半的壓力，因此會更熱衷地提出特殊利益法案讓選民認同（羅清俊、廖健良，2009）。 ‧19‧.

(20) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 其次，表七呈現 94 至 97 四個年度期間，區域立委特殊利益提案比例較高的 10 個縣市。我們固然發現離島或都會化程度較低的縣市，例如連江縣、金門縣、花蓮縣與澎湖縣，其所屬立委的提案有相當高的比例是屬於特殊利益性質的提案。但是也有都會化程度高或是人口較多的縣市有著高比例的特殊利益提案，例如桃園縣、臺中縣、高雄縣、高雄市等等。而從年度變化來看，96 年度是一個很特殊的年度。從表七可以發現，特殊利益提案比例達到五成以上的縣市當中，94 與 97 兩個年度皆有 6 個縣市，95 年度有 5 個縣市，但是 96 年度特殊利益提案比例最高的 10 個縣市全數超過五成。而且 96 年度這些最高比例的前 10 名縣市，其平均比例都比其他年度的前 10 名縣市來得高，這顯示 96 年度各縣市立委均非常積極地提出特殊利益提案。表七 94-97 年度區域立委特殊利益提案比例最高的 10 個縣市 94 年度提案分配分配提總數提案案比例. 縣市. 95 年度縣市. 提案分配分配提縣市總數提案案比例. 96 年度提案分配分配提總數提案案比例. 97 年度縣市. 提案分配分配提總數提案案比例. 花蓮縣. 2. 2 100.00% 連江縣. 6. 5 83.33% 連江縣. 1. 1 100.00% 連江縣. 3. 2 66.67%. 澎湖縣. 12. 9 75.00% 金門縣. 6. 5 83.33% 金門縣. 1. 1 100.00% 花蓮縣. 6. 4 66.67%. 苗栗縣. 27. 16 59.26% 雲林縣. 35. 21 60.00% 苗栗縣. 9. 7 77.78% 彰化縣. 60. 33 55.00%. 宜蘭縣. 27. 14 51.85% 花蓮縣. 2. 1 50.00% 新竹縣. 13. 8 61.54% 雲林縣. 76. 41 53.95%. 臺東縣. 18. 9 50.00% 澎湖縣. 4. 2 50.00% 高雄縣. 25. 14 56.00% 宜蘭縣. 30. 16 53.33%. 連江縣. 2. 1 50.00% 宜蘭縣. 13. 6 46.15% 宜蘭縣. 13. 7 53.85% 臺東縣. 8. 4 50.00%. 南投縣. 28. 13 46.43% 彰化縣. 31. 14 45.16% 南投縣. 13. 7 53.85% 金門縣. 29. 13 44.83%. 新竹縣. 41. 19 46.34% 臺東縣. 7. 3 42.86% 嘉義縣. 29. 15 51.72% 臺中縣. 131. 56 42.75%. 金門縣. 11. 5 45.45% 臺中縣. 75. 31 41.33% 嘉義市. 29. 15 51.72% 新竹縣. 12. 5 41.67%. 桃園縣. 222. 100 45.05% 苗栗縣. 10. 33 50.00% 高雄市. 117. 44 37.61%. 總計. 390. 188 48.21% 總計. 189. 472. 218 46.19%. 4 40.00% 臺中縣 92 48.68% 總計. 66 199. 108 54.27% 總計. 資料來源：本研究. 二、計畫型補助款在縣市分配的多變量模型分析表八是計畫型補助款在縣市分配的多變量模型分析的結果。首先，正如我們提出的假設所預期的結果，我們發現在控制其他相關變數的情況下，當縣市所屬立委的特殊利益提案比例越高，則該縣市將會獲得越多的計畫型補助款。換言之，縣市所屬立委如果越能將其時間精力投注於特殊利益的政策提案，儘管法案本身不一定能夠三讀通過，但是仍然能夠藉此途徑影響行政機關在資源分配上的決策，進而為選區爭取到較多的計畫型補助款。 ‧20‧.

(21) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 表八計畫型補助款分配的多變量分析模型依變數：ln 縣市所獲得的計畫型補助款自變數. Beta（Z 值）. 變數的 VIF 值. ln 前一年縣市計畫型補助款. 0.7167 （4.93）***. 4.33. 96 年. 0.3130 （6.65）***. 2.75. 97 年. 0.6410 （13.82）***. 2.52. 人口比例. 0.2493 （2.53）**. 3.24. 自有財源比例. 0.0371 （2.30）*. 1.87. 特殊利益提案比例. 0.0715 （1.82）*. 1.66. 常設召委人數. -0.0460 （-1.00）. 1.67. 立委平均資深程度. 0.0191 （0.52）. 1.55. 立委與中央政府執政黨同黨比例. 0.0576 （1.06）. 2.22. 縣市長與中央政府執政黨同黨. -0.0386 （-1.23）. 1.83. ln 人均實質可支配所得. -0.0141 （-0.24）. 1.99. 失業率. 0.0977 （2.13）*. 2.10. 75. 樣本數 R. 2. 0.9029. 2. Wald chi （8） 2. Prob> chi. 6.45e+06 0.0000. 註：由於我們呈現標準化迴歸係數，所以常數項省略。*p<.05；**p<.01；***p<.001；顯著水準係採單側檢定（level of significance for one-tailed test）。資料來源：本研究. 其次，就其他政治性因素來看，「立委平均資深程度」與「立委與中央政府執政黨同黨比例」雖然都與計畫型補助款呈現正向關係，但是並未達到統計上的顯著水準。而「常設召委人數」、「縣市長與中央政府執政黨同黨」則與計畫型補助款呈現負向關係，不過也並未達到統計上的顯著水準。最後，在其他控制變數方面，第一，我們發現，前一年縣市所獲得的計畫型補助款的確與本年度計畫型補助款有顯著正向關係，一定程度反映了建設計畫與預算編製的承續與漸進性。第二，97 年度的虛擬變數顯著地高過於 98 年度，而 97 年度的標準化迴歸係數也大於 96 年度的標準化迴歸係數，這代表著 97 年度的計畫型補助款相較於其他年度高出不少。非常湊巧的是，97 年度正是總統的選舉年，這. ‧21‧.

(22) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 不禁讓人直覺地聯想「政治景氣循環」現象的存在。第三，人口比例越高與縣市自有財源比例越高的縣市明顯地獲得較多的計畫型補助款。這可能是因為計畫型補助款往往涉及區域重大建設計畫，人口比例及自有財源比例較高的縣市一方面對於相關的建設需求可能較為殷切，另一方面也可能比較有能力提出建設計畫與編列配合款項。第四，由於計畫型補助款與經濟建設較為相關，因此分析模型納入各縣市「人均實質可支配所得（取自然對數）」與「失業率」兩個經濟指標作為控制變數。我們發現，失業率越高的縣市顯著地獲得越多的計畫型補助款。而縣市人均實質可支配所得與計畫型補助款分配呈現負向關係，雖然符合我們的預期，但是並未達到統計上的顯著水準。在完成多變量的迴歸模型分析後，我們基於迴歸模型估計式進一步呈現區域立委特殊利益提案比例與計畫型補助款之間的敏感度分析。敏感度分析（sensitivity analysis）主要是固定其他自變數為常數或定值的情況下，觀察某一特定自變數變動對於依變數的影響情形（Gupta, 2001: 376）。我們利用敏感度分析來觀察本文最關心的自變數，也就是特殊利益提案比例對於計畫型補助款分配的影響。在操作上，由於「縣市長與中央政府執政黨同黨」以及「96 年」、「97 年」兩個年度虛擬變數為二分虛擬變數，故以其眾數代入迴歸預測式，其他變數則分別以其平均數代入迴歸預測式。之後再將 75 個樣本的「特殊利益提案比例」數值分別代入表八模型所獲得的迴歸預測式當中，因此可以得到「特殊利益提案比例」不同數值所對應的計畫型補助款額度。因為表八迴歸模型的依變數是取自然對數後的數值，因此必須還原（反對數）成為實際的金額數值；同時，更重要的是：由於我們已經將迴歸估計式標準化了，所以以下敏感度分析是以特殊利益提案比例變化時，各縣市獲得計畫型補助款金額的變動幅度加以詮釋。圖三為區域立委特殊利益提案比例與計畫型補助款的敏感度分析結果。首先，我們發現，當縣市所屬立委特殊利益提案比例的變動從 0% 增加至大約 35% 左右時，他們所獲得的補助款增幅並沒有差異；但是當特殊利益提案的比例從 35% 開始增加時，縣市所獲得補助款的增幅就明顯逐步擴大，特別是特殊利益提案比例在 60% 至 100% 之間更是如此。這代表著當特殊利益提案比例越來越增加時，它對於計畫型補助款分配的敏感度也越來越大。換言之，統計上來說，立委特殊利益提案比例平均超過 60% 的縣市，將會是行政部門特別留意的縣市，因為這些縣市的立委想要將特殊利益帶回選區的企圖心特別強烈，所以需要以更多的計畫型補助款來滿足這些委員的需求。. ‧22‧.

(23) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 圖三區域立委特殊利益提案比例與計畫型補助款的敏感度分析資料來源：本研究. 伍、研究發現與討論一、研究發現本文嘗試解答，為何臺灣的立法委員即使在個人提案很難有機會能夠三讀通過成為正式法律的情況下，仍然熱衷於進行法律提案，特別是特殊性利益分配的提案。我們認為除了象徵性地應付選區選民或利益團體的要求、證明他們在立法院的努力、增加知名度或是建立聲望之外，在行政與立法部門的互動過程當中，國會議員特殊利益的提案很有可能是立法委員想要傳達給行政機關的訊息，讓行政部門在編列補助預算時特別留意這些立法委員對於選區利益的需求，進而使得這些立法委員所屬的選區（縣市）能夠獲得超額的中央政府補助款，特別是行政院各部會擁有自有裁量權的計畫型補助款。從實證資料的分析來看，在控制其他相關變數之後，我們的確發現區域立委特殊利益提案比例越高的縣市，他們所獲得的計畫型補助款也會越多。透過敏感度分析，我們同時也發現隨著特殊利益提案比例的增加，它對. ‧23‧.

(24) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 於縣市獲得計畫型補助款增幅的影響也會越大。除了特殊利益提案比例這個政治變數的顯著影響之外，我們並沒有發現其他政治因素對於計畫型補助款的分配有明顯的影響，例如立法委員在立法院制度性因素（例如常設委員會召集人、立委資深程度以及立委與中央政府執政黨同黨的比例）或是縣市長的政黨屬性。 15 我們倒是發現另一個雖然不能稱之為政治因素的影響，但是卻可能與政治相關的現象，也就是我們發現適逢總統選舉年的 97 年度計畫型補助款總金額明顯高過於 96 與 98 年度，這的確讓人產生政治景氣循環現象的聯想。儘管縣市所屬立法委員在特殊利益提案的平均比例，對於縣市所獲得的計畫型補助款存在正向顯著的影響，但是當我們比較標準化迴歸係數大於特殊利益提案比例這項自變數的係數之後，我們發現計畫型補助款在縣市的分配仍然存在明顯的預算慣性（前一年補助預算的正向顯著影響）以及需求導向（人口比例以及失業率的正向顯著影響）。而這項發現也說明，即使行政官僚體系會受到立法委員特殊利益提案的壓力而影響計畫型補助款在縣市的分配，但是以需求做為資源分配準據的防線至少仍能維持。. 二、討論根據本文的研究發現，除了特殊利益提案比例這個政治變數之外，我們並沒有發現其他政治因素對於計畫型補助款明顯的影響。難道立法委員在立法院的相關制度性因素無法影響補助款的分配嗎？縣市執政權與中央政府執政權都屬於同一政黨，也無法讓這些縣市獲得更多的計畫型補助款嗎？從國內過去關於補助利益分配的實證研究結果看來，其實上述這兩個問題並不容易回答。因為隨著各種不同研究對象與不同觀察期間的實證研究，各種不同的政治因素對於補助利益所呈現的影響力顯得相當不一致。在這種情況之下，我們認為現在應該是這個研究領域必須嚴肅面對這個問題的時候了。如果目前這個研究領域所關心的政治因素，對於政策利益分配的影響仍然無法歸納出一致性的結果，那麼研究者所要做的絕非一味地繼續找各種實證個案不斷地分析，因為不一致的現象仍然會出現。我們反而應該要在另外兩個方面投注更多的努力：第一，基於過去臺灣的實證研究結果，建構出政策利益分配的條件理論。也就是找出在什麼時間與空間的背景之下？在什麼種類的政策利. 15. 當然，這也可能是因為本文分析期間仍不夠長所致。. ‧24‧.

(25) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. 益分配情況當中？什麼樣的政治因素對於政策利益的分配會呈現明顯的影響力或不會出現明顯的影響力？第二，更重要的是嘗試搜尋在臺灣的政治脈絡之下，有什麼因素是臺灣政治環境獨特的產物而會影響政府資源的分配？而不只是沿用美國分配政治研究、跨國分配政治研究或是單一特定國分配政治研究所界定的影響因素。本文其實就是在上述第二項的批判背景之下所醞釀出來的。我們認為臺灣行政與立法之間獨特的互動關係（如文獻回顧所討論）可能是影響臺灣政府政策利益分配重要的因素之一。因此本文探索縣市所屬立法委員在特殊利益提案的積極程度，與計畫型補助款在縣市的分配之間的關係，企圖將行政與立法互動關係操作化至臺灣分配政策研究領域，而非僅著重於傳統分配政治理論的制度性因素而已。純粹就本文統計分析的結果來說，我們發現了區域立法委員積極提出特殊利益法案是為了傳送訊息給行政部門，希望行政部門基於自由裁量權編列更多的補助預算給予立委的選區。本文這項重要的實證發現不僅提供國內立法委員提案目的論的相關研究另一種思考方向，同時也擴展了臺灣與國外分配政策研究的視野。 16 不過，我們也必須承認，儘管本文有了初步的重要發現，但是未來仍然需要更多系統性的歷史案例或是針對行政官員以及立法委員進行深入訪談的系統性實證證據，才能更準確與詳細地解釋立委特殊利益提案對於補助款分配的影響過程與結果。. 參考文獻王志良、詹富堯、吳重禮（2010 年 11 月）。鞏固支持或資源拔樁？中央與地方府際關係對於補助款分配之影響。2010 年中國政治學會年會暨「能知的公民？民主的理想與實際」學術研討會，高雄。李世宏（2007）。中央地方府際關係與地方財政發展：以雲林縣、嘉義縣、台南縣為例。國立虎尾科技大學學報，26（3），51-64。洪鴻智（2007）。自然災害後政府重建資源分配之決策因素分析：以 921 地震為例。公共行政學報，23，95-124。徐仁輝（1997）。當前我國預算決策過程之研究。中國行政評論，6（2），5770。 16. 分配政策實證研究從 1960 年代在美國發展以來迄今，不管是在美國的研究、跨國的研究、或是單一特定國的研究（包括臺灣），從未將國會議員特殊利益提案納入作為解釋補助利益分配的影響因素，本文可視為這類研究的開端。 ‧25‧.

(26) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. 唐慧慈（2004）。琉璃工房與琉園經營策略之探討。世新大學行政管理學系碩士學位論文，未出版，台北。張其祿（2002）。我國地方補助款分配模型之經驗研究。社會文化學報，14，79100。黃世鑫、郭建中（2007）。自有財源與地方財政自主？地方自治內涵之省視。政策研究學報，7，1-34。蔡韻竹（2011 年 5 月）。誰代表誰：立委為誰提案？為誰立法？。「民主、國會與決策」學術研討會，台北。劉旭清（1993）。地方派系、選舉與補助款之研究─以嘉義縣為個案分析。國立政治大學公共行政學系碩士學位論文，未出版，台北。劉彩卿、朱澤民、陳欽賢、黃瑞春（2003）。鄉鎮市補助款分配之實證研究。財稅研究，35（4），1-15。賴映潔、王宏文（2011 年 5 月）。台灣立法委員選舉制度改變前對補助款分配之影響。「民主、國會與決策」學術研討會，台北。謝文盛、歐俊男（2003）。台灣地區政黨政治對地方政府補助收入影響之研究。問題與研究，42（6），97-111。韓培爾（2003）。社會科學研究方法 Q&A（初版）。台北：風雲論壇。羅清俊（1998）。分配政策研究的發展與應用。人文及社會科學集刊，10（4）， 575-609。羅清俊（2000）。政策利益分配的型態：最小獲勝聯盟或是通通有獎？。政治科學論叢，13，201-232。羅清俊（2001）。台灣分配政治（初版）。台北：前衛出版社。羅清俊（2004）。分配政策與預算制定之政治分析。政治科學論叢，21，149188。羅清俊（2009）。重新檢視台灣分配政策與政治（初版）。台北：揚智出版社。羅清俊（2010 年 11 月）。我國中央政府補助款制度變革的實證性初探。府際關係的新興議題與治理策略學術研討會，台北。羅清俊、張皖萍（2008）。立法委員分配政治行為分析：選區企業與立法委員企業背景的影響。政治科學論叢，35，47-94。羅清俊、陳文學（2009）。影響原住民政策利益分配的因素：族群代表或選舉競爭？。選舉研究，16（2），167-207。. ‧26‧.

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(30) ‧公共行政學報‧. 第四十二期. 民101年3月. The Relationship between Particularistic Benefit Bills Initiated by Legislators and the Geographic Distribution of Categorical Grants in Taiwan, FY2005~FY2009 Ching-Jyuhn Luor, Fu-Yao Chan∗ Abstract Previous study showed that the number of particularistic benefit bills initiated by individual member of Legislative Yuan in Taiwan increased dramatically. However, these bills barely passed the whole legislative process and then became the public law. If initiating particularistic benefit bills were ineffective, why did legislators in Taiwan spend so much time and energy initiating these bills? In this paper, we argue that the reason why legislators initiate so many particularistic benefit bills is to send signals to bureaucracies how badly they need on particularistic benefits for their constituencies. Under this circumstance, one of the political consequences would be that rational bureaucracies distribute disproportionate benefits to greedy legislators’ districts (cities or counties) so that the good relationship between the legislative and the executive branches can be kept. ∗. Ching-Jyuhn Luor, Professor, Department of Public Administration and Policy, National Taipei University. Fu-Yao Chan, Ph.D. Student, Department of Public Administration and Policy, National Taipei University.. ‧30‧.

(31) 立法委員特殊利益提案與中央政府計畫型補助款的分配：從民國 94 年至 98 年之資料探析. As we expect, the statistical results show that there is a positive association between particularistic benefit bills initiated by legislators and categorical grants that districts received from central government, in the sense that the more particularistic benefit bills that legislators initiated (measured by ratio), the more categorical grants flowed to their districts. While we find significant effect of legislator’s bill-initiating behavior on the distribution of categorical grants, we still find that needs based criteria and budget inertia are at work. To some extent it means that bureaucracies are doing their job quite well, even though they compromise political pressure somewhat to greedy legislators. Keywords: Particularistic Benefit Bills, Categorical Grants, Distributive Politics, Distributive Policies, Legislator. ‧31‧.

(32) ‧公共行政學報‧. ‧32‧. 第四十二期. 民101年3月.

(33)