中國環境污染治理中的公眾參與問題
——基于動態空間面板模型的實證研究

屈文波，李淑玲

（西安交通大學 經濟與金融學院，陜西 西安 710061）

中國經濟近四十年得到高速發展，但高速增長背后巨大的生態環境承載壓力也使經濟社會可持續發展面臨嚴峻挑戰。2017年，《中國生態環境狀況公報》顯示，全國338個地級及以上城市中，環境空氣質量超標的城市有239個，占70.7%，平均超標天數占22%；空氣質量平均優良天數比2016年下降0.8%；水質監測點位中處于較差級和極差級點位的分別占51.8%和14.8%。嚴重的生態破壞和環境污染直接損害了公眾的生產、生活和健康，引發公眾的強烈不滿和抗議，如廈門和大連PX項目引發的公眾抗議事件、啟東市民大規模抵制王子造紙廠廢水排放事件、四川什邡市民抗議鉬銅項目建設事件，再到近期引發社會高度關注的廊坊“超級工業污水滲坑”等污染事件，中國已進入環境污染事故及環境群體事件的高發期。近二十年來，在中國由污染引發的各種大規模群體性事件以每年平均29%的速度增長[1]。2015年6月，環保部開通“12369”環保微信舉報聯網平臺；2018年，聯網平臺共接到公眾舉報710 117件，同比增長14.7%。

頻繁發生的重特大環境污染事件引發公眾極大關注與不滿的同時，也將污染治理中治理措施是否到位、民眾反饋是否受重視等問題推向了風口浪尖。為此，中國政府在“十三五”規劃中明確指出，生態文明建設需要“形成政府、企業、公眾三方共治的環境治理體系”，并“暢通公眾參與渠道”。2015年9月，中國正式實施《環境保護公眾參與辦法》，明確了公眾環保參與的法律地位；十九大報告進一步強調了“共建、共治、共享”的治理理念，這標志著普通公眾參與環境保護已成為完善環境影響評價制度、重構環境治理體系的核心內容。那么，在目前國家高度重視污染治理及特殊的社會制度環境下，公眾參與是否在污染治理中發揮了重要作用，能否真正影響政府的環境規制政策？公眾參與及其效應引起了政策制定者和學術界的廣泛關注與研究興趣，但目前研究重點多關注公眾參與的直接效應，對于公眾參與是否能夠通過影響政府正式環境規制對環境污染產生影響則鮮有關注。為此，本文基于調節效應視角，實證檢驗三種不同空間權重矩陣下公眾參與通過影響政府環境立法、環境執法、環境經濟規制和環境污染治理投資對環境污染的間接影響，從而有助于正確理解公眾參與政策的有效性及作用路徑。如果公眾參與確實能夠有效影響政府環境政策，那么，在污染治理過程中，相關機構和組織就應該考慮如何充分利用愈發強大的公眾參與力量，使其在污染治理中發揮更加積極的作用。為此，本文主要關注兩個方面的問題：第一，公眾參與是否能夠有效影響污染治理？如果能夠得到肯定的答案，那么是否存在地區差異？第二，公眾參與通過什么渠道影響污染治理？其影響機制如何？對于這些問題的探討具有十分重要的現實意義。

一、文獻綜述

公眾參與屬于非正式環境規制的一種。Pargal和Wheeler[2]最早提出非正式環境規制的概念，認為非正式環境規制是當正式環境規制缺失或強度較弱時，出現的一些社會團體與污染企業或政府進行談判協商以達到保護環境的目的。劉文華和李艷芳[3]較早主張將公民環境管理參與權納入公民環境權的內容。王利平[4]認為，在環境問題日益突出的情況下，促進社區居民參與環境保護應當成為加強環境管理的重要內容。江劍平和袁雄[5]從預案參與、過程參與、末端參與和行為參與等方面提出了公眾參與環保的機制和途徑。Kathuria[6]認為，非正式環境規制主要是公眾通過投訴、信訪、集會游行等方式表達對環境質量改善的訴求，相對于正式環境規制，非正式環境規制有利于降低信息不對稱。李勝[7]認為，污染治理除了提高政府的政策置信度和強化問責制，社會公眾的積極參與對治理污染起著決定性的作用。曹正漢[8]認為，環境“群體事件”在一定程度上能夠促進中央對地方政府的環境監督及政策調整。Liao和Shi[9]針對中國的研究指出，公眾參與能夠顯著增加綠色環境投資，有利于降低環境污染。Chen等[10]認為，中央政府對公眾環保參與的重視程度能夠激勵公眾積極參與環境保護，但與地方官員晉升機會掛鉤的政策目標會影響地方政府對中央有關公眾參與政策的響應程度。

實證研究中，Pargal等[11]針對印度尼西亞250家廠商的研究表明，公眾參與并未有效地降低企業污染排放。Wang和Di[12]基于中國85個鄉鎮數據的研究發現，上級政府的環境績效壓力和轄區內公眾投訴都會迫使地方政府加大環境規制力度，改善環境服務。Cole[13]分析了20世紀90年代英國的空氣污染狀況，指出公眾參與能有效降低空氣污染程度。Langpap和Shimshack[14]研究了美國水污染治理的歷史，指出公眾參與作為一種非正式的環境規制，在水污染治理中發揮了重要作用。Greenstone和Hanna[15]基于印度大氣污染數據的研究發現，即使在弱的環境規制下，公眾的強有力支持也能保障減排目標的實現。于文超等[16]以2003—2011年省級面板數據為例，研究發現公眾環保參與會促使地方政府采取更多的環保舉措，有助于推動環境治理。韓超等[17]144-161基于2002—2007年287家地級市樣本的研究發現，公眾信訪并不會帶來環境規制投入增加，也無法降低環境污染。Sun等[18]以2011年10月—2012年3月在中國微博網站上發起的空氣污染運動為例，研究發現網絡平臺通過讓公眾和政府機構參與，能夠促進環境保護。Anderson和Hugh[19]以歐盟成員國的一項問卷調査結果考量公眾的環境態度，發現隨著公眾輿論優先轉向考慮環境問題，歐洲各國政府支持可再生能源政策的比率顯著上升。牛坤在[20]72-74認為，農村環境污染治理中存在公眾參與無序化、參與滯后及法律法規不健全等問題，從強化政府信息公開、提高對公眾參與的回應等方面提出了相應的對策措施。張國興等[21]以公眾環境來信數和政協提案數衡量公眾參與度，基于2006—2014年省級面板數據的研究認為，中國政府推行的公眾環保參與政策是比較成功的，能夠起到減緩環境質量惡化的效果。余亮[22]基于2010—2016年省級面板數據的研究發現，公眾對直觀感受強的水污染、固體廢物和噪聲污染參與度較高，對大氣污染治理的參與效果不顯著。鄭思齊等[23]、李欣等[24]分別采用網絡搜索指數構造公眾參與度指標，得出網絡輿論有助于降低污染排放的結論。不可否認，網絡媒體正在成為一種新的公眾環保參與方式，但由于缺乏權威的數據來源，網絡搜索是否能夠代表整體公眾參與力量，尚有待于進一步商榷，如網絡覆蓋范圍、網民人數、搜索引擎的穩定性等都會對搜索結果產生影響[17]144-161[25]。

通過梳理已有文獻發現，相對于國外，國內研究起步較晚，研究文獻較少且重點關注公眾環保參與的直接效應，對于公眾參與如何通過影響政府正式環境規制進而影響環境污染則較少關注。本文在已有研究的基礎上，檢驗公眾環保參與能否有效降低環境污染，是否存在區域差異；公眾環保參與通過何種途徑影響環境污染，能否作為政府正式環境規制的有益補充；考慮環境污染的時空效應、公眾參與與污染治理之間可能存在的互為因果的內生性關系；采用動態空間面板模型和系統廣義矩估計法進行實證研究。

二、變量選取與模型設定

（一）變量選取及統計描述

1.被解釋變量（Poll）：環境污染綜合指數。選取各地區工業SO2排放量、工業煙塵排放量、工業粉塵排放量、工業廢水排放量和工業固體廢棄物生產量五類指標，運用熵值法將其合成為環境污染綜合指數，克服了僅用單一指標表征環境污染的缺陷。

2.核心解釋變量（Public）：公眾環保參與度。對于公眾環保參與度指標的度量，已有文獻存在較大差異，借鑒學者的研究，兼顧數據的可得性，本文以《中國環境年鑒》《中國統計年鑒》提供的權威數據——各省環境信訪來信總數、人大環保建議數、政協環保提案數衡量公眾環保參與度，并運用熵值法將其合并成為公眾環保參與度指數。有關環境問題的集會、游行等，由于偶然性較大，不在本文考慮范圍之內。

3.其他控制變量。（1）經濟發展水平（Pgdp）用各地區人均GDP表示，并以2000年為基期用GDP指數平減。（2）技術創新（Tech）用各省人均三種專利申請授權數（件/萬人）衡量。（3）資本投入（Capt）用人均固定資本形成額表示，并以2000年為基期，用固定資產投資價格指數平減，然后與各地區年末人口數相比得到人均固定資本形成額。（4）產業結構偏向度（Stru）用第二產業增加值占地區生產總值的比重表示。（5）環境污染治理投資（Invest），根據《中國環境年鑒》的統計口徑，環境污染治理投資是城鎮環境基礎設施建設投資、工業污染源治理投資和當年完成環保驗收項目環保投資之和，并用地區生產總值單位化得到環境污染治理投入指標。（6）經濟集聚度（Degr），借鑒吳偉平和何喬[26]20-34的做法，用單位面積非農產出表示。（7）對外開放度（Open），用貨物進出口總額占地區生產總值的比重表示，并用各年匯率中間價將美元計價調整為人民幣。（8）城鎮化率（Urba），用非農人口占總人口的比重表示。

以上變量原始數據來源于 《中國統計年鑒》《中國環境年鑒》《中國環境統計年鑒》《中國科技統計年鑒》和各地區對應年份的統計年鑒。各變量定義及描述性統計指標如表1所示。

表1 變量的描述性統計指標

由表1可知，被解釋變量環境污染綜合指數（Poll）的均值0.030，最大值（0.120）與最小值（0.001）相差較大，說明各地區環境污染存在較大差異。本文的核心解釋變量——公眾參與度指標（Public）的均值、最大值與最小值差異均較大，說明地區公眾環保參與度相差懸殊，公眾對環境問題的關注度及參與度存在顯著的地區差異，其他指標之間也存在較大差異。因此，考慮區域差異的實證研究才更具有現實意義。

（二）模型設定

由于大氣污染、水污染等都存在顯著的空間擴散效應，故需要考慮空間因素。又由于大氣污染、水污染等各類污染物都存在一定的動態持續性，上期污染水平可能會對本期或滯后期的污染治理產生影響，故需要考慮動態特征。綜合分析，本文構建同時包含動態因素和空間因素的動態空間面板模型，如模型（1）所示

其中，i和t分別為截面和時期；Poll為被解釋變量即環境污染綜合指數；W為空間權重矩陣。本文分別選用三種空間權重矩陣；第一種為地理鄰接空間權重矩陣（WG），若兩個地區相鄰，則WG=1；若不相鄰，則WG=0。第二種為經濟距離空間權重矩陣（WE），用研究期內地區i人均GDP均值與地區j人均GDP均值之差的絕對值的倒數表示，即。第三種為經濟地理嵌套空間權重矩陣（WGE），借鑒嚴雅雪和齊紹洲[27]的做法，用地理鄰接權重矩陣（WG）與經濟距離權重矩陣（WE）的加權和表示，權重各取0.5；Public表示公眾環保參與度，是本文關注的核心解釋變量，如果估計系數α0小于0，說明公眾參與會抑制污染排放，反之則相反；α1～α8為各控制變量的回歸系數；ε為隨機誤差項。

三、實證研究

（一）空間相關性檢驗

為證明計量模型選擇的合理性，對環境污染空間相關性進行檢驗，表2為三種空間權重矩陣下環境污染綜合指數的全局Moran’s I值，由表 2可以看出，Moran’s I的取值介于0～1之間，P值至少滿足5%的顯著性水平，表明省際之間環境污染存在極為顯著的正向空間相關性，具有顯著的空間溢出效應，進一步表明本文采用空間計量方法的合理性。

表2 2000—2017年環境污染綜合指數的Moran’s I值

（二）回歸結果及分析

對模型（1）進行Hausman檢驗，判斷應該選擇固定效應模型還是隨機效應模型，檢驗結果表明，模型的Chi2為124.03，P值為0.000，在1%顯著性水平下拒絕使用隨機效應模型的原假設，故應選擇固定效應模型。

以2000—2017年中國30個省 （自治區、直轄市）的環境污染綜合指數為被解釋變量（西藏和港、澳、臺地區數據缺失較多，不在分析范圍之內），以公眾參與度及其他控制變量為解釋變量，對模型（1）進行固定效應回歸。為解決變量的內生性，減小參數估計的有偏性，本文選擇系統廣義矩估計法進行估計，三種空間權重矩陣下公眾參與影響環境污染的回歸結果如表3所示。

表3報告了三種空間權重矩陣下動態空間面板模型的系統廣義矩估計結果。從模型檢驗看，Sargan統計量不顯著，而殘差的一階自相關1%顯著，二階自相關未通過顯著性檢驗，表明采用系統廣義矩估計不存在工具變量的過度識別問題，工具變量的選擇合理有效。Wald檢驗和log-Likelihood檢驗結果顯示，模型擬合效果較好。

表3 動態空間面板模型估計結果

1.從時間維度看，三種空間權重矩陣下環境污染的時間滯后項（ln Pollit-1）系數均1%顯著為正，表明環境污染變化確實具有時間維度上的路徑依賴性，上一期污染水平較高時，本期污染水平可能會持續走高，環境污染在時間維度上表現為持續的“累加效應”，意味著污染治理具有相當的艱巨性和緊迫性，治污工作刻不容緩，必須常抓不懈，否則當累積的污染物超過環境承載容量時，會使治理難度增大?？紤]時滯項后，環境污染表現為連續的、動態的環境壓力系統，前一期的污染狀況必然是社會經濟等各因素綜合作用的結果，這些社會經濟因素將持續作用于滯后一期或滯后多期的環境污染，因而運用動態空間模型的估計結果更為可靠。

2.從空間維度看，三種空間權重矩陣下環境污染的空間滯后項（W×ln Pollit）系數顯著為正，表明環境污染確實具有明顯的空間溢出效應，在降雨、風向、大氣環流等自然因素以及區域間產業轉移、產品貿易等社會經濟因素的多重驅動下，本地區的污染狀況與地理距離或經濟地理距離相近地區的污染狀況密切相關，表現出“俱樂部趨同”特征，隱含著污染治理必須采取區域聯防聯控的協同治理策略；否則，地區間可能出現的污染“泄漏效應”，會使單一政府的“單邊”治污努力低效甚至無效。對比分析發現，環境污染受到的時滯影響大于空間交互影響，即環境污染的動態持續“累加效應”大于空間“溢出效應”，環境污染在時間維度、空間維度及時空雙維度上表現出持續、累積、交叉的演變特征。

3.本文的核心解釋變量——公眾參與度回歸系數均為負，且系數檢驗統計顯著，說明公眾參與對環境污染能起到顯著的促降效應。本文的這一回歸結果與李永友和沈坤榮[28]、張艷純和陳安琪[29]74-80等學者的研究結論一致，但與韓超和張偉廣[17]144-161的研究結論有所差異。筆者認為，公眾參與主要通過兩條渠道影響污染排放：第一，公眾對污染企業信息曝光引發的輿論效應會影響企業的形象和市場信譽，從而直接影響其生產決策和污染減排行為。第二，公眾參與通過影響地方政府的環境行為進而影響污染排放。面對公眾污染抱怨及引發的輿論壓力，作為規制主體的地方政府可以通過頒布環保法律法規，增加污染治理投資，加大環保執法力度，研發治污減排技術等措施減少污染排放。近年來，各地區陸續發生的環境信訪、集會游行等群體性事件，一定程度上反映了公眾對于解決污染問題的迫切需求，倒逼各級政府強化環境監管，直接或間接對降低污染排放起到促進作用。

4.控制變量中，人均GDP回歸系數在三種空間權重矩陣下均顯著為正，表明總體上以“污染換增長”的發展模式仍然沒有改變[26]20-34，經濟增長“綁架”環境規制的現象依然存在[30]，轉變經濟發展方式任重道遠。技術創新回歸系數為負，經濟距離權重矩陣下系數檢驗顯著，其余兩種空間權重矩陣系數檢驗不顯著，說明技術創新能夠起到降低污染排放的作用，但這一作用需要進一步加強。資本投入回歸系數1%正向顯著，表明“投資驅動”的粗放型增長模式在加速能源消耗的同時，也帶來了不容忽視的環境問題。產業結構偏向度回歸系數顯著為正，說明產業結構越偏向于工業制造業為主的第二產業，污染排放越嚴重。環境污染治理投資回歸系數為負向顯著，表明增加治污減排投入能夠有效降低污染排放。經濟集聚度回歸系數顯著為正，說明經濟集聚一定程度上加劇了環境污染，經濟集聚一方面使集聚地獲得了集聚帶來的規模效應和溢出效應，成為拉動經濟增長的引擎。但同時，經濟集聚通過產能擴張加劇了能源的過度消耗和污染排放，使得污染治理難度增大。對外開放度上升加劇了環境污染，其直接原因可能和中國進出口產品結構、退稅政策和關稅減讓政策的偏向性有關[31]。城鎮化率回歸系數為負，雖然系數檢驗僅10%統計顯著，但仍然可以表明城鎮化水平提高對減少污染排放并未形成阻礙，城鎮化并不必然帶來環境質量的惡化。

四、公眾參與的區域差異

以上從全國總體層面檢驗公眾參與對環境污染的影響，但由于中國各地區經濟社會發展及制度環境等方面存在較大差異，公眾參與及其效應是否也存在區域差異，本文按照傳統的區域劃分方法，對東、中、西三大地區分別進行檢驗，結果如表4所示。Sargan檢驗、Wald檢驗和log-Likelihood檢驗結果表明，工具變量選擇合理有效，模型擬合效果較好。

1.由表4可知，三種空間權重矩陣下，三大地區環境污染的時間滯后項（ln Pollit-1）系數和空間滯后項（W×ln Pollit）系數均為正，且系數檢驗統計顯著，表明區域層面環境污染同樣存在顯著的路徑依賴和空間外溢效應。分地區看，西部地區環境污染的時間滯后項系數最大，依次為中部和東部地區，說明西部地區環境污染的動態累加效應更為明顯，污染治理形勢更為嚴峻。中部地區環境污染的空間滯后項系數最大，其次為西部地區，東部地區最小，并且中部和西部地區空間滯后項系數比較接近，意味著中部、西部地區環境污染的空間溢出效應更大。本文認為在很大程度上與中部、西部地區較為相似的產業結構、區域經濟連片增長以及承接的污染密集型產業等因素密切相關，意味著中部、西部地區面臨的減排壓力更大。

2.公眾參與度（Publicit）回歸系數僅在東部地區顯著為負，中部和西部地區則不顯著，意味著公眾參與對東部地區環境污染起促降效應。這可能和東部地區較高的經濟社會發展水平、相對完善的制度環境和較高的居民受教育程度密切相關，公眾對環境問題的關注度和參與熱情也高于經濟欠發達的中部、西部地區，進而對居住地環境問題表現出較強的關注。首先，當公眾的生產生活和利益受到污染侵害時，他們就會直接干預和制止企業的排污行為，如寧波、大連和廈門的PX事件等。其次，公眾可以通過“用手投票”的方式向地方政府或環保部門表達自己的環境訴求。因此，順應世界環境管制發展的新趨勢，在環境保護中積極引入公眾參與，及時回應公眾訴求，才能從根本上督促企業采用更加清潔環保的生產技術，達到從源頭上控制污染排放的目的。

3.控制變量中，東部地區人均GDP回歸系數為負，但系數檢驗不顯著，中部和西部地區人均GDP回歸系數均為正向顯著，可以認為，以GDP為核心的地方官員政績考核機制是造成中部、西部地區重經濟增長、輕環境保護的主要原因。技術創新回歸系數在東部地區負向顯著，中、西部地區則正向顯著或不顯著，表明目前發展階段中國大部分中部、西部地區的技術研發并沒有起到有效降低污染排放的作用。資本投入回歸系數正向顯著，三大地區在三種空間權重矩陣下回歸結果一致，說明“投資驅動”的增長模式一定程度上是加劇污染排放的誘因。環境污染治理投資回歸結果為負，只有東部地區系數檢驗顯著，說明增加環境污染治理投資對于降低污染排放具有積極作用，但中、西部地區這一作用上需要進一步加強。環境污染治理投資回歸系數三大地區均為負，表明增加污染治理投資是改善環境質量的重要渠道。產業結構回歸系數東部地區顯著為負，中部、西部地區顯著為正，這可能和中部、西部地區產業結構更多偏向于工業制造業為主的第二產業，以及近年來承接了過多東部地區轉移的高排放產業有關。因此，產業轉移降低了東部地區的環境污染，但卻加劇了中部、西部地區的環境污染，總體上并沒有達到改善環境質量的目的。經濟集聚度回歸系數僅在東部地區顯著為負，說明經濟集聚的減排效應僅存在于經濟較為發達的東部沿海地區，中部、西部地區經濟集聚則加劇了污染排放。對外開放度回歸結果三大地區均為正，但東部系數檢驗不顯著，說明中國大部分地區進出口貿易的增加加劇了污染排放。城鎮化率回歸系數東部負向顯著，中部和西部地區則正向顯著，這可能與中部、西部地區加速推進的城鎮化進程造成的城市規模擴張、城市空間蔓延、城市交通壓力增大以及粗放的城市發展模式有關。

表4 分地區動態空間面板模型估計結果

五、公眾參與影響環境污染的調節效應

前文研究表明，公眾參與具有顯著降低污染排放的作用，那么，公眾參與作為非正式環境規制的一種，是否能夠通過影響政府正式環境規制政策而影響污染排放，是否可以作為政府正式環境規制的有益補充，本文將基于調節效應視角進行檢驗。一般來講，政府正式環境規制主要通過環境立法、環境執法、環境經濟規制和環境污染治理投資等方式實現。借鑒王書斌和徐盈之[32]18-30的做法，本文用各地區當年頒布的地方性環境法規規章數表征環境立法（Regu1），用各地區當年實施的環境行政處罰案件數表征環境執法（Regu2），用各地區排污費收入表征環境經濟規制（Regu3），用各地區環境污染治理投資占地區生產總值的比重衡量污染治理投資狀況（Invest），變量的統計描述如表1所示。借鑒李欣和楊朝遠等[20]72-74的做法，在模型（1）中加入公眾參與變量與四種正式環境規制變量的交互項，構建調節效應模型見模型（2）

其中，β1～β4為公眾參與與環境立法、環境執法、環境經濟規制和環境污染治理投資的交互項，反映環境規制通過四種調節機制對環境污染的影響；其余變量含義與模型（1）相同。運用系統廣義矩估計法對模型（2）進行估計，結果如表5所示。

1.表5顯示，三種空間權重矩陣下公眾參與度與環境立法交互項（Public×Regu1）回歸系數均為負，但系數檢驗不顯著，表明公眾參與通過影響地方政府環境立法對抑制污染排放的作用并不明顯。公眾環保信訪從環境生態視角提供了公民表達自身環境訴求的一扇窗口，對解決突發性環境問題、緩和社會矛盾及沖突無疑具有重要意義。但近年來的環保信訪案例表明，公眾環保信訪更多是針對具體污染事件的意見表達，短時期內很難顯現出對制度性環保立法的促進作用。隱含著中國公眾在環境政策制定環節參與率較低，公眾的環境權利尚未上升到環境法律法規的高度。

2.公眾參與度與環境執法交互項（Public×Regu2）回歸系數正向不顯著，表明公眾參與尚未通過影響地方政府環保執法而起到污染減排的作用。環保執法著重衡量地方政府在環境污染問題上實施國家行政權力的強度，但環保執法屬于事后的監管處罰行為，而包括大氣污染、水污染在內的污染物屬于典型的環境公共產品，不僅難于監管且監管成本高，企業偷排漏排現象很難發覺。此外，受地方政府經濟發展目標及政績考核的影響，環保執法部門的環境執法更多偏向于“選擇性執行”，污染治理過程中放松監管或監管不嚴等現象也可能會造成監管失靈。

表5 公眾參與影響環境污染作用機制

3.公眾參與度與環境經濟規制交互項（Public×Regu3）回歸系數為負，地理鄰接權重矩陣回歸系數10%顯著，其余兩種空間權重矩陣下回歸結果均5%統計顯著，可以認為，公眾參與能夠通過影響環境經濟規制對污染排放起促降作用。理論上，環境經濟規制以增加排污費的方式將環境要素內生于企業生產函數[32]18-30，從經濟學的角度看，對污染者征收的排污費原則上是他們給社會其他成員造成的損失。隨著公眾環境關注度的提高，公眾有足夠的激勵去監督污染者的排污行為。排放越多，企業繳納的排污費越多，對于追求利潤最大化的企業來講，他們就會根據成本—收益分析來決策其環境行為，如通過研發環保技術降低環境排放成本等，從而在保證利潤最大化的同時降低污染排放。

4.公眾參與度和環境污染治理投資交互項（Public×Invest）回歸系數為負，經濟地理嵌套空間權重矩陣系數檢驗10%顯著，其余兩種權重矩陣回歸系數均5%統計顯著，意味著公眾參與通過影響地方政府環境污染治理投資能夠起到降低污染排放的作用。目前，中國地方政府環境規制的主要手段是頒布環境法律法規及安排污染治理資金，在公眾環境立法參與度較低的情況下，地方政府主要依靠增加污染治理投資來解決公眾的環境訴求，而并未從長遠角度考慮將公眾的環境權益上升到法律法規的高度[29]74-80。公眾環保信訪及其影響也會對地方政府及其相關部門產生較大的環?？己藟毫?，為緩解輿論壓力，地方政府通常會以增加污染治理投資作為回應，直接或間接地降低了污染排放。

環境污染的時間滯后系數、空間滯后系數和其他控制變量的回歸系數與表4基本相同，只是系數大小和檢驗結果有微弱的差別。不同空間權重矩陣回歸結果相互驗證，也證明了本文回歸結果的穩定性。

六、結論及啟示

污染治理既是“十三五”時期的重點，也是踐行“綠水清山就是金山銀山”科學論斷的關鍵。公眾參與作為一股新興力量，正在中國環境治理中發揮著越來越重要的作用。本文基于動態空間面板模型及調節效應視角實證考察了公眾參與對污染治理的作用，進而探討公眾參與這種非正式環境規制是否能夠作為政府正式環境規制的有益補充。結果發現：（1）總體上公眾參與對降低環境污染存在積極影響，即使替換不同空間權重矩陣回歸結果依然穩定。分地區檢驗發現，公眾參與對東部地區降低污染排放表現出較強的促進作用，對中部、西部地區降低污染排放尚未起到顯著影響。（2）公眾參與作為政府正式環境規制的有益補充，主要通過影響政府環境經濟規制、環境污染治理投資對降低污染排放產生影響；通過影響政府環境立法、環境執法的效應尚不明顯。（3）環境污染在時間維度上表現出顯著的路徑依賴特征，在空間維度上表現出顯著的正向空間溢出效應；西部地區環境污染的動態累加效應最大，污染治理更為迫切；中部地區環境污染的空間溢出效應最大，污染治理形勢更為嚴峻。本文的這一實證結論具有重要的政策含義：

1.污染治理中，地方政府及相關職能部門應充分考慮如何利用公眾參與這股愈發強大的力量，使其在污染治理中發揮重要作用。本文的回歸結果表明，總體上公眾參與具有顯著的直接降低污染排放的作用，這種作用既來自公眾參與對相關規制機構施加的壓力，也來自公眾參與對違規排污企業的投訴，倒逼企業遵從排放標準。為更好地發揮公眾環保參與的積極性，2014年中國頒布了《關于推進環境保護公眾參與的指導意見》和《環境保護公眾參與辦法》，“十三五”規劃明確提出應當“形成政府、企業、公眾共治的環境治理體系”和“暢通公眾參與渠道”。為此，各級地方政府應在國家一系列環保政策的推動下，制定適合地區特征的公眾環保參與具體措施，進一步健全環境信息公開制度，采取措施督促企業及時公布污染信息，以法律的形式確保公眾對環境信息的知情權和參與權；同時，要強化公眾參與的制度保障，有效發揮“自下而上”的公眾環保助推力量。

2.本文的回歸結果表明，公眾參與能夠作為政府正式環境規制的有益補充，通過影響環境經濟規制和環境污染治理投資降低污染排放，為此，污染治理中需要充分調動公眾環保參與的積極性，倒逼環境經濟規制措施的實施，推動地方政府重視環境污染治理，增加環境污染治理投資，有效降低污染排放。同時，由于公眾參與存在顯著的區域差異，經濟發展水平相對較高的東部沿海地區，環保體制機制較為健全，公眾環保參與度較高；而經濟欠發達的內陸地區，公眾環保參與度較低。因此，需要建立健全區域之間公眾參與的協調機制，創造機會讓更多居民切實投身于環境保護的實踐之中；要將政府正式環境規制與非正式環境規制有效結合起來，形成多種規制方式結合、多種力量共同參與的綜合性環境治理體系，形成政府、企業、公眾協同共治的良好治理格局，有效發揮公眾參與主推環境污染治理的積極作用。

3.環境污染路徑依賴及空間外溢效應的存在，意味著單一政府的“單邊”治污努力可能會變得低效甚至無效。因此，一是地方政府應該意識到污染治理是一項長期艱巨的系統工程，不僅要建立長效治污機制以保持政策實施的連貫性及有效性，更要從宏觀、中觀、微觀等不同層面構建聯合行動綱領；既要規避環境規制的“逐底競爭”，也要防止污染在區域間的泄漏和轉移。二是政府需要在污染治理政策上統一規劃和布局，打破區域行政界限，建立區域聯防聯控的治理政策，避免污染治理中“搭便車”現象的發生。三是優化產業結構和貿易結構，糾正研發投入的偏向性，注重城鎮化進程中的環境保護，也不失為降低環境污染、改善環境質量的有效途徑。

本文基于公眾參與視角，重點探究公眾環保參與的直接效應和間接效應，但由于數據所限，本文尚未考慮農業環境污染和微觀企業層面的污染，今后在獲得相關數據的基礎上，可將公眾參與研究內容進一步擴展至農業環境污染和微觀企業層面污染問題的研究中。