環(huán)境管制與廠商生產(chǎn)力

1、環(huán)境管制與廠商生產(chǎn)力曾美萍 國立中正大學(xué)國經(jīng)所博士班與正修科技大學(xué)國企系講師，e-mail:pyng.tw。 劉錦添 國立臺灣大學(xué)經(jīng)濟(jì)系特聘教授，e-mail:liujt.tw。摘 要本研究透過正式和非正式環(huán)境管制對廠商防治污染支出的影響，再進(jìn)一步探討環(huán)境管制與廠商生產(chǎn)力的關(guān)係。Porter (1990, 1991) 認(rèn)為嚴(yán)格的環(huán)境管制將促使廠商追求更乾淨(jìng)的生產(chǎn)技術(shù)，並積極從事創(chuàng)新活動以使其競爭力提升，因此環(huán)境管制將有利於提高廠商的生產(chǎn)力。隨著國民所得的提高，臺灣環(huán)保意識高漲，面對日趨嚴(yán)峻的環(huán)境管制，廠商必須調(diào)整其既有的生產(chǎn)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(chǎn)力將會因此降低或反而提高？是本研究的重點(diǎn)。本研究分別採用兩套資料進(jìn)行實(shí)證，一套是1998年至2003年經(jīng)濟(jì)部工廠校正暨營運(yùn)調(diào)查個(gè)別廠商資料，另一套則是2000年至2005年環(huán)保署環(huán)保支出統(tǒng)計(jì)調(diào)查個(gè)別廠商和臺灣經(jīng)濟(jì)新報(bào)企業(yè)財(cái)務(wù)調(diào)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(tǒng)計(jì)指標(biāo)，並以兩階段最小平方法進(jìn)行實(shí)證。在第一階段估計(jì)，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(shù)，並採用縣市別的正式和非正式管制作為工具變數(shù)來估計(jì)廠商的防治污染支出，其中，以環(huán)?；榇螖?shù)作為正式管制指標(biāo)，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(shù)、家庭可支配所得

3、、教育水準(zhǔn)和人口密度作為非正式管制指標(biāo)，民眾陳情件數(shù)、教育水準(zhǔn)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(fù)向影響。我們利用第一階段的預(yù)測防治污染指標(biāo)作為環(huán)境管制代理變數(shù)，進(jìn)一步檢視環(huán)境管制對廠商生產(chǎn)力的影響。實(shí)證顯示，不論是以預(yù)測防治污染支出比例或預(yù)測防治污染投資比例作為環(huán)境管制變數(shù)，環(huán)境管制對製造業(yè)工廠的勞動生產(chǎn)力和總要素生產(chǎn)力均有顯著的正向影響效果，廠商在面對環(huán)境管制而改善其污染的同時(shí)，生產(chǎn)力也提升了，傾向支持Porter假說。關(guān)鍵詞：環(huán)境管制、正式管制、非正式管制、防治污染支出、勞動生產(chǎn)力、總要素生產(chǎn)力、兩階段最小平方法一、前言環(huán)境管制一向被批評為

4、不僅會增加廠商的生產(chǎn)成本，而且會降低廠商的競爭力。在面對環(huán)境管制政策時(shí)，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(chǎn)過程改善的設(shè)計(jì)成本、管理成本等，造成廠商的真實(shí)防治污染成本難以正確的衡量。而在環(huán)境管制政策下，廠商必須改變其利潤極大下的最適生產(chǎn)決策，當(dāng)管制越多和越嚴(yán)峻時(shí)，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(shè)備、改善生產(chǎn)流程、研發(fā)新生產(chǎn)技術(shù)或開發(fā)新產(chǎn)品，以符合環(huán)境管制政策的要求，因此，環(huán)境管制讓廠商的生產(chǎn)決策產(chǎn)生變化，廠商也必須調(diào)整其既有的生產(chǎn)模式，以符合正式環(huán)境管制的規(guī)範(fàn)和檢查。除此之外，廠商也面臨非正

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

6、f-pipe or secondary treatment)，另一個(gè)則是改善整體生產(chǎn)流程。前者將增加廠商的營運(yùn)成本，導(dǎo)致生產(chǎn)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(chǎn)品品質(zhì)或開發(fā)新型產(chǎn)品，因而產(chǎn)生創(chuàng)新的效果，並提升其競爭力。因此，Porter認(rèn)為環(huán)境管制將促使廠商追求更乾淨(jìng)的生產(chǎn)技術(shù)，採用更新穎的生產(chǎn)設(shè)備，除了消極的符合環(huán)境管制的要求，廠商更因此積極從事創(chuàng)新活動，環(huán)境管制將有利於提高廠商的生產(chǎn)力，這也就是所謂的Porter假說。隨著國民所得水準(zhǔn)的提高，臺灣環(huán)境保護(hù)意識逐漸高漲，環(huán)境保護(hù)不只是社會問題或經(jīng)濟(jì)議題，更是國家永續(xù)生存的大業(yè)。臺灣自1970年代以來，陸續(xù)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(huán)境保護(hù)的法規(guī)，是屬於正式環(huán)境管制。另一方面，這二三十年來，民間對環(huán)保事件的抗?fàn)幰矊映霾桓F，例如，貢寮居民對核四建廠的抗?fàn)幮袆?、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、臺塑汞污泥事件、以及最近大發(fā)工業(yè)區(qū)的毒氣外洩事件等等，這些事件中受到傷害的當(dāng)?shù)鼐用窠逵蓢鷱S抗?fàn)?、賠償要求、抵制污染廠商產(chǎn)品等的抗?fàn)幮袆?，均是透過製造壓力和爭取社會輿論重視來和廠商進(jìn)行談判，以達(dá)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(yán)峻的環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)和民眾環(huán)保意識抬頭，廠商

8、必須調(diào)整其既有的生產(chǎn)模式，降低污染排放量，以符合法定的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，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(huán)境管制對廠商防治污染支出的影響，更想了解環(huán)境管制對廠商生產(chǎn)力的影響。臺灣製造業(yè)工廠座落在不同縣市，各縣市的環(huán)境管制執(zhí)行情況並不相同，我們嘗試以縣市別水準(zhǔn)的數(shù)據(jù)作為廠商所面對的環(huán)境管制嚴(yán)格程度，以探討環(huán)境管制對廠商在防治污染支出的影響。此外，臺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(huán)境管制縱使有所差異，但卻是屬於相同的企業(yè)，有著相同的營運(yùn)管理政

9、策和模式，這些屬於上市上櫃公司的工廠，是否因?yàn)閷傩缘牟煌泻推渌S的防治污染支出有所不同，也是我們的另一個(gè)研究課題。我們利用兩階段最小平方法(2LSL, two-stage least square method )進(jìn)行實(shí)證，先透過防治污染支出和生產(chǎn)力的估計(jì)，再進(jìn)一步檢視防治污染支出對生產(chǎn)力的影響，分別採用兩套資料進(jìn)行實(shí)證，一套是1998年至2003年經(jīng)濟(jì)部工廠校正暨營運(yùn)調(diào)查資料，由這套資料探討臺灣製造業(yè)工廠的防治污染對其生產(chǎn)力的影響；另一套資料則是環(huán)保署環(huán)保支出統(tǒng)計(jì)調(diào)查和臺灣經(jīng)濟(jì)新報(bào)上市上櫃企業(yè)財(cái)務(wù)調(diào)查資料，在這套資料中，我們利用環(huán)保支出統(tǒng)計(jì)調(diào)查資料將工廠區(qū)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(yè)財(cái)務(wù)調(diào)查予以合併，據(jù)以探討2000年至2005年臺灣上市上櫃公司的防治污染和生產(chǎn)力間的關(guān)係。由於廠商的真實(shí)防治污染支出，除了可以衡量的環(huán)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(nèi)生性的問題，因此在第一階段的估計(jì)，我們以工具變數(shù)法估計(jì)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(huán)境管制的代理變數(shù)和廠商特性作為工具變數(shù)，包括工廠座落地點(diǎn)所屬的縣市別環(huán)保稽查次數(shù)的正式環(huán)境管制，以及民眾對公害的陳情件數(shù)、家庭可支配所得和人口密度等非正式環(huán)境管制指標(biāo)。兩套資料均顯示環(huán)?；檎焦苤茖S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(shù)對廠商的的防治污染支出、教育水準(zhǔn)和所得水準(zhǔn)對防治污染有顯著的正向影響，而人口密度越高的地區(qū)，廠商的防治污染支出則越低。我們進(jìn)一步探討環(huán)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(fā)現(xiàn)，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(zhǔn)，而環(huán)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(gè)現(xiàn)象相當(dāng)有趣，亦即，環(huán)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(huán)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(jì)上，我們以勞動生產(chǎn)力和總要素生產(chǎn)力作為生產(chǎn)力指標(biāo)，並利用第一階段所得到防治污染支出預(yù)測值作為環(huán)境管制的代理變數(shù)，進(jìn)行環(huán)境管制與生產(chǎn)力關(guān)係的探討。由於第二套資料中，環(huán)保支出統(tǒng)計(jì)調(diào)查是工廠別資料，而上市上櫃企業(yè)財(cái)務(wù)調(diào)查是公司別資料，為了將工廠別資料轉(zhuǎn)換為公司別資料，我們根據(jù)全國商工登記資料公示查詢系統(tǒng)，逐一查詢臺灣上市上櫃企業(yè)的個(gè)別工廠分別座落在哪一個(gè)縣市，統(tǒng)計(jì)出上市上櫃公司在各個(gè)縣市的工廠家數(shù)，利用第一階段所估計(jì)的工廠別防治污染支出預(yù)測值來推算上市上櫃公司的總防治污染支出。實(shí)

13、證顯示：環(huán)境管制對於勞動生產(chǎn)力和總要素生產(chǎn)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(huán)境管制指標(biāo)，環(huán)境管制對勞動生產(chǎn)力和總要素生產(chǎn)力均有正向的影響。此外，對上市上櫃企業(yè)而言，環(huán)境管制對總要素生產(chǎn)力均有顯著的正向影響。兩套資料的實(shí)證結(jié)果均顯示，嚴(yán)格的環(huán)境管制對廠商生產(chǎn)力有顯著的正向影響，傾向支持Porter假說。本研究利用兩套個(gè)別廠商資料進(jìn)行實(shí)證，並結(jié)合正式管制和非正式管制指標(biāo)，這是過去國內(nèi)甚至亞洲國家少見的資料。本文的第二部分是文獻(xiàn)探討，第三部分是計(jì)量模型，第四部分是資料說明，第五部分則是實(shí)證結(jié)果，最後是結(jié)論。二、文獻(xiàn)探討根據(jù)本文的研究主題，將文獻(xiàn)分成兩部分說明，第一部分

14、文獻(xiàn)是關(guān)於正式和非正式環(huán)境管制對廠商的影響，第二部分是關(guān)於環(huán)境管制和廠商生產(chǎn)力之關(guān)係。(一) 正式管制與非正式管制正式環(huán)境管制(formal environmental regulations)是政策部門為改善環(huán)境品質(zhì)而制定的規(guī)範(fàn)，包括制定廢氣廢水的排放標(biāo)準(zhǔn)、設(shè)立定點(diǎn)環(huán)保監(jiān)視系統(tǒng)、定期或不定期的環(huán)?；?、生產(chǎn)技術(shù)標(biāo)準(zhǔn)、污染稅得徵收等。正式環(huán)境管制係透過公權(quán)力來達(dá)到減少環(huán)境污染的目的，有時(shí)市場因素或經(jīng)濟(jì)規(guī)模的考量，使正式環(huán)境管制的成效不彰，例如不易找到替代能源或替代能源價(jià)格昂貴，目標(biāo)利潤極大的廠商可能寧可繳交污染稅或進(jìn)行污染許可交易，也不調(diào)整生產(chǎn)模式或設(shè)備。相較於正式管制，非正式環(huán)境管制(inf

15、ormal environmental regulations)是屬於體制外的監(jiān)督，例如社區(qū)居民對環(huán)境公害的申訴和陳情情形、民眾對環(huán)境污染的抗?fàn)帯h(huán)保團(tuán)體對廠商的觀感、社會輿論的壓力、拒買廠商產(chǎn)品的訴求等等，都是非正式的環(huán)境管制，也是除了政府體制內(nèi)的執(zhí)法外，廠商無法輕忽的監(jiān)督。此外，社區(qū)居民的所得水準(zhǔn)、教育水準(zhǔn)、就業(yè)率等，也會對廠商的運(yùn)作形成一股壓力，當(dāng)正式管制效果不彰時(shí)，非正式管制提供了另一個(gè)管道促使廠商重視防治污染。文獻(xiàn)上大多探討正式和非正式環(huán)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(huán)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(guān)。廠商為了達(dá)到政策所

16、制定的環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)、符合環(huán)?；樾袆?，以及滿足工廠座落地點(diǎn)社區(qū)居民對環(huán)境的要求，必須減少廢氣、廢水的排放量和廢棄物數(shù)量，否則將受到執(zhí)法單位的處罰、繳交污染稅，以及社區(qū)居民的抗?fàn)幒鸵筚r償。在利潤最大的考量下，廠商必須調(diào)整其既定的生產(chǎn)模式、防治污染設(shè)備的配置和對生產(chǎn)要素需求型態(tài)，不僅要達(dá)到環(huán)境管制標(biāo)準(zhǔn)免於被處罰，也需面對工廠週邊居民抗?fàn)帀毫?，在在顯示不論是正式或非正式管制，環(huán)境管制不僅使廠商的生產(chǎn)模式受到影響，廠商在管理層面也受到相當(dāng)?shù)男n擊，這些影響和衝擊或?qū)⒏淖儚S商的污染排放量，也因而影響其防治污染成本。正式環(huán)境管制是屬於體制內(nèi)的管制，係透過公權(quán)力來達(dá)到減少環(huán)境污染的目的，有關(guān)正式環(huán)境管制的文

17、獻(xiàn)主要著重在討論環(huán)保稽查行動對降低廠商污染量的效果、環(huán)境稽查與廠商守法行為的關(guān)係，以及稽查行動對廠商決策的影響。在研究對象上，正式環(huán)境管制的研究大多以已開發(fā)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(fā)國家在有較多的資源可運(yùn)用在正式管制方面，而且執(zhí)行效果也比開發(fā)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(shí)間落後關(guān)係，在水污染排放量的迴歸式中採用落後期的稽查指標(biāo)，並以落後期的排放量作為衡量廠商投資防治污染設(shè)備的代理變數(shù)。

18、實(shí)證顯示，稽查行動確實(shí)對廠商產(chǎn)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(guān)係，均將政府稽查行動視為一項(xiàng)內(nèi)生變數(shù)。Laplante and Rilstone (1996)認(rèn)為執(zhí)法者並非隨機(jī)地選擇稽查對象，曾接受過稽查的廠商再度受到稽查的機(jī)率較小，改變產(chǎn)能的廠商受到稽查的機(jī)率較大，作者以1985-1990年加拿大造紙廠資料，以工具變數(shù)法估計(jì)廠商接受稽查的預(yù)期機(jī)率，再分析污染排放量的決定，實(shí)證發(fā)現(xiàn)，廠商實(shí)際接受稽查的機(jī)率越高，自行申報(bào)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(jìn)行實(shí)證，採用兩階段估計(jì)，第一階段先以Poisson模型估計(jì)執(zhí)法活動的估計(jì)值，再以估計(jì)值進(jìn)行第二階段存活模型的估計(jì)，探討，廠商持續(xù)違法的時(shí)間因素。研究結(jié)果顯示，在管制較嚴(yán)格的州，廠商違法時(shí)間較短，而規(guī)模較大廠商的違法時(shí)間明顯較長，亦即守法的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效果並不存在。Dion, Lanoie and Laplante (1998)認(rèn)為執(zhí)法者應(yīng)考量稽查行動對當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)的影響，以及違法者對環(huán)境污染的影響，他們同樣是以1985-1991年加拿大造紙廠資料進(jìn)行分析，利用Probit模型估計(jì)廠商受到稽查的機(jī)率，發(fā)現(xiàn)污染程度嚴(yán)

20、重的廠商受到環(huán)保單位稽查的機(jī)率較高，設(shè)廠在失業(yè)率較高地區(qū)的廠商，受到稽查的機(jī)率則明顯較低。Dasgupta, Hettige, and Wheeler (1997) 探討管制對墨西哥環(huán)境績效的影響，除了強(qiáng)調(diào)廠商本身的管理策略，包括對環(huán)境績效的努力程度和採用的管理策略型態(tài)，對環(huán)境績效的影響，並且檢視管制執(zhí)行、經(jīng)理人教育程度和經(jīng)驗(yàn)和員工教育程度對環(huán)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(jìn)行實(shí)證，稽查行動確實(shí)對廠商產(chǎn)生壓力，有受到稽查經(jīng)驗(yàn)的廠商顯著地比競爭對手乾淨(jìng)，員工教育程度對環(huán)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(zhí)法決策和廠商守法行為關(guān)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(lián)立模型探討環(huán)保署的執(zhí)法行動與廠商結(jié)束營運(yùn)的決策行為，實(shí)證結(jié)果顯示，規(guī)模較大或傾向關(guān)廠的廠商，執(zhí)法單位進(jìn)行稽查的機(jī)率較低，而廠商若預(yù)期將面臨較多稽查行動，決定關(guān)廠的可能性也較大。Gray and Deliy (1996)進(jìn)一步同時(shí)分析政府稽查行動與廠商的守法行為和關(guān)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(shù)法進(jìn)行實(shí)證，研究顯示，廠商過去的的守法表現(xiàn)會影響政府採

22、區(qū)稽查行動的機(jī)率，而污染排放量越多，受到稽查的機(jī)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(nèi)生性問題，作者以稽查變數(shù)的落後期和稽查變數(shù)落後期的預(yù)測值，來解決內(nèi)生性問題，實(shí)證顯示，前兩年稽查次數(shù)較多的廠商，違法的機(jī)率較高，而且規(guī)模較大公司對政府例行性的檢查會採取比較忽視的態(tài)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(qiáng)。一般認(rèn)為開發(fā)中國家的廠商守法比率相當(dāng)?shù)?，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(fā)中國家的執(zhí)法單位大多有經(jīng)費(fèi)預(yù)算的限制，導(dǎo)致正式管制的執(zhí)行

23、效果不顯著，廠商不守法的情形是相當(dāng)普遍的。近年來中國經(jīng)濟(jì)體的快速成長，環(huán)境品質(zhì)的惡化也伴隨而來，中國人民大會於1979年通過試用環(huán)境保護(hù)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(guī)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(biāo)準(zhǔn)、制定污染稅的徵收規(guī)定，以控制日益惡化的環(huán)境品質(zhì)。中國污染稅的課徵是以提升週遭環(huán)境品質(zhì)的基本水準(zhǔn)所設(shè)計(jì)的，而該項(xiàng)水準(zhǔn)和中國的經(jīng)濟(jì)、社會和技術(shù)發(fā)展息息相關(guān)。世界銀行研究報(bào)告有一系列關(guān)於中國正式環(huán)境管制效果的文獻(xiàn)，學(xué)者們紛紛就中國環(huán)境管制執(zhí)行、污染稅徵收和環(huán)境污染改善

24、等議題進(jìn)行研究。其中，Dasgupta, Huq, and Wheeler (1997)探討廠商守法和政府執(zhí)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(jì)守法和執(zhí)法方程式，其中，守法方程式是估計(jì)廠商的守法機(jī)率，而執(zhí)法是以廢水稅的徵收為代理變數(shù)，實(shí)證顯示，污水排放越多的工廠守法的機(jī)率較低，而國營企業(yè)、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(guī)模工廠，所繳交的污染稅率也比較高。Wang and Wheeler (2000)認(rèn)為開發(fā)中國家管制政策的施行和當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展、實(shí)際的環(huán)境品質(zhì)

25、有很強(qiáng)的關(guān)連，他們將經(jīng)濟(jì)發(fā)展、環(huán)境品質(zhì)、管制和工業(yè)污染作連結(jié)，同樣也是以中國1993年製造業(yè)工廠橫斷面資料，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展和正式管制的關(guān)係方面，他們估計(jì)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(shù)，以民眾陳情作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展指標(biāo)根據(jù)Dasgupta and Wheeler (1996)的研究結(jié)果，教育程度和所得水準(zhǔn)對民眾陳情有顯著的正向關(guān)係。，發(fā)現(xiàn)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(jì)污染密集度方程式，探討週遭環(huán)境品質(zhì)對污染稅之徵收的影響，研究發(fā)現(xiàn)，週遭環(huán)境品質(zhì)確實(shí)對污染稅的徵收有重要的影響，在污染較嚴(yán)重地區(qū)，空氣和水的污染稅率明顯的較高。Dasgu

26、pta, et al (2001)認(rèn)為污染稅的徵收是決策當(dāng)局採取環(huán)境管制的重要支柱，除了考慮污染稅，同時(shí)也分析稽查執(zhí)行對環(huán)境績效的影響。作者們認(rèn)為不守法廠商對於受到懲罰的預(yù)期決定於受到稽查的機(jī)率和污染徵收的費(fèi)率，以1993-1997年中國鎮(zhèn)江(Zhenjing)地區(qū)的製造業(yè)工廠為對象，考慮稽查的內(nèi)生性問題，利用一般動差法(GMM)估計(jì)污染方程式，實(shí)證結(jié)果顯示，污染者的環(huán)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(jìn)一步探討中國地

27、方政府執(zhí)行污染稅的課徵制度的議題，他們認(rèn)為污染稅的課徵有兩個(gè)面向的討論空間，包括執(zhí)行活動的內(nèi)生性和不完全，而這跟廠商和當(dāng)?shù)卣膮f(xié)議能力有關(guān)。作者同樣是以1993-1997年中國鎮(zhèn)江地區(qū)的製造業(yè)工廠為對象，以一般動差法估計(jì)廠商水污染稅的支出方程式，實(shí)證顯示，當(dāng)稽查次數(shù)增加1%，污染稅的支出比例會減少0.04%，曾經(jīng)歷環(huán)境意外事件、環(huán)保抗?fàn)幓蛎癖婈惽榈膹S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(bǔ)償?shù)膹S商，在當(dāng)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(fù)向關(guān)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(yè)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(yè)的協(xié)商能力較低。近來許多政策討論認(rèn)為開發(fā)中國家在正式管制的施行上有其限制，不論是在環(huán)保經(jīng)費(fèi)或人員配置上均有不足之處，非正式環(huán)境管制反而比正式管制更具有重要地位，因此，陸續(xù)出現(xiàn)許多關(guān)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(xiàn)形式，從社區(qū)民眾的圍廠抗?fàn)帯⑹就[行到公害陳情申訴，均強(qiáng)調(diào)社區(qū)居民受到環(huán)境污染傷害的訴求，除此之外，更有以工廠座落地的社區(qū)所得和教育水準(zhǔn)為非正式管制指標(biāo)，也有以經(jīng)理人對環(huán)保的重視程度、民意支持度的百分比、新聞報(bào)導(dǎo)次數(shù)和社區(qū)壓力等作為指標(biāo)，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(chǎn)生壓力，是廠

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

30、ogical oxygen demand)方程式，考慮影響B(tài)OD的三項(xiàng)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(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)比重、每人所得、小學(xué)以上學(xué)歷百分比和人口密度等代理變數(shù)。他們的研究發(fā)現(xiàn)，在沒有正式管制下，污染排放量會因廠商的規(guī)模、廠商特性、工廠所在區(qū)位的投入要素價(jià)格和非正式管制之不同而有明顯差異，規(guī)模越大、廠齡越短的工廠，其污染量越低，而社區(qū)所得和教育水準(zhǔn)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(zhǔn)高的地區(qū)，廠商的污染情形較不嚴(yán)重，而且本地就業(yè)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(chǔ)，他們認(rèn)為污染量和預(yù)期的污染成本、經(jīng)濟(jì)因素和廠商特性有關(guān)，預(yù)期污染成本決定於正式管制和非正式管制程度，經(jīng)濟(jì)因素包括防治污染的經(jīng)濟(jì)規(guī)模和相對要素價(jià)格，而廠商特性則有廠齡、生產(chǎn)效率和所有權(quán)型態(tài)等因素，而且許多特定污染的數(shù)量也反映出受害社區(qū)對廠商的觀感、對傷害的評價(jià)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(zhì)方面的污染排放量進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)，廠商的防治污染成本受限於經(jīng)濟(jì)規(guī)模大小，而同一地區(qū)內(nèi)勞動和能源價(jià)格的變動對污染密集度的影響有限，社區(qū)所得水準(zhǔn)和污染密集度有強(qiáng)烈的負(fù)向關(guān)係。Blackman and Bann

32、ister (1998)著眼於社區(qū)壓力和乾淨(jìng)生產(chǎn)技術(shù)之間的關(guān)連，作者調(diào)查1995年墨西哥Cd.Jurez地區(qū)的76 個(gè)磚窯經(jīng)理人和所有人，在磚塊生產(chǎn)上是否採用乾淨(jìng)的生產(chǎn)技術(shù)，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(guī)定的燃料型態(tài)當(dāng)作正式管制壓力，而以經(jīng)理人是否加入當(dāng)?shù)氐沫h(huán)保組織作為社區(qū)壓力代理變數(shù)，利用Probit 模型估計(jì)潛在未能觀察的成本函數(shù)。實(shí)證顯示，即使新技術(shù)會提高生產(chǎn)成本，競爭廠商仍可能採納較乾淨(jìng)的技術(shù)，而且競爭廠商和當(dāng)?shù)厮饺私M織所形成的社區(qū)壓力確實(shí)會對廠商是否採納乾淨(jìng)技術(shù)產(chǎn)生誘因。許多文獻(xiàn)紛紛以印度的為對象，探討非正式管制的對其環(huán)境污染的影響，尤其是水

33、質(zhì)污染方面的探討。Pargal et al (1997)探討環(huán)境管制對印度水質(zhì)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(dāng)?shù)乇O(jiān)視和執(zhí)行的努力是否受到社區(qū)特性的影響。他們除了發(fā)現(xiàn)污染量越高將使環(huán)境的管制形式更顯示在環(huán)保稽查上，也發(fā)現(xiàn)非正式管制和污染排放量並無顯著的負(fù)向關(guān)係，作者解釋可能是他們使用指標(biāo)都市化程度、所得水準(zhǔn)和教育程度，和社區(qū)行動不相關(guān)的原因，他們更進(jìn)一步說明，污染工廠被當(dāng)成環(huán)?；槟繕?biāo)和他們所座落地點(diǎn)無關(guān)，社區(qū)壓力也可以透過正式管制的管道產(chǎn)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(huán)境管制

34、對印度水質(zhì)污染的影響，他們採用印度水污染嚴(yán)重產(chǎn)業(yè)的100家工廠橫斷面資料，他們以地區(qū)發(fā)展指標(biāo)和國會選舉的參與率作為非正式管制的代理變數(shù)，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(zhì)的變化，以1995-1999年10 條重要河川在106個(gè)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(shù)，並考慮雨量、工業(yè)化程度、灌溉密集度和肥料的使用情形等解釋變數(shù)，採用Probit 模型估計(jì)水質(zhì)變化機(jī)率，探討非正式管制對水質(zhì)變化的影響。其中，民意百分比和河川水質(zhì)有顯著正向關(guān)係，顯示非正式管制對河川水質(zhì)有正向的影響，但工業(yè)化程度

35、、灌溉密集度和肥料的使用情形則對河川水質(zhì)有負(fù)向的影響。Kathuria (2007)檢視地方壓力是否能對污染的控制產(chǎn)生作用，採用1996-2000年印度Gujarat地區(qū)的四個(gè)監(jiān)測站資料，並以當(dāng)?shù)貓?bào)紙所刊載產(chǎn)業(yè)在防治水污染方面的文章數(shù)目以作為非正式管制代理變數(shù)，有鑒於新聞報(bào)導(dǎo)具有時(shí)效性，文中並考慮報(bào)導(dǎo)文章的落後期資料，並且同時(shí)探討正式管制對水質(zhì)污染的效果，以當(dāng)?shù)丨h(huán)保人員配置數(shù)目為正式管制指標(biāo)，研究顯示當(dāng)?shù)匚廴拘侣剤?bào)導(dǎo)對於污染行為有明顯的影響，但這個(gè)非正式管制對污染行為的影響並非立即的，只有持續(xù)地報(bào)導(dǎo)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(xiàn)探討中國在非

36、正式管制對污染控制之影響，Dasgupta and Wheeler(1996)認(rèn)為，雖然大多數(shù)文獻(xiàn)均假設(shè)政府是基於公眾利益而採取環(huán)境管制以控制污染量，但是根據(jù)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(jìn)行協(xié)商，因此，每個(gè)地區(qū)當(dāng)?shù)氐那闆r會決定直接管制、回應(yīng)申訴和社區(qū)壓力等這些管制的相對重要性，對於監(jiān)視資源稀少或不存在的開發(fā)中國家來說，正式和非正式管制的混合採用是相當(dāng)重要的。Dasgupta and Wheeler (1996)先由個(gè)別效用極大化模型推導(dǎo)影響民眾申訴件數(shù)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(fèi)水準(zhǔn)，

37、並以1987-1993年間中國29個(gè)省居民的環(huán)境申訴案件數(shù)，採用panel 隨機(jī)效果模型進(jìn)行實(shí)證分析，實(shí)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(rèn)為可能是懸浮微粒是屬於看得見的污染，而民眾容易產(chǎn)生申訴的關(guān)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(zhǔn)高的地區(qū)，民眾的申訴件數(shù)也較多。Wang (2000) 著眼於社區(qū)壓力對污染控制的效果，Wang由社區(qū)壓力構(gòu)建污染排放的隱含價(jià)格-防治污染邊際成本(MAC, marginal abatement cost)模型，估計(jì)COD(chemical oxygen demand

38、)排放量，以社區(qū)指標(biāo)，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(shí)證顯示，社區(qū)壓力和徵收污染稅一樣，對廠商控制污染是很強(qiáng)的誘因，換言之，社區(qū)壓力對污染的排放有顯著的負(fù)向效果。國內(nèi)在正式和非正式管制方面的研究相當(dāng)缺乏。劉錦龍、鄒孟文和劉錦添(2002)同時(shí)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(jìn)行實(shí)證，涵蓋紡織、非金屬、化學(xué)、鋼鐵和塑膠五個(gè)產(chǎn)業(yè)，利用兩階段步驟聯(lián)立模型(two-stage mixed models)同時(shí)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(shù)和環(huán)保職工人數(shù)作為執(zhí)法單位的執(zhí)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(dāng)?shù)貑T工份額作為代理變數(shù)，作者將稽查行動視為內(nèi)生變數(shù)，實(shí)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(zhǔn)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(nèi)外管制和廠商污染行為的關(guān)係，利用1989-1996年22個(gè)縣市的指標(biāo)組成panel data，利用最小平方法、固定和隨機(jī)效果模型探討影響民眾申訴案件數(shù)的因素，研究顯示：教育程度和所得水準(zhǔn)對申訴件數(shù)有正向且顯著的影響，作者的第二部分的實(shí)證是採用1991年工商普查中1975家廠商資

40、料，分析體制內(nèi)外管制對廠商的防治污染投入的影響效果，以防治污染設(shè)備操作費(fèi)用作為衡量廠商對環(huán)境保護(hù)的努力程度，並以為環(huán)保職工人數(shù)比例、污染總稽查件數(shù)和空氣污染告發(fā)率作為體制內(nèi)的管制變數(shù)，以教育程度、所得水準(zhǔn)和人口密度作為體制外的管制變數(shù)，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，環(huán)保職工人數(shù)比例和空氣污染告發(fā)率對工廠的防治污染投入有正向影響，而污染總稽查件數(shù)則無顯著影響。位於高所得和人口稠密地區(qū)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(guān)文獻(xiàn)彙整列於表1和表2。表1 正式環(huán)境管制之相關(guān)文獻(xiàn)作 者研究期間對象實(shí)證方法正式管制變數(shù)重要發(fā)現(xiàn)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(biāo)稽查行動對廠商產(chǎn)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(lián)立模型廠商是否受到稽查規(guī)模較大或傾向關(guān)廠的廠商，執(zhí)法單位進(jìn)行稽查的機(jī)率較低廠商若預(yù)期將會面臨較多稽查行動，決定關(guān)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(shù)廠商過去的的守法表現(xiàn)會影響政府採區(qū)稽查行動的機(jī)率污染排放量越多，受到稽查的機(jī)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(shù)廠商實(shí)際接受稽查的機(jī)率越高，自行申報(bào)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(shù)在管制較嚴(yán)格的州，廠商違法時(shí)間較短；規(guī)模較大廠商的違法時(shí)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(jīng)驗(yàn)的廠商顯著地比競爭對手乾淨(jìng)，員工教育程度對環(huán)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(jī)

43、率較低，而國營企業(yè)、廠齡大工廠也越不守法污水排放多、國營、廠齡大和規(guī)模小的工廠，繳交的污染稅率比較高表1 正式環(huán)境管制之相關(guān)文獻(xiàn) (續(xù))作 者研究期間對象實(shí)證方法正式管制變數(shù)重要發(fā)現(xiàn)Dion, Lanoie and Laplante (1998)1985-1991年加拿大60家造紙廠Probit模型稽查次數(shù)污染程度嚴(yán)重的廠商受到環(huán)保單位稽查的機(jī)率較高設(shè)廠在失業(yè)率較高地區(qū)的廠商，受到稽查的機(jī)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(shù)前兩年稽查次數(shù)較多的廠商，違法的機(jī)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(qiáng)Wang and Wheeler (2000)1993年中國製造業(yè)工廠普通最小平方法污染稅的徵收經(jīng)濟(jì)發(fā)展對空氣污染稅的徵收有顯著的影響週遭環(huán)境品質(zhì)確實(shí)對污染稅的徵收有重要的影響Dasgupta, et al (2001)1993-1997年中國鎮(zhèn)江(Zhenjing)地區(qū)的製造業(yè)工廠一般動差法 (GMM)稽查次數(shù)、污染稅的徵收污染者的環(huán)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(zhèn)江(Zhenjing)地區(qū)的製造業(yè)工廠一般動差法 (GMM)稽查次數(shù)、污染稅的徵收當(dāng)稽查次數(shù)增加1%，污染稅的支出比例會減少0

45、.04%曾經(jīng)歷環(huán)境意外事件、環(huán)?？?fàn)幓蛎癖婈惽榈膹S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(huán)境管制之相關(guān)文獻(xiàn)作 者研究期間對象實(shí)證方法非正式管制變數(shù)重要發(fā)現(xiàn)Pargal and Wheeler (1996)1989-1990年印尼工廠普通最小平方法當(dāng)?shù)鼐蜆I(yè)比重、每人所得、小學(xué)以上學(xué)歷百分比規(guī)模越大、廠齡越短的工廠，污染量越低社區(qū)所得和教育水準(zhǔn)高地區(qū)廠商的污染較不嚴(yán)重Dasgupta and Wheeler(1996)1987-1993年中國29個(gè)省panel隨機(jī)效果模型民眾的申訴件數(shù)民眾容易產(chǎn)生申訴的關(guān)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(zhǔn)高的地區(qū)，民

46、眾的申訴件數(shù)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(qū)所得水準(zhǔn)社區(qū)所得水準(zhǔn)和污染密集度有強(qiáng)烈的負(fù)向關(guān)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(zhǔn)、教育程度正式管制：環(huán)保稽查非正式管制和污染排放量並無顯著的負(fù)向關(guān)係污染量越高廠商受到較多的環(huán)?；锽lackman and Bannister (1998) 1995年墨西哥Cd.Jurez地區(qū)的76 個(gè)磚窯廠Probit 模型經(jīng)理人是否加入當(dāng)?shù)氐沫h(huán)保組織競爭廠商和當(dāng)?shù)厮饺私M織所形成的社區(qū)壓力確實(shí)對廠商是

47、否採納乾淨(jìng)技術(shù)產(chǎn)生誘因Murty and Prasad (1999) 1996年印度100家工廠橫斷面估計(jì)地區(qū)發(fā)展指標(biāo)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(qū)壓力和徵收污染稅均對污染的控制有強(qiáng)烈的效果表2 非正式環(huán)境管制之相關(guān)文獻(xiàn) (續(xù))作 者研究期間對象實(shí)證方法非正式管制變數(shù)重要發(fā)現(xiàn)Goldar and Banejee (2004) 1995-1999年印度河川的106個(gè)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(zhì)有顯著的正向關(guān)係Kathuria (

48、2007) 1996-2000年印度Gujarat地區(qū)的四個(gè)監(jiān)測站資料普通最小平方法非正式管制： 當(dāng)?shù)貓?bào)紙刊載產(chǎn)業(yè)在防治水污染方面的文章數(shù)、以及其落後期正式管制：環(huán)保人員配置數(shù)當(dāng)?shù)匚廴拘侣剤?bào)導(dǎo)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(xù)地報(bào)導(dǎo)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年臺灣22個(gè)縣市1991年臺灣製造業(yè)工廠普通最小平方法panel 固定和隨機(jī)效果非正式管制： 教育程度、所得水準(zhǔn)人口密度正式管制： 環(huán)保職工人數(shù)、稽查件數(shù)、空污告發(fā)率環(huán)保職工人數(shù)比例和空氣污染告發(fā)率對工廠的防治污染投入有正向影響污染總稽查件數(shù)則無

49、顯著影響位於高所得和人口稠密地區(qū)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年臺灣1362家廠商普通最小平方法兩階段聯(lián)立模型非正式管制： 縣市別家戶平均所得 雇用當(dāng)?shù)貑T工份額正式管制：縣市別稽查件數(shù)、環(huán)保職工人數(shù)稽查行動的增加可降低廠商的污染排放所得水準(zhǔn)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(huán)境管制與生產(chǎn)力一般認(rèn)為不論是正式或非正式的環(huán)境管制，不僅會增加廠商的生產(chǎn)和營運(yùn)成本，還會降低廠商的競爭力。Porter (1990,1991)有不同的看法，他認(rèn)為在環(huán)境管制政策下，廠商必須改變其利潤極大下的最適生產(chǎn)決策，而當(dāng)管制越多時(shí)，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(huán)境管制而降低污染時(shí)，可採取在生產(chǎn)製程的末端加裝污染處理設(shè)備，或是採去改善整體生產(chǎn)流程，例如從事生產(chǎn)和降低污染的一貫作業(yè)的製程。前者將增加廠商的營運(yùn)成本，導(dǎo)致生產(chǎn)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(chǎn)品品質(zhì)或開發(fā)新型產(chǎn)品，產(chǎn)生創(chuàng)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(shè)備、改善生產(chǎn)流程、研發(fā)新生產(chǎn)技術(shù)或開發(fā)新產(chǎn)品，以符合環(huán)境管制政策的要求。Porter認(rèn)為當(dāng)廠商追求更乾淨(jìng)的生產(chǎn)技術(shù)、採用更新穎的生產(chǎn)設(shè)備，是更積極從事創(chuàng)新活動，因此環(huán)境管制將有利於提高廠商的生產(chǎn)力，這也就是Porter假說。探討環(huán)境管制對生產(chǎn)力

51、之影響的研究可分為兩個(gè)方向，一是生產(chǎn)力成長會計(jì)的研究，另一個(gè)是使用計(jì)量方法的研究。前者如Denison (1979)、Portney (1981)和Norsworthy et al (1979)，而研究結(jié)果傾向污染管制對生產(chǎn)力成長的影響效果很小。Denison (1979)利用估計(jì)守法成本以計(jì)算生產(chǎn)力，研究發(fā)現(xiàn)守法成本對生產(chǎn)力的影響很小，主要原因是守法成本只是總生產(chǎn)成本的一小部分。Portney (1981)的研究中，認(rèn)為污染控制的支出不到GNP的2%，因此污染管制對生產(chǎn)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(chǎn)力成長的影響效果很小。

52、使用計(jì)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(shí)證文獻(xiàn)中，除了Berman and Bui (1998, 2001)和Telle and Larsson (2007)的研究結(jié)果符合Porter假說之外，其餘研究的結(jié)果均傾向於環(huán)境管制對於生產(chǎn)力有顯著的負(fù)向影響。早期的研究主要是採用產(chǎn)業(yè)別資料，Christainsen and Haveman (1981)使用美國聯(lián)邦管制測量的時(shí)間數(shù)列資料進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)增加環(huán)境管制大約降低勞動生產(chǎn)力的0.27%。Crandall (1981)發(fā)現(xiàn)防治污染資本和生產(chǎn)力成長有很強(qiáng)烈的負(fù)向關(guān)係，但考慮能源密集度下，上述關(guān)係就不存在。Siegel (1979)的研究中，在1965-1973年間，當(dāng)污染控制支出增加1

54、%，生產(chǎn)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(chǎn)力成長之影響，利用1973-1979年美國56家公用電力事業(yè)的二氧化硫排放資料，估計(jì)電力公司的成本函數(shù)，並計(jì)算污染密集度指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)二氧化硫排放的管制不僅提高電力產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)成本，也明顯地降低生產(chǎn)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(chǎn)力成長減少了0.59%。Barbera and McConnell (1986)則是估計(jì)1960-1980年美國紙類和化學(xué)等四個(gè)產(chǎn)業(yè)的要素需求函數(shù)，計(jì)算資本生產(chǎn)力和勞動生產(chǎn)力，並採用防治污染資本存量為環(huán)境管制指標(biāo)，

55、研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境管制減緩平均資本生產(chǎn)力和勞動生產(chǎn)力的成長。Gray (1987)以1958-1978年美國450個(gè)製造業(yè)為對象，探討勞工職業(yè)安全和健康管制、環(huán)境管制對製造業(yè)生產(chǎn)力的影響，Gray採用OSHA (Occupational Safety and Health Administration) 和EPA (Environmental Protection Agency) 的管制標(biāo)準(zhǔn)，研究發(fā)現(xiàn)這些管制和生產(chǎn)力成長有很大且負(fù)向的關(guān)係，OSHA和EPA管制使美國製造業(yè)每年生產(chǎn)力降低0.44%。Gray and Shadbegian (1993)率先使用廠商資料進(jìn)行實(shí)證，以1979-1985年美國

56、紙漿及紙製品、煉油和鋼鐵三個(gè)產(chǎn)業(yè)的工廠為對象，他們計(jì)算勞動生產(chǎn)力和總要素生產(chǎn)力水準(zhǔn)及其成長率，除了採用防治污染成本為防治污染變數(shù)，並採用美國EPA管制項(xiàng)目，包括稽查執(zhí)行、守法情況和污染排放量作為環(huán)境管制變數(shù)，利用固定效果模型進(jìn)行估計(jì)，實(shí)證顯示防治污染成本越高生產(chǎn)力越低，而稽查執(zhí)行活動、污染排放量等對生產(chǎn)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(gè)產(chǎn)業(yè)共269家廠商為對象，他們採用兩階段的估計(jì)方法以消除防治污染支出的內(nèi)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(zhèn)是否符合空氣品質(zhì)管制標(biāo)準(zhǔn)、空氣污染

57、執(zhí)行活動等指標(biāo)作為工具變數(shù)，估計(jì)廠商的防治污染支出，再利用第一階段所估計(jì)的防治污染支出進(jìn)行第二階段估計(jì)，即防治污染支出對總要素生產(chǎn)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(chǎn)力水準(zhǔn)明顯地較低，而當(dāng)防治污染成本增加$1，紙製品業(yè)、煉油和鋼鐵業(yè)廠商的生產(chǎn)力分別減少$1.74、$1.35 和$3.28。許多學(xué)者著眼於廠商的防治污染模式，有些工廠是只在生產(chǎn)末端有防治污染考量，有些工廠則是採用生產(chǎn)和防治污染一貫作業(yè)的生產(chǎn)模式，採用生產(chǎn)和防治污染一貫作業(yè)模式的廠商，會在生產(chǎn)過程中考量污染的排放，將可能購置更新穎設(shè)備、改變生產(chǎn)流程、研發(fā)新技術(shù)或開發(fā)新產(chǎn)品，以投入更多的研發(fā)創(chuàng)新活動，因此，防治污染

58、模式的不同，對廠商的生產(chǎn)力也有不同的影響。Boyd and McClelland (1999)以1988-1992年美國一貫作業(yè)造紙廠為對象，作者以投入距離函數(shù)(the input distance function) 模型估計(jì)紙業(yè)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(shù)，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，採生產(chǎn)和防治污染一貫作業(yè)的工廠，降低污染將可提高其產(chǎn)出水準(zhǔn)，達(dá)到所謂的雙贏(win-win)，但環(huán)境管制卻造成潛在產(chǎn)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(chǎn)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(jì)三種生產(chǎn)投入的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)並估算總要素生產(chǎn)力，他們的研究除了探討防治污染支出對總要素生產(chǎn)力的影響，並著重在工廠廠齡和生產(chǎn)技術(shù)型態(tài)對生產(chǎn)力的影響，依廠齡將廠商區(qū)分成老廠和新廠，並依工廠是否在生產(chǎn)過程改善污染，將工廠區(qū)分為一貫作業(yè)工廠 (integrated mills)和非一貫作業(yè)工廠(non-integrated mills)，研究發(fā)現(xiàn)，防治污染成本和生產(chǎn)力有顯著的負(fù)向關(guān)係，影響生產(chǎn)力最重要因素是廠商的生產(chǎn)技術(shù)型態(tài)，防治污染成本對一貫作業(yè)工廠的影響遠(yuǎn)大於對非一貫作業(yè)工廠的影響，對一貫作業(yè)工廠而言，增加1%的防治污染成本將會使生產(chǎn)力水準(zhǔn)降低4.6%。此外，

60、廠齡較大、從事創(chuàng)新的廠商，其生產(chǎn)力均較低，但係數(shù)並不顯著，而工廠廠齡對生產(chǎn)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(chǎn)投入?yún)^(qū)分為生產(chǎn)性支出(productive expenditure)和防治污染支出(abatement expenditure)，他們以生產(chǎn)函數(shù)法探討防治污染支出對生產(chǎn)力的影響，實(shí)證對象是1979-1990年美國紙漿及紙製品、煉油和鋼鐵三個(gè)產(chǎn)業(yè)廠商，估計(jì)三種生產(chǎn)投入的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)，實(shí)證顯示，生產(chǎn)性支出對生產(chǎn)力有顯著的正向影響，防治污染支對生產(chǎn)力的影響卻是負(fù)向且不顯著，此外，同一產(chǎn)業(yè)內(nèi)不同生產(chǎn)技術(shù)型