政策利益分配的型態：最小獲勝...

政治科學論叢／第十三期／民國 89 年 12 月／頁 201∼232

政策利益分配的型態：最小獲勝

聯盟？還是通通有獎？∗　

羅清俊**　

摘　　要

本研究以政治學的分配理論為基礎，利用行政院「擴大內在需求方

案」當中屬於內政部營建署所主管的「創造城鄉新風貌」補助款政策利

益於八十八至八十九年度分配在各縣市（含台北市與高雄市）的情形來

觀察該項政策利益分配的結果，藉以判斷獲得利益的縣市在政策利益分

配的型態上究竟是屬於最小獲勝聯盟？還是通通有獎的型態？本研究發現，「創造城鄉新風貌」政策利益的分配既是最小獲勝聯

盟又是通通有獎的型態。最小獲勝聯盟的理由是因為當我們將政策利益

定義為現金價值的補助金額時，我們發現國民黨籍立法委員比例越高的

縣市或是立法委員越資淺的縣市獲得越多的政策利益。而當我們將政策

利益定義為補助計畫案數時，我們卻發現國民黨籍立法委員比例越低的

縣市或是立法委員越資深的縣市獲得越多的政策利益。政策利益分配型

態是通通有獎型態的理由在於當我們合併觀察上述兩個最小獲勝聯盟時

發現，這兩個最小獲勝聯盟的成員並沒有交集（概念上來說）。也就是

說，國民黨籍立法委員比例越高的縣市或是立法委員越資淺的縣市獲得

越多的補助現金，而國民黨籍立法委員比例越低的縣市或是立法委員越

資深的縣市獲得越多的補助案數，大家各取所需不同類型的政策利益，

彼此井水不犯河水。雖然同時從兩種不同形式的政策利益定義來觀察「創

∗ 作者感謝三位匿名審查人悉心提供的寶貴審查意見，惟文中有任何的疏誤仍當由

作者負責。作者同時感謝淡江大學公共行政學系研究助理鄧銘慧同學在本文的研

究過程中協助蒐集與登錄資料的辛勞。 ** 淡江大學公共行政學系副教授

政策利益分配的型態：最小獲勝聯盟？還是通通有獎？羅清俊 202

造城鄉新風貌計畫」，其補助利益的分配是屬於通通有獎的型態。但是

行政機關所分配的多數實質利益（現金價值的補助金額）絕大部分還是

由國民黨籍立委或資淺的立委所掌握，只是分配較多的補助計畫案給非

國民黨籍或資深的立法委員，使其可以向選區的選民交代。獲得多數的

計畫案數並不代表獲得多數的實質經濟利益，因此「創造城鄉新風貌計

畫」補助利益的分配型態實質上仍屬於「最小獲勝聯盟」。

關鍵詞：分配政策、分配理論、立法院、最小獲勝聯盟、通通有獎、補助款

壹、問　題

「連任」是民意代表追求政治生涯穩定發展或是更上一層樓的基礎，

也因此每一位民意代表在當選之後的第一天開始，莫不希望自己所做的每

一件事，所說的每一句話都能為他（她）獲得未來選戰的勝利。雖然影響

連任的因素相當多，但是在民意代表短暫的任期內，能夠讓選民深刻感受

到民意代表對選區有功勞的事情莫過於為選區爭取到實質的補助款利益或

稱之為政策利益（Mayhew, 1969）。同時，這些補助款利益不僅必須能夠

促進地方的繁榮，而且最好只有他們的選區獨得（或是只有少數選區獲

得），而其他選區則沒有獲得（或是大多數選區沒有獲得）。或者，即使

每個選區都獲得類似的經濟利益，但是如果民意代表能夠爭取得比其他選

區來的多，那麼也可以證明他們在議事機關的能力。由於只有我的選區有

而你的選區沒有，或者是我們選區獲得的比其他選區多，所以利益是由少

數選區獨得而成本是所有選區來負擔（Ferejohn, 1974；Rundquist and

Ferejohn, 1975）。因此許多民意代表對於這種本小利大的生意莫不躍躍欲

試。包含這種的經濟性補助款利益的政策就是 Lowi 所稱的分配政策

（distributive policies）（Lowi, 1965, 1979）。

在理性的前提之下，任何一個議員在議會中處理政策利益的分配當然

希望能夠形成最小獲勝聯盟（minimum winning coalition），爭取只有他們

的選區獨享（或是只有少數選區獲得），而其他選區則沒有獲得（或是大

多數選區沒有獲得）的經濟利益。但是，倘若每一個分配政策的議案都是

固定地由一些議員所屬選區獲利而由其他議員的選區負擔成本，那麼這些

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長期負擔成本的議員（選區）是否能夠容忍其他議員習慣性地剝削他們？

一些分配政策的研究者認為，其實議事機構內部相當強調議員之間的互惠

關係，尤其在分配政策的決策過程當中更是如此。所以議員之間通常會彼

此相互合作（logrolling），想辦法讓分配政策的法案順利通過，進而使得

政策利益彼此共享（Weingast, 1977）。在這種情況之下，政策利益分配的

型態將會呈現所謂通通有獎的形式（universalistic coalition），也就是幾乎

全體議員或者是大多數的議員所屬的選區均獲得補助的政策利益。產生通

通有獎政策利益分配型態的理由在於一個以多數決為決策基礎的議事機構

內，議員所面臨的表決議案絕非僅有一次或是少數幾次。被剝削利益的議

員不可能長期容忍政策利益分配的不公，而很可能會利用下一次議案的表

決機會來杯葛其他那些他們認為的政策利益剝削者。因此，同樣是基於理

性的考量，議員應該不會貿然地以殺雞取卵的方式僅獲取一次的政策利

益，而堵死未來在議會中與其他議員在其他議案上討價還價或是交易的空

間。所以，通通有獎的政策利益分配乃是議事機構中的常態。

當然，就絕大部分含有實質政策利益的分配性議案來說，決定政策利

益分配地點與金額的權責機關是行政機關而非議事機關。在這種情況之

下，行政機關是否會參酌議事機構內議員彼此互惠的非正式規範據以分配

政策利益？Douglas Arnold 認為，其實行政機關的心態與個別議員相當類

似。行政機關寧可將政策利益分配給讓大多數的議員所屬的選區以減少風

險（Arnold, 1979, 1980, 1981, 1990）。這個風險主要來自於是否行政機關

所主導的該項分配政策能夠獲得議員的充分支持，同時也關係到該行政機

關未來的預算是否能夠安全與穩定成長以及其他政策的推展上獲得議員們

的認可。如果行政機關僅分配政策利益給百分之五十加一（剛剛好過半數）

的議員，那麼支持此行政機關的議員聯盟當中只要一個議員變節，行政機

關的政策計畫就可能一夕之間化為烏有。更簡單地來說，同樣是在理性的

考量之下，行政機關寧可將政策利益廣為布施，形成幾乎絕大多數議員都

能夠支持的利益聯盟，也不願意僅是形成最小的獲勝聯盟而承擔不可知的

風險。

本文以上述政治學的分配理論為基礎，利用行政院「擴大內在需求方

案」當中屬於內政部營建署所主管的「創造城鄉新風貌」補助款政策利益

於八十八至八十九年度分配在各縣市（含台北市與高雄市）的情形來觀察


該項政策利益分配的結果，藉以判斷獲得利益的縣市在政策利益分配的型

態上究竟是屬於最小獲勝聯盟？還是通通有獎的型態？如果政策利益分配

的型態屬於最小獲勝聯盟，那麼這些聯盟成員的政治屬性為何？如果屬於

通通有獎的型態，那麼究竟政策利益分配的互惠形式又是如何？1

貳、分配政策的決策型態：最小獲勝

聯盟？還是通通有獎？

分配政策的研究著重於立法機關以及立法機關與行政機關之間的交易

關係對於政策利益分配的影響。過去三十多年來，分配研究所關心的核心

議題一直環繞於政策的利益分配在立法機構內部究竟是形成最小獲勝聯盟

（minimum winning coalition）還是通通有獎（universalistic coalition）的型

態？（羅清俊，1998a）。分配研究主要區分為兩大研究支派。一為模型性

研究（formal model research），另一為實證性研究（empirical research）。

實證性研究著重於探索美國國會制度性因素對於聯邦政府支出的影響，嘗

試驗證政策利益的分配呈現少數有影響力議員的選區獲得多數利益的寡佔

情形，亦即企圖檢證利益的分配是否為最小獲勝聯盟。而這個最小獲勝聯

盟的成員可能是議會當中的常設委員會委員、資深議員、多數黨議員、或

是其他在議會當中具有重要影響力的議員。如果各選區或是各州所選出來

的議員具備這樣的特質，那麼他們獲得超額的補助利益的機會將會加大。

在方法上則是蒐集聯邦政府國內政策支出（spending of domestic policies）

在各州或各選區分配情形的資料，並視之為依變數（dependent variable）；

另外蒐集國會內部的制度性變數做為自變數（independent variables），包

括國會常設委員會、議員的資深程度與議員的黨派屬性等等，並利用統計

分析聯結二者之間的關係。而模型性研究則是以國會的制度、委員會的運

作規則與國會的內部規範為基礎，以演繹的方式推論分配政策的過程或

（與）結果是呈現通通有獎的利益分配聯盟型式。

實證性的分配研究可以溯及 Rundquist and Ferejohn（1975）的研究，

1 運用分配理論觀察政策利益分配是否適用於台灣的政治環境已經有多篇文章探

討（羅清俊，1998a、2000a），此地不再辯護其適用的可行性。


他們提出分配理論的三個重要假設。第一個假設稱之為甄補假設

（recruitment hypothesis），這個假設是指國會議員所屬的選區利益如果與

政府的某項政策業務有關，則這個選區所選出來的國會議員通常會爭取與

該選區利益相關的常設委員會席次。第二個假設稱之為過度代表假設

（overrepresentation hypothesis），這個假設是指當這些委員會委員所代表

的選區相較於國會其他議員的選區時，這個委員會在其所管轄的業務上有

過度代表的現象。第三個假設稱之為利益假設（benefit hypothesis），這個

假設是指相對於國會其他議員的選區時，委員會委員所代表的選區將獲得

超過其應有比例的政策利益，而這些政策利益都是此委員會所監督的範

圍。這些假設是建立在立法機關當中擁有權力的議員能夠控制大部分政策

利益資源的立論基礎之上，因此後來的政治學者或是政治經濟學者便擴充

以常設委員會為中心的假設範圍，而認為除了常設委員會在美國議會中扮

演舉足輕重的角色之外，國會當中多數黨的議員、資深的議員或是擁有其

他類似政治條件的議員，同樣地擁有相當的權力可以影響聯邦政府補助款

的分配結果。因此，「分配政策的研究」就在研究者不斷地探索可能影響

補助款分配的制度性因素之情況下，如雨後春筍般的展開2。雖然如此，但

是三十多年來的實證性研究結果對於政策利益的分配是否呈現最小獲勝聯

盟的型態，仍然沒有一致性的定論。

而在模型性分配研究部分，最早的模型性分配研究首推 Buchanan &

Tullock（1962）在一九六二年的著作。這是第一篇以模型性研究探索分配

2 從一九六○年代起迄今部分比較具有代表性的實證研究例如 Plott (1968)；Ritt

(1976)；Rundquist (1979, 1980)；Rundquist & Griffith (1976)；Rundquist & Ferejohn (1975)；Ferejohn (1974)；Strom (1973, 1975)；Arnold (1979, 1981a, 1981b)；Reid (1980)；Anagnoson (1980)；Ray (1980a, 1980b, 1982)；Owen & Wade (1984)；Rich (1985, 1989, 1993)；Wilson (1986)；Roberts (1990)；Hird (1990, 1991)；Kiewiet & McCubbins (1991)；Hamman (1993)；Cox & McCubbins (1993, 1994)；Alvarez & Saving (1994)；Rhee (1994)；Rundquist et.al (1994, 1995)；Luor (1995)；Stein and Bickers (1992, 1995, 1999)；Levitt and Snyder (1995)；Bickers and Stein (1996)；Rundquist et.al (1997)；Seller (1997)；Alder and Lapinski (1997)；Carsey and Rundquist (1999)。以上大部分的實證研究之詳細內容請參閱羅清俊（1998a）“分

配政策研究的發展與應用”中央研究院人文及社會科學集刊，第十卷第四期，頁

五七五至六○九。


政策制訂的文章。他們利用假想的例子推論政策利益分配的型態。在一個

一百個農戶居住的小鎮中有兩個公路系統，一個公路系統是由州政府負責

維護，另一個公路系統是由此小鎮負責維修，這兩個公路系統彼此連結鎮

上的農莊並通至主要的高速公路。小鎮負責維修公路系統的成本是由鎮上

一百個農戶共同分擔。而決定維修的決策是由這一百個農戶利用多數決來

決定。Buchanan & Tullock 認為，如果農戶們是理性的話，最小獲勝聯盟（五

十一個農戶）將會形成，並且只同意那些經過他們門前的路做維護的工作。

因為成本是一百戶分擔，利益只有五十一個農戶享用，因此絕大部份的經

費會挹注於少數的地方道路上，故而維修品質將會提高。幾乎在同時間，

Riker （1962）的研究也得到相同的結論。但是，許多學者對於這樣的研究

結果提出批評，認為這種結論並不適用於真實世界。Arnold（1979）認為

大部份的政策具有外溢的效果，議會中的民意代表不見得僅關心他所屬選

區的直接利益，其他選區的直接利益都有可能變成自己選區的間接利益，

因此議員不見得會反對。這並非基於任何利他的想法，而純粹是對於自利

的看法不同於 Buchanan & Tulluck 而已。Barry（1965）亦提出類似的批評，

他認為 Buchanan & Tullock 所提出的現象不太可能發生，如果真的發生，

那麼這些原來屬於同一個聯盟的人將會透過契約的方式緊緊的結合在一

起，防止新聯盟的產生以保障原來最小獲勝聯盟成員的利益。但是他預言，

像這種將其他成員利益永遠排除在外的情形終究會招致內戰或成員的蓄意

脫離。他認為，在議會中理性的議員應該會找出合理的解決方案，讓少數

成員的利益不會長久被剝奪。如果以 Buchanan & Tullock 的道路維修例子

來說，理性的方式就是花費相同的經費在每一條農莊的道路維修上。這就

是典型的全體一致通通有獎的利益分配型態。

到底最小獲勝聯盟或是全體一致的利益分配型態會在議會中決定分配

政策時出現？一九七○年代之後的模型性研究大都推論出全體一致的分配

政策型態仍是決策的主要形式。Weingast（1979）以國會內部聯盟結構的穩

定性做為主軸，解釋分配政策制定為何會出現全體一致（universalistic）的

型態。他認為美國國會內部的黨紀不若英國嚴謹，因此民主與共和兩黨很

難針對某一政策議題凝聚一個穩定的政黨聯盟（除非政策議題涉及兩黨意

識型態的爭辯）。既然如此，國會議員就很難判斷自己是否能常常身處於

各種議題的獲勝聯盟之中。由於這種心理的不確定性，使得議員寧可想辦


法形成全體一致的聯盟以確保穩定過半數的規模，而不願僅形成恰恰過半

數的所謂最小獲勝聯盟。另外，國會中的互惠規範（reciprocal norm）也是

促使政策利益全體一致性分配型態的另一個重要原因。國會議員來自各個

不同的選區或州，各選區或州的選民特質勢必不同，故而他們所需要的政

策利益亦殊異。任何一位想要連任的議員都會想辦法爭取地方的利益。然

而問題是，國會是一個合議機構，任何政策利益的分配案都需要過半數通

過，而當議員預估無法獲得過半數通過時，議員會如何處理？與其他的議

員做議案的交易是最常見的方式，交易的籌碼就是彼此互相投票贊成對方

所關心的政策利益分配案。這就是美國國會固有的互惠規範，所謂「你先

幫我抓背，然後我再幫你抓」（you scratch my back, and I scratch yours

later）。

Fiorina（1981）利用模型分析國會中全體一致聯盟、議員之間的互惠

關係與簡單多數決（simple majority rule）之間的關係。Forina 模型分析的

基本前提在於議員以追求連任為其首要的目標，為了達成此目標，議員嘗

試各種不同方法為其選區爭取經濟利益，而在國會中利用全體一致的聯盟

比簡單多數決更容易達成目標。因為議會中的互惠規範使得聯盟中的成員

在每一個分配政策的決策中，不論自己選區有無直接利益均會支持該政策

以建立穩定的聯盟關係。由於這種對於未來的模糊不確定感覺（veil of

ignorance），使得全體一致模型的聯盟能夠持續存在。Fiorina 的分析結果

與 Weingast（1979）的研究結果如出一轍。

Miller & Oppenheimer（1982）利用重複模擬的方式預測議會內部委員

會的分配政策決策型態。他們發現當委員會成員都能夠在某一分配政策中

獲取利益，而且此分配政策可以提供每位成員相當高的期待利益時，則全

體一致的聯盟型態自然會形成。Cox and Tutt（1984）亦利用演繹的推演模

型分析洛杉磯郡政務指導委員會（Los Angeles County Board of Supervisors）

在分配政策上的決策型態。洛杉磯郡政務指導委員會在分配政策上的決議

向來都採全體一致的決議方式，這種全體一致聯盟特質與美國國會內部的

全體一致的聯盟性質不同。國會內部全體一致的聯盟的產生是由於非正式

的規範（informal norm），而洛杉磯郡政務指導委員會中則視之為正式的

規則，這就是著名的五人規則（rule of five）。Cox and Tutt 認為五人規則

之所以成為正式的決策規則主要是因為它可以減少不確定的因素以及減少


在分配資源過程中所衍生出來的交易成本。

從以上的討論當中我們發現，模型性的分配研究與實證性研究的不同

點除了研究方法不同之外，最大的差異在於二者的研究問題恰恰相反。實

證性的分配研究所欲證明的假設是「大多數的政策利益是由少數選區或州

所囊括」，而模型性的研究欲證明的假設則是「政策利益是由大多數議員

所屬的選區或州獲得」。前者所欲揭櫫的現象在於最小獲勝聯盟，而後者

所欲發現的事實在於利益分配通通有獎的型態。也因為這二者研究目標的

差異，造成彼此平行發展而難以整合。不過，Collie（1988a）則認為，表

面上雖然二者的研究問題有顯著的不同，但是彼此研究的結果卻可以互相

引證，毫不悖離。例如，當實證研究的結果發現政策利益的分配並非由國

會內部少數具有影響力議員所屬的選區或州獲得時，也就是說當國會多數

黨議員、資深議員或相關常設委員會委員所獲得的政策利益的平均總額相

較於全部議員所得之平均總額的差異未能達到統計顯著水準時，則可推論

政策利益的分配是呈現通通有獎的型態；反之則為最小獲勝聯盟。例如

Owen & Wade（1984）與 Collie（1988b, 1988c）的實證研究發現政治變數

對於政策利益分配的影響力逐漸消失，進而推論通通有獎的利益分配型態

似乎漸漸成為美國分配政策決策的型態。像這類的研究就是將實證研究結

果與模型性研究的推論相互結合的典型例子。本文即是以這樣的角度出

發，利用實證的途徑驗證政策利益的分配型態究竟是最小獲勝聯盟或是通

通有獎，藉以整合實證研究與模型研究之間的落差。更簡單的說，如果我

們在以下的實證分析的結果當中，無法證實議會內部制度性變數對於政策

利益的顯著影響時，我們就可以判斷政策利益的分配是屬於通通有獎的形

態，反之亦然。

簡而言之，本研究依循上述 Collie（1988a）的定義：「一旦政治性的

變數（國會制度性變數）對於政策利益分配的影響未能達到統計上的顯著

水準時，代表並沒有任何成員獲得的利益超過所有成員所得的平均利益，

因此可以推論政策利益的分配是呈現通通有獎的型態（因為沒有任何成員

剝削其他成員的利益）。而如果政治性的變數對於政策利益分配的影響達

到統計上的顯著水準時，代表某些成員（具有政治上的共同特質的成員）

獲得的利益超過所有成員所得的平均利益，因此可以推論政策利益的分配


是最小獲勝聯盟的型態（因為少數成員剝削其他成員的利益）」3。

參、擴大內需方案與創造城鄉新風貌計畫

擴大內需方案係依八十七年六月二十五日行政院第二五八四次院會蕭

萬長院長提示辦理，主辦機關經建會提報計畫案經八十七年八月二十日行

政院第二五九二次院會通過。該計畫主要是由於我國受到東亞金融風暴的

影響而致出口明顯衰退，因此希望透過擴大國內需求，以維持經濟穩定成

長。「創造城鄉新風貌計畫」，就是在這樣的背景之下所產生，該計畫於

八十八年與八十九年度由內政部營建署各統籌編列五十億元，針對景觀道

路、公園綠地、商店街、人行徒步區、廣告物、攤販管理及河岸綠化美化

等改善工作，補助直轄市、縣（市）政府辦理規劃設計、硬體建設及經營

管理等。

根據內政部補助地方政府辦理擴大國內需求方案－創造城鄉新風貌計

畫作業要點，創造城鄉新風貌之申請補助計畫類型有七種分別為：坽整合

類型計畫：如推動形象商圈計畫或商店街計畫、研擬都市設計綱要計畫或

景觀計畫或美化原則、研擬重要地區都市設計規劃等整合性、整體性城鄉

3 究竟在何種情況下（有多少比例的成員）可以稱為最小獲勝聯盟？或是通通有獎

的利益分配型態？其實在分配政治研究領域當中並未存在一致性的定義。演繹模

型的學者，例如 William Riker（1962）或是 Buchanan & Tullock（1962）認為百

分之五十加一就是所謂的最小獲勝聯盟，但是這也僅止於概念上的定義，在真實

世界中鮮少出現這種現象。實證性分配政策的研究認為聯盟成員佔所有成員的百

分之六十左右可以當作是判斷最小獲勝聯盟的原則（Rundquist, 1980），聯盟成

員佔所有成員的百分之九十可以是判斷通通有獎的原則（Wilson, 1986；Collie, 1988b, 1988c；Hamman, 1993）。其實這些都是可以接受的判斷標準。不過，直

接利用這些百分比來顯示最小獲勝聯盟或是通通有獎的利益分配型態的適當時

機只有在我們以敘述性的方式來計算獲利的選區（或議員）佔所有選區（所有議

員）的多少百分比？或是有多少比例的贊同票同時支持某項政策利益分配的法

案？但是有些情況（就如本研究），我們會同時考慮多種變項對於政策利益分配

的影響，例如我們將各種政治變數以及需求變數放入同一個多變量迴歸模型時，

我們就很難直接準確地判斷究竟有多少百分比的選區或是議員獲利？在這種情

況之下，利用迴歸模型當中政治變數的統計顯著水準來判斷獲利聯盟的規模大

小，也就成為這些限制之下的近似指標（Luor, Lee and Rundquist, 1995）。


景觀風貌改造建設計畫。夌公園綠地系統類型計畫：城鄉公園及綠地系統

建設計畫。奅自然生態環境類型計畫：如山岳、河川、海岸等親山親水景

觀改造建設計畫等城鄉自然生態景觀風貌建設計畫。妵城鄉公共生活空間

類型計畫：如廣告物、街道、街角之景觀改造建設計畫等城鄉公共空間的

塑造與凸顯及社區生活空間景觀風貌建設計畫。妺地方文化特色空間類型

計畫：如古蹟、廟埕廣場、地方文化資產等景觀風貌建設計畫等地方文化

特色空間景觀風貌建設計畫。姏都市夜景類型計畫：重要建築物、公共工

程、開放空間等夜間照明美化計畫。姎其他類型計畫：如景觀道路建設、

社區居民參與營造、生活環境改造、獎勵民間企業團體參與認養及宣導等

其他特殊景觀風貌改造建設計畫。至於申請補助的程序是由直轄市、縣（市）

政府依規定向內政部營建署研提申請補助計畫。然後由營建署會同相關機

關、專家學者組成審核小組進行審查，評定直轄市、縣（市）政府申請補

助項目之優先順序及經費分配額度。

本研究之所以選擇此一政策方案作為研究的對象，除了基於資料取得

上的方便之外，另外有三個主要理由。首先，過去國內分配政策的實證研

究均偏向於台灣省政府的補助利益分析（羅清俊，1997、1999、2000a；羅

清俊，萬榮水，1999；Luor, 1996, 2000a, 2000b），對於行政院直接分配的

政策利益的分析較為缺乏。因此由內政部營建署所撥發的「創造城鄉新風

貌計畫」政策利益值得深入觀察。其次，「創造城鄉新風貌計畫」的政策

利益完全由中央政府負擔，地方政府無需編列配合款，因此地方政府莫不

躍躍欲試，各縣市所選出來的立法委員也同樣地投以相當大的關注。因此，

我們可以藉由此方案的政策利益分配檢驗政治因素的影響。第三，該項政

策利益的資料呈現不同的形式，亦即它不僅包含了補助的金額，同時也包

含了補助案的數量。過去的分配研究嘗試檢定在不同形式的政策利益之

下，政策利益的分配型態可能有所不同，而影響分配的因素也殊異的假設

（羅清俊，1998a）。因此，「創造城鄉新風貌計畫」政策利益分配的資料

提供絕佳的機會讓我們驗證該項假設。

肆、研究設計

由於有資格申請創造城鄉新風貌計畫補助款的地方政府為直轄市與縣


（市）（含台北市與高雄市共二十三個縣市）政府，同時直轄市與縣（市）

也符合立法委員選舉的選區，因此本研究的分析單位為縣市（含直轄市）。

在敘述性分析「創造城鄉新風貌計畫」補助款的分配之後，本研究利

用最小平方法迴歸分析（Ordinary Least Square）分別觀察立法院內各種制

度性因素以及縣市客觀需求對於八十八與八十九年度補助款金額分配的影

響。為了避免變異數的不齊一性（heteroscedasticity），我們採用 White V.C.

Robust Matrix 重新估計以減低誤差（Greence, 1992）。除了分別對於八十

八與八十九年度做橫段面（cross sectional）分析之外，我們也利用 OLS 將

八十八年與八十九年的資料加以匯集（pooled），同時以 White V.C. Robust

Matrix 矯正變異數的不齊一性，並利用 Cochrane-Orcutt Method 處理自我

相關（autocorrelation）的問題之後重新估計模型。同時觀察八十八年、八

十九年、以及八十八至八十九年的匯集主要基於以下理由。第一，分析單

獨年度的觀察值（樣本）稍嫌不足，因此匯集兩年的資料可以增加自由度

以及估計上的效率（efficiency）。第二，只做八十八至八十九年的匯集也

可能會有偏差，因為八十八年度與八十九年度中央政府預算的審查是分屬

於不同屆的立法院，前者為第三屆立法院，後者為第四屆立法院。如果兩

屆立法院對於補助款分配的影響力南轅北轍時，那麼匯集的結果很容易稀

釋掉單一年度的特質。因此，我們除了做匯集兩年的資料加以分析之外，

我們也分析八十八年與八十九年度的個別年度。不過由於九二一地震的關

係，八十九年度「創造城鄉新風貌計畫」的政策利益分配的總金額比較八

十八年度來說，每一個縣市所獲得的款項均大幅度的刪減，因此如果將八

十八年與八十九年補助金額加以匯集時將出現嚴重的變異數不齊一性的問

題，因此在八十八至八十九年匯集模型當中的依變數我們做了一些轉換，

我們將八十八與八十九年個別年度分析的原始依變數（平均每人每年所獲

得的補助金額）取以十為底的自然對數（log）以排除上述的問題。

至於「創造城鄉新風貌計畫」的補助案數的分析，我們利用波松迴歸

分析（Poisson Regression）觀察各種立法院內制度性因素以及縣市客觀需

求對於補助計畫案數分配的影響。使用波松迴歸分析的理由在於，當我們

將政策利益定義為補助案數時（可能是 0,1,2,3,4,5⋯），這些數目並非如總

金額一般屬於連續性變數(continuous variable)，其機率分配為“波松分配”

(poisson distribution)。因此，使用波松迴歸分析而非傳統的迴歸分析才能準


確地計算出估計值（Greence, 1991）。我們同樣分別估計八十八年、八十

九年、以及八十八至八十九年度的匯集資料4。

由於創造城鄉新風貌計畫補助的政策利益區分為補助金額與補助計畫

案數，因此本研究的統計分析模型以依變數（dependent variable）來區分可

分為八十八、八十九年度、八十八至八十九年度匯集的創造城鄉新風貌計

畫補助總金額與補助總案數共六個統計分析模型。其中三個為一般的 OLS

迴歸模型（八十八年度與八十九年度以縣市每人每年所獲得補助金額為依

變數，八十八至八十九年度匯集模型以縣市每人每年所獲得補助金額的自

然對數為依變數），另外三個為波松迴歸模型（八十八年度、八十九年度、

以及八十八-八十九年度匯集模型均以縣市所獲得補助案數為依變數）。

自變數（independent variables）部分區分為政治變數與需求變數。首先，

所謂的政治變數是指各縣市所選出的立法委員在八十八年度期間（亦即第

三屆立法院第五會期）與八十九年度期間（第四屆立法院第一會期），在

立法院當中制度性的特質。至於本研究所選擇分析的常設委員會為立法院

內政委員會。選擇內政委員會是因為內政委員會監督行政院內政部營建署

（創造城鄉新風貌的主管機關）。以下為政治變數的名稱與操作化的細部

內容。政治變數的選取是依照過去傳統實證性分配研究所沿用的變數（羅

清俊，2000a）。

杕縣市所屬立法委員平均資深程度：指的是各縣市所選出的立法委員

平均擔任立法委員的屆數。首先分別統計各縣市所選出的立法委員

曾經擔任立法委員之屆數（不限定於是否連任，並追溯至第一屆立

委的增額選舉），然後加總再除以各縣市立法委員的法定人數5。

杌縣市國民黨籍立法委員的比例：各縣市所選出國民黨籍立法委員人

數除以該縣市立法委員的總席次。

4 波松迴歸模型的適用必須避免資料分佈過度分散（overdispersion）的問題。如果

出現這樣的問題時，波松迴歸模型就不適用而可以利用 Negative Binomial Model加以估計以克服該項問題（King, 1989）。我們沿用 Cameron and Trivedi（1990）所提出的方法來檢定本研究的模型是否有過度分散的問題，並利用 LIMDEP 統

計軟體加以執行（Green, 1991）。檢定結果顯示本研究所使用的波松迴歸模型並

未出現過度分散的問題。 5 台北市與高雄市的選區不只一個，我們的處理方式是分別將這兩個直轄市的選區

立委加總之後來計算這兩個直轄市的政治變數。


杈內政委員會席次比例：各縣市所屬立法委員在第三屆立法院第五會

期（八十八年度補助）以及第四屆立法院第一會期（八十九年度補

助），參與內政委員會的人次除以內政委員會的總人數。

其次，自變數當中另外一個重要部分是需求變數（need variables）。事

實上在政策利益的分配上，各縣市的實際需求亦扮演著相當重要的角色。

需求變數放入統計模型當中主要是擔任控制變數的角色。更具體的說，當

我們控制需求變數之後才能確認究竟某些縣市得到較多的補助款是因為他

們真正需要？還是因為立法院內部制度性因素的影響？本研究的各個分析

模型採用的需求變數為各縣市自有財源比例，我們期待財政狀況較差的縣

市將獲得較多的補助政策利益。

在統計模型的建構上，本研究亦考慮以上這些自變數對於補助金額或

是補助案數分配影響的時差（time lag）問題。換言之，決定 t 時間點的補

助款事實上是由 t-1 時間點上的政治性變數與需求變數所決定。更具體的

說，八十八年度（八十七年七月至八十八年六月）的補助事實上應該是在

第三屆第五會期期間的政治變數與需求變數所影響，依此類推。

伍、實證分析

一、「創造城鄉新風貌計畫」總補助金額與補助計畫案數敘述性分析

表一顯示八十八年度與八十九年度「創造城鄉新風貌計畫」補助金額

與補助計畫案數在各縣市分配的情形。我們發現，八十九年度營建署所核

定的補助金額與補助案數均比八十八年度來的少。雖然按原計畫，「創造

城鄉新風貌計畫」於八十八與八十九年度由內政部營建署各統籌編列五十

億元，然而可能是八十八年九二一地震所造成預算的排擠，因此八十九年

度實際核定分配的補助金額與案數遠不如八十八年度。另外從表一我們可

以粗略地看出縣市所獲得補助金額的排序與縣市所獲得補助案數的排序有

相互背離的情形。換言之，當縣市所獲得金額多寡的排序越是在前面，則

他們所獲得補助案數多寡的排序越是在後面，例如八十八年度的基隆市、

宜蘭縣、新竹縣、雲林縣、嘉義市等等；或是八十九年度的台北縣、基隆

市、桃園縣、台中市、南投縣、嘉義市等等。為了證實是否有這種現象，


我們進一步計算各縣市每人所獲得補助金額與各縣市所獲得的總補助案數

之間的相關係數。結果的確如我們所判斷，八十八年度的相關係數為

-0.288，八十九年度的相關係數為 -0.324，二者均達統計上的顯著水準。此

意味著縣市獲得的補助案數雖然較少，但是這些少數的補助案金額卻是相

當龐大；相對來說，某些縣市雖然獲得較多的補助案數，但是這些計畫案

的個別金額卻是相當有限。究竟縣市具備甚麼樣的特性才會有機會獲得少

數補助案但是總金額龐大，或者是獲得較多的補助案數但是總金額卻相對

較少？以下我們利用最小平方迴歸分析與波松迴歸分析進一步加以探索。

表一：八十八與八十九年度「創造城鄉新風貌計畫」

補助金額與計畫案數的分配情形

縣市 88 年所獲得金額排序

8 8 年所獲得補助案數排序

89 年所獲得金額排序

8 9 年所獲得補助案數排序

台北市 23（ 55.19） 22（ 4） 22（ 18.40） 14（ 5）台北縣 22（ 69.84） 17（10） 21（ 29.24） 2（10）基隆市 5（ 448.11） 21（ 5） 8（ 131.8） 20（ 3）桃園縣 19（ 123.88） 14（11） 19（ 49.55） 4（ 7）宜蘭縣 6（ 385.77） 18（ 9） 5（150.02） 6（ 6）新竹市 4（ 483.23） 8（15） 4（170.55） 6（ 6）新竹縣 11（ 237.12） 3（19） 6（142.27） 6（ 6）苗栗縣 8（ 321.23） 6（18） 9（124.92） 6（ 6）台中市 12（ 221.74） 10（14） 12（ 99.78） 4（ 7）台中縣 18（ 138.14） 11（14） 14（ 82.89） 22（ 2）彰化縣 17（ 154.11） 13（13） 18（ 61.65） 6（ 6）雲林縣 15（ 172.89） 7（17） 10（119.69） 3（ 8）南投縣 7（ 365.83） 5（18） 2（256.08） 6（ 6）花蓮縣 2（ 502.69） 2（19） 11（111.71） 14（ 5）嘉義市 3（ 494.63） 12（13） 3（190.24） 19（ 4）嘉義縣 9（ 317.07） 1（21） 7（140.92） 14（ 5）台南市 10（ 250.41） 9（15） 13（ 83.47） 22（ 2）台南縣 14（ 189.10） 19（ 8） 16（ 72.98） 1（11）高雄市 20（ 104.45） 15（10） 20（ 34.82） 14（ 5）高雄縣 16（ 171.13） 20（ 7） 17（ 65.19） 6（ 6）屏東縣 13（ 218.87） 4（19） 15（ 76.61） 6（ 6）台東縣 21（ 71.14） 16（10） 23（ 15.81） 14（ 5）


澎湖縣 1（1864.67） 23（ 2） 1（438.75） 20（ 3）

括號內的數值代表縣市每人每年所獲的補助金額（單位為元）或是補助計

畫案數，括號外的數值代表所獲得的補助金額或是補助計畫案數的排序，金額

越多或是案數越多則數值越小。


二、總補助金額的分析（OLS分析）

表二顯示「創造城鄉新風貌計畫」總補助金額在縣市的 OLS 分析結果。

就八十八年度來說，我們發現縣市國民黨籍立法委員比例越高的縣市獲得

越多的補助金額，同時縣市所屬立法委員越資淺則獲得計畫補助金額的機

會也越大。至於「委員會席次比例」與需求變數「自有財源比例」對於計

畫總補助金額的分配並無統計上顯著的影響。八十九年度總補助金額分配

的分析只發現自有財源比例越低的縣市獲得越多的補助（達統計上的顯著

水準）。雖然如此，但是我們發現各個迴歸係數的正負符號均與八十八年

度的分析相同。八十八至八十九年度匯集的模型分析結果，同樣與八十八

年度的分析相同，亦即縣市國民黨籍立法委員比例越高的縣市獲得越多的

補助金額，同時縣市所屬立法委員越資淺則獲得計畫補助金額的機會也越

大（均達統計上的顯著水準）。

表二：總補助金額 OLS 分析

88 年 89 年 88∼89 匯集

變數名稱迴歸係數迴歸係數迴歸係數

常數 48.35 ( 2.32)** 15.60 ( 1.67) 3.39 ( 5.24)***

縣市國民黨籍立法委員的比例

74.38 ( 1.77)* 13.56 ( 1.26) 1.22 ( 2.15)**

縣市立法委員平均的資深程度

-18.84 (-2.37)** -0.35 (-0.11) -0.33 (-2.12)**

縣市立委在內政委員會的席次比例

-103.22 (-1.46) -6.63 (-0.28) -5.14 (-1.61)

自有財源比例 -35.19 (-0.95) -19.53 (-1.8)* -1.14 (-1.34)

R Square 0.47 0.26 0.35

N 23 23 46

八十八年與八十九年模型的依變數為縣市平均每人每年所獲得的補助款。八十八至八

十九合併模型的依變數為 log（縣市平均每人每年所獲得的補助款）。括號內為 t 值。迴歸係數檢定採雙尾檢定：單一年度*：p<0.1（t>1.734） **：p<0.05（t>2.101） ***：p<0.01（t>2.878）；兩年匯集*：p<0.1（t>1.645）**：p<0.05（t>1.96）***：p<0.01（t>2.576）

歸納八十八年度、八十九年度與八十八至八十九年度匯集的分析結


果，我們發現，當我們控制各縣市的需求變數時，國民黨籍立法委員佔多

數的縣市或是立法委員平均來說較資淺的縣市，獲得超額「創造城鄉新風

貌計畫」補助金額的機會要比其他的縣市大得多。至於縣市所屬的立法委

員是否在立法院內政委員會擔任委員或者縣市自有財源比例的高低對於補

助款的分配都沒有顯著性的影響。

三、總補助計畫案數的分析（波松迴歸分析）

表三是我們以各縣市分別在八十八年度、八十九年度、以及八十八至

八十九年度匯集獲得「創造城鄉新風貌」計畫案數為依變數，利用波松迴

歸分析之後的結果。首先，就八十八年度來說，我們發現縣市國民黨籍立

法委員比例越低的縣市、縣市立法委員平均資深程度越高的縣市，以及自

有財源比例越低的縣市獲得越多的補助計畫案數（均達統計上的顯著水

準）。至於「內政委員會席次比例」對於補助計畫案數的分配並無統計上

顯著的影響。其次，就八十九年度的分析來說，我們發現沒有一個政治變

數或是需求變數對於計畫總補助案數的分配有統計上顯著性的影響。雖然

如此，我們卻發現變數「縣市國民黨籍立法委員的比例」以及「縣市立法

委員的平均資深程度」的迴歸係數與八十八年度均相同，前者為負，後者

為正。最後，八十八至八十九年度匯集的分析結果與八十八年度相同，亦

即縣市國民黨籍立法委員比例越低的縣市、縣市所屬立法委員越資深的縣

市以及自有財源比例越低的縣市獲得越多的補助計畫案數（均達統計上的

顯著水準）。

歸納八十八年度、八十九年度以及八十八至八十九年度匯集的分析結

果，我們發現，當我們控制各縣市的需求變數時，非國民黨籍立法委員佔

多數的縣市或是立法委員平均來說較資深的縣市，獲得「創造城鄉新風貌

計畫」計畫案數的機會要比其他的縣市大得多。雖然在八十九年度的分析

中該兩項變數並未達到統計上的顯著水準，但是卻隱約透露這種現象，我

們發現八十九年度該兩項變數迴歸係數所呈現的正負符號與八十八年度以

及八十八至八十九年度匯集分析的情況相同。至於縣市所屬的立法委員是

否在立法院內政委員會擔任委員對於補助案數的爭取並無明顯的影響。


表三：總補助案數波松迴歸分析

88 年 89 年 88∼89 匯集

變數名稱迴歸係數迴歸係數迴歸係數

常數 3.63 (10.32)*** 1.40 ( 2.35)** 2.83 (10.77)***

縣市國民黨籍立法委員的比例

-0.85 ( -2.76)** -0.09 (-0.18) -0.73 ( -2.80)**

縣市立法委員平均的資深程度

0.07 ( 1.81)* 0.33 ( 1.28) 0.16 ( 2.18)**

縣市立委在內政委員會的席次比例

-1.28 ( -0.42) 2.89 ( 1.27) -0.52 ( -0.39)

自有財源比例 -1.05 ( -2.10)** -0.76 (-1.05) -0.67 ( -1.78)*

Log-Likelihood -67.33 -45.51 -150.21

N 23 23 46

迴歸係數項括號內為 t 值。迴歸係數檢定採雙尾檢定：單一年度 *：p<0.1（t>1.734） **：p<0.05（t>2.101）***：p<0.01（t>2.878）；兩年匯集*：p<0.1（t>1.645）**：p<0.05（t>1.96）***：p<0.01（t>2.576）

四、綜合比較分析

基於前面的分析，我們將八十八年度、八十九年度以及八十八至八十

九匯集之後補助金額與補助計畫案數的分析結果加以摘要成為表四，並進

一步做比較分析。根據這些比較分析，我們發現，第一，在八十八年度個

別分析與八十八至八十九年度匯集的分析當中，變數「縣市國民黨籍立法

委員比例」對於補助金額與補助計畫案數分配的影響出現極為規則的型

態。我們發現「縣市國民黨籍立法委員比例」對於補助金額分配的影響為

顯著的正向關係，而對於補助案數分配的影響則為顯著的負向關係。換言

之，國民黨籍立法委員比例較高的縣市獲得較多的補助金額，但是獲得的

補助計畫案數則較少；而非國民黨籍立委比例較高的縣市獲得較多的補助

計畫案數，但是獲得較少的補助金額。雖然八十九年度個別分析呈現統計

上不顯著的情形，但是如果我們觀察其符號的變化，其實也隱約透露出相

同的訊息。


第二，同樣地，在八十八年度與八十八至八十九年度匯集的分析當中，

縣市立法委員的平均資深程度越低的縣市獲得越多的補助金額，而縣市立

法委員的平均資深程度越高的縣市則獲得較多的補助計畫案數。換句話

說，資深立法委員所在的縣市雖然獲得多數的計畫補助案，但是每個補助

案的金額規模都是較小的。而立法委員平均資深程度較低的縣市則恰恰相

反，他們雖然獲得較少的計畫補助案，但是每個補助案的金額規模都是相

對較大的。雖然八十九年度個別分析未呈現統計上顯著性，但是如果我們

僅觀察其符號的變化，同樣也隱約地透露出相同的現象。

第三，就其他的政治變數來說，我們發現縣市所屬的立法委員在內政

委員會的席次比例越高對於獲取「創造城鄉新風貌計畫」的補助並沒有幫

助，不管是補助金額或是補助計畫案數的分配均如此。第四，在自有財源

的比例方面，補助利益的分配大致上依循著自有財源越低的縣市獲得較多

的補助。除了八十八年度的總補助金額分配與八十九年總補助案數的分配

之外，其它均達到統計上的顯著水準。

表四：綜合比較分析

總補助金額

（88 年）

總補助案數

（88 年）

總補助金額

（89 年）

總補助案數

（89 年）

總補助金額

（88∼89 年）

總補助案數

（88∼89 年）

縣市國民黨籍立法委員比例

（+）* （-）** （+）（-）（+）** （-）**

縣市立法委員平均資深程度

（-）** （+）* （-）（+）（-）** （+）**

縣市立委在內政委員會的

席次比例

（-）（-）（-）（+）（-）（-）

自有財源比例（-）（-）** （-）* （-）（-）* （-）*

陸、研究發現與討論

行政院擴大內需方案中「創造城鄉新風貌計畫」補助的政策利益在八

十八年度至八十九年度的分配究竟是屬於最小獲勝聯盟還是通通有獎的型


態呢？我們從實證分析的結果發現，政策利益的分配既是最小獲勝聯盟又

是通通有獎的型態。

此話怎講？我們認為該項方案的政策利益分配是最小獲勝聯盟的理由

是因為當我們將政策利益定義為現金價值的補助金額時，我們發現國民黨

籍立法委員比例越高的縣市或是立法委員越資淺的縣市獲得越多的政策利

益。而當我們將政策利益定義為補助計畫案數時，結果恰恰相反，我們發

現國民黨籍立法委員比例越低的縣市或是立法委員越資深的縣市獲得越多

的政策利益。換言之，一旦我們將此兩種不同定義的政策利益分開來觀察，

最小獲勝聯盟的利益分配型態極為明顯。差別只是在於兩個最小獲勝聯盟

當中獲利的成員不同而已，一組為國民黨屬性的議員加上資淺的議員，另

外一組則為非國民黨屬性的議員加上資深的議員。

而我們認為該項方案的政策利益分配是通通有獎型態的理由在於當我

們合併觀察上述兩個最小獲勝聯盟時發現，這兩個最小獲勝聯盟的成員並

沒有交集（概念上）。也就是說，國民黨籍立法委員比例越高的縣市或是

立法委員越資淺的縣市獲得補助現金，而國民黨籍立法委員比例越低的縣

市或是立法委員越資深的縣市獲得補助案數，大家各取所需，井水不犯河

水。

但是話說回來，雖然同時從兩種不同形式的政策利益定義來觀察「創

造城鄉新風貌計畫」，其補助利益的分配是屬於通通有獎的型態。但是行

政機關所分配的多數實質利益（現金價值的補助金額）絕大部分還是由國

民黨籍立委或是資淺的立委所掌握，只是分配較多的補助計畫案給非國民

黨籍或是資深的立法委員，使其可以向選區的選民交代。獲得多數的計畫

案數並不代表獲得多數的實質經濟利益，因此「創造城鄉新風貌計畫」補

助利益的分配型態實質上仍屬於「最小獲勝聯盟」。這可以說是「創造城

鄉新風貌計畫」補助利益的分配相當獨特的現象。究竟是甚麼原因導致這

種結果？我們可以利用行政院與立法院之間的理性交易關係提出嘗試性的

解釋。八十八與八十九年度期間，國民黨雖然為中央政府的執政黨與立法

院的多數黨，但是國民黨在立法院的影響力與過去比較起來已經大不相

同。第二屆立法院期間，國民黨籍的立法委員還能佔百分之五十五，可是

到第三屆立法院時已滑落到百分之四十九，第四屆雖然又回升至百分之五

十三左右，但是掌控能力已大不如前。在這種情況之下，國民黨為了挽回


或是維持在立法院的多數，執政的國民黨極有可能利用行政機關所分配的

補助利益，企圖以實質的經濟利益（補助金額）幫助國民黨籍立委比例較

高的選區（縣市）。然而國民黨在第三屆立法院以後已經是相當脆弱的多

數黨，只要民進黨、新黨與無黨籍立委聯手，那麼國民黨在立法院的影響

力就可能完全消失。因此執政的行政機關如果完全不顧其他政黨立委的選

區需求，不僅行政機關的重要法案難以通過，甚至於連行政機關年度預算

的安全都難保。所以，即使基於政黨競爭的立場，國民黨沒有理由分配超

額的實質經濟補助利益給非國民黨籍立委較多的選區，但是卻可以利用畫

餅充飢的方式將較多的補助計畫案分配給非國民黨籍立委比例較高的縣

市。雖然獲得較多的補助計畫案數並不代表獲得較多的實質經濟利益，但

是至少可以讓在野黨立委些許心理上的平衡，使他們不會對行政機關的業

務太過刁難。

立法委員平均資深程度高的縣市或是平均資深程度低的縣市在獲取補

助金額與補助計畫案數的差異也與政黨屬性因素類似。也就是說，補助利

益的分配表面上是通通有獎的型態，但是行政機關所分配的實質利益（現

金價值的補助金額）是由立法委員平均資深程度較低的縣市獲得較多，而

資深程度較高的縣市則獲得較多補助計畫案數的分配。這個發現與過去國

內分配研究發現議員資深程度越高的縣市獲得越多補助款的結果大異其

趣。不過，由於過去的研究主要是觀察台灣省議員資深程度對於補助款分

配的影響，對於立法院的情況可能需要更多的實證研究加以證明。但是，

就我們這個研究案例來看，究竟為甚麼立法委員平均資深程度較低的縣市

可以獲得較多的補助金額，而資深程度較高的縣市則僅獲得較多補助計畫

案數的分配？這可以從資深立委與資淺立委角色扮演的差異加以解釋。議

員之所以能夠順利連任成為資深議員主要原因之一是他們在自己的選區已

經有了相當程度的票源基礎，因此他們在議事機構中並不需要刻意而且汲

汲營營地為其選區爭取行政機關的補助款。相對來看，資淺的議員或甚至

於初任的議員，為了能夠建立選區的基本票源，大都會在任期內竭盡全力

地向行政機關爭取與他們選區利益相關的補助預算以增加他們在選區的聲

望（Mayhew, 1974）。

當然，資深議員是否真的就完全沒有選戰競爭的壓力是一個經驗性的

問題（empirical question）。換言之，我們必須有實證的資料才能證明。就


本研究的資料來看，第三屆與第四屆立法委員資深程度與他們在上一次立

委選舉當中所有參選人得票率的標準差（我們定義為所有參選者之間的競

爭程度：參選人得票率的標準差越小，競爭程度越激烈）之間的相關係數

分別為 0.31 與 0.40。也就是說，立法委員平均資深程度越低的縣市在前一

次的立委選戰當中所有參選人得票率的標準差越小（競爭越激烈），立法

委員平均資深程度越高的縣市在前一次的立委選戰當中所有參選人得票率

的標準差越大（競爭越不激烈）。行政機關充分瞭解立委的需求，為了爭

取立委對該行政機關的政策與預算的支持，理性的行政機關會將實質的補

助利益分配給那些需要選區補助款的資淺議員以協助他們應付未來競爭激

烈的選戰。至於資深議員雖然不像資淺議員那麼迫切需要實質的補助利益

應付未來的選舉，但是他們仍然需要另外一種形式的補助利益才能對選民

有所交代。因此，在這種情況之下，我們很自然地發現行政機關所分配的

多數實質利益（現金價值的補助金額）是由立法委員平均資深程度較低的

縣市獲得，而資深程度較高的縣市則獲得較多的補助計畫案。相對來看，

過去國內的分配研究發現省議員平均資深程度越高的縣市獲得超額省補助

款的現象（羅清俊，2000a），也可以利用省議員資深程度與省議員在前一

次的省議員選戰當中所有參選人得票率標準差之間的相關係數來加以詮

釋。根據資料顯示，第八、九屆省議員（七十五至八十三年）的資深程度

與前一次省議員選舉所有參選人得票率的標準差之間的相關係數分別為

-0.13 與 -0.23，透露出第八、九屆省議員的資深程度越高並不見得選戰就

沒有壓力，反而競爭更為激烈。省議會這種特殊的政治生態促使資深議員

仍須爭取實質的補助利益以嘉惠選區，而省政府在滿足省議員的需求上也

配合得相當好，使得越資深的省議員越能獲得超額的補助款（羅清俊，

2000a）。雖然從以上的分析可以解釋資深程度在省議會與立法院個別對於

政策利益分配的不同影響方式。但是，在資淺立法委員尚未累積足夠的影

響力之前，究竟他們是透過甚麼樣的途徑獲得行政機關實質利益的分配，

這個部分仍然需要未來進一步經驗性研究加以觀察。

除了立委黨籍與資深程度之外，「縣市立委在內政委員會的席次比例」

對於政策利益分配的影響並不顯著。這個發現與過去國內分配研究的發現

類似（羅清俊，2000a）。主要的理由可能在於國內立法機關委員會的專業

制度尚不健全，民意代表經常遊走於各個委員會之間。在這種情況之下，


這些民意代表對於行政機關的牽制力量當然也就相對減弱。對於行政機關

而言，即使想以補助款嘉惠某些縣市，可能也不知道該把超額的補助款分

配給那一位常設委員會委員的選區。

雖然本研究從擴大內需方案中「創造城鄉新風貌計畫」補助款分配當

中發現規則性的政策利益分配型態，但是我們寧願抱持較為保守的態度避

免做過度的推論。因為本研究只觀察第三屆立法院與第四屆立法院期間當

中一個年度的單一政策方案利益分配之情形，研究的發現恐怕不足以通則

化地推論立法院內關於分配政策的決策型態以及立法院和行政機關之間的

關係對於政策利益分配的影響。不過，我們認為本文至少是一個政策利益

分配型態實證研究的起點。未來的實證研究除了可以擴大觀察立法院的期

間，藉以比較跨越不同的時間，政策利益分配型態在時間變動上的差異之

外，也應該分析不同類型政策利益在立法院內分配的型態，例如交通建設

的政策利益、農業的政策利益、教育的政策利益等等。同時也可以配合分

析立法委員在政策利益分配相關法案上的投票或是發言記錄等等。唯有如

此，我們才能以更完整與系統性的證據為基礎，建構立法院政策利益分配

型態的理論。


參考文獻

一、中文部分

羅清俊

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The Pattern of Geographic Distribution of Policy Benefit: Minimum Winning

Coalition? or Universalism?

Ching-Jyuhn Luor*

Abstract

The present study explores whether the pattern of geographic distribution of policy benefit among cities and counties in Taiwan is minimum winning coalition or universalism. By looking at the grant allocation of “Creating New Features of City and Rural Areas” offered by Department of Interior in the Taiwan central government from fiscal year 1999 to 2000, we find that the pattern of the distribution of grant is either minimum winning coalition or universalism.

We say it is minimum winning coalition because the minority exploits the majority of constituencies either we define the policy benefit as the total amount of money or define the policy benefit as the number of projects respectively. We find that, on the one hand, the disproportionate amounts of money flow to the cities or counties with higher ratio of KMT legislators or with junior legislators. On the other hand, we find that most of projects go to the cities or counties with higher ratio of non-KMT legislators or with senior legislators.

When we put these two things together, we say it is universalism because the members of winning coalition who receive disproportionate * Associate Professor, Department of Public Administration, Tamkang University


amounts of money and members who receive most of the projects are exclusive to each other. In other words, cities or counties receive disproportionate amounts of money tend not to receive disproportionate number of projects, and vice versa, in the manner that each coalition gets whatever it needs and would not be deprived of the other.

However, we still allege that cities or counties with higher ratio of KMT legislators or with junior legislators are the real winners. Because we find that the coefficient of correlation between the amount of money and the number of projects, which cities and counties receive, is significantly negative in the sense that cities or counties receive more money tend to receive less projects, and vice versa. It implies that cities or counties with higher ratio of KMT legislators or with junior legislators tend to receive more money despite they got few projects. Based on these results, we conclude that minimum winning coalition is still at work in the substantive sense (monetary value).

Key Words: Distributive Theory, Distributive Policy, Minimum Winning Coalition, Universalism, Legislative Yuan, Grant

政策利益分配的型態：最小獲勝...

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