不同公众参与模式对环境规制强度的影响——基于空间杜宾模型的实证研究

肖汉雄

(中国社会科学院研究生院，北京 100024)

世界各国的环境保护模式经过长期的变迁，环保主体亦随之不断变化和更新。早期的环境保护模式以政府的立法和行政命令为主，而政策法规和市场力量的结合则成为近期治理环境的新思路。然而，仅仅通过行政和经济手段，以经济利益为直接调控对象、以政府和企业为主要参与者的环境保护机制并不能充分保障社会成员对生活质量的需求。现代社会多元化的利益诉求意味着在环境保护的进程中同样需要各类社会组织和公民个体的广泛介入。

公众参与环境治理的模式是丰富多样的。从参与主体看，有基于公民个人的参与、基于非营利组织的参与、基于媒体的参与等形式；从参与环节看，有决策参与、过程参与和事后参与等形式；从参与渠道看，有通过行政程序的参与、通过立法程序的参与等形式。正是这种多样性使公众参与具有广泛的作用范围，影响环境治理的各个主体、各个环节和各种具体手段，充分弥补其他环境保护机制的缺陷。Tietenberg(1998)认为在环保法律体系的建立和市场工具的广泛运用后，公众参与正成为环境保护的第三波浪潮[1]。

随着中国经济的发展，人们的基本生活需求逐渐得到满足，良好的生产生活环境等高级需求的重要性不断提升。相关调查已显示，公众对良好环境的需求和环境保护的意识趋于上升。例如，上海交通大学民意与舆情调查研究中心发布的《2016中国城市居民环保意识调查》显示，多数城市居民对环境污染有强烈感受，将环境污染视为政府最应该解决的问题，并表示愿为改善环境做出贡献。民间高涨的环保意识已转化为多方面的实际行动，并促使政府和企业采取有效的环保措施予以回应。在此背景下，研究各种公众参与方式如何影响政府的环境规制力度、理清环境保护进程中政府和民间的互动关系具有重要的实践意义。

一、相关文献综述

自20世纪90年代以来，随着公众参与在环境问题治理中的地位日益上升，国外学者开始探寻公众参与和环境规制间的关系。目前，研究范围已相当广泛，涵盖发达国家和发展中国家的众多行业。大部分研究认为公众参与对提升环境规制的强度、遏制污染做出一定的贡献。Kathuria(2007)研究印度古吉拉特地区的资料，认为当地的相关新闻报道明显抑制企业的排污行为[2]。Longpap和Shimshack(2010)研究美国水污染治理的进程，指出公众监督作为一种非正式的环境规制发挥了巨大作用[3]。Feres和Reynaud(2012)研究非正式规制对巴西制造业企业环境绩效的影响，认为非正式规制明显影响企业的环境绩效和政府的规制强度[4]。Cole等(2013)研究1990～1998年英国空气污染的状况，认为非正式的环境规制明显减少了污染强度[5]。

由于中外制度环境的差异，公众在环境保护中的参与必然呈现不同的模式特点。中国环境治理中的公众参与是学界先前较少涉及的领域，相关研究视角各异，得出的结论也各不相同。部分文献支持公众参与在中国环境治理中的作用，认为公众意见确实对提升环境规制的强度或控制污染的排放具有一定的作用。徐圆(2014)别出心裁地进行分行业的研究，指出非正式性环境规制相对于正式性环境规制的影响力较低，但在控制污染方面仍起到积极的作用[6]。吴建南(2016)的分析表明环境信访、非政府组织等公众参与方式对控制不同类型的污染物排放各有其贡献[7]。同时，也有为数不少的研究表示并未观测到公众参与在环境治理中的作用。韩超等(2016)认为在考虑城市间互动性的情况下，公民信访并未带来环境治理投资的增加和环境污染的改善[8]。闫文娟(2012)认为公众参与促进环境公平的作用不显著，说明中国环境保护的公众参与还较为缺乏[9]。张彩云(2015)指出公众参与通过中国式的财政分权间接影响地方的环境规制水平，但影响并不显著[10]。

综上所述，国内学者围绕公众参与在环境治理中扮演角色的研究并未达成一致意见。目前相关研究取得诸多进展，对人们理解公众参与和环境规制间的关系颇有帮助，但也存在以下的不足之处：第一，对公众参与的定义稍显狭隘，对公众通过媒体、非政府组织等其他途径进行的参与实践关注不足；第二，对政府环境规制强度的衡量不够妥当，未能充分考虑产业结构、行业排放强度等因素的省际差异；第三，在选择计量模型时，对各省区间在环境规制方面已得到证实的空间互动关系考虑不足。本文在已有研究的基础上，进一步扩充公众参与方式的选择，构建新指标刻画环境规制强度，并采用空间计量方法进行统计分析，力图对公众参与程度和政府环境规制强度之间的关系做出更为全面、精确的描述。

二、研究设计

(一)变量选取

本文利用2011～2015年中国大陆30个省、自治区和直辖市的面板数据[注]由于部分数据缺失，西藏未纳入本文。，实证分析公众参与对环境规制强度的影响。选取的被解释变量是环境规制强度，解释变量包括五大类：(1)通过网络的参与；(2)通过传统媒体的参与；(3)通过行政信访途径的参与；(4)通过人大和政协途径的参与；(5)通过非政府组织的参与。控制变量则包括人口密度、城市化率、人均国内生产总值和市场化指数。

1.因变量。以环境规制强度作为被解释变量，参考王勇等(2007)提出的修正方法[15]，构造的环境规制强度指标如下：

以本文方法测算的各省区环境规制强度与按照单位产值污染治理投资这一传统方式测算的环境规制强度有着较大的不同[注]因篇幅限制，详细结果已略去，作者备索。。以传统方法测算的2011年各省环境规制强度，发现宁夏、黑龙江、青海和内蒙古等人口稀少、地域广阔及资源型产业发达的省区具有较高的环境规制强度。而以本文方法测算的2011年环境规制强度则得出完全不同的结果，四川、陕西、河南和北京等4个人口密集的省市具有较高的规制强度。对2015年的环境规制强度进行测算，结果与之类似。宁夏和新疆等资源型省区在传统方法的测算下位居前列，而陕西、北京和湖北等人口密集地区则在本文方法的测算下领跑全国，这说明传统方法可能没有充分考虑地区间产业结构带来的可比性问题。由于环境规制的终极目标是减少污染物的排放、遏制经济活动对环境的负面影响，单位污染物排放对应的治理投入显然是衡量环境规制强度的更好指标。

2.自变量。引入网络参与、传统媒体参与、非政府组织参与、人大政协参与和行政信访参与等5大类公众参与方式下的8种参与途径，作为代表公众参与密度的因变量(见表1所示)。

(1)网络关注密度。网络途径的公众参与具有高度的直接性、匿名性和互动性等特点，在降低政治参与成本的同时，也提升参与的效率，经常得到地方政府的关注。本文采用百度关键词“环境污染”的搜索指数除以某省区人口数来衡量该省区公众对环境问题的网络关注密度。

(2)媒体关注密度。由于报道的权威性、受众的广泛性等特点，媒体针对环境问题的报道经常成为公众意见和政府决策间的桥梁。本文以百度新闻搜索关键词“环境污染”+省区名获取的新闻数除以某省区人口数来衡量该省区公众通过新闻媒体对环境问题的关注密度。

表1 变量含义和数据来源

(3)来电、来信和来访密度。信访参与的中间环节较少，需要的知识水平更低，因而是最基础的公众参与方式。本文分别以环保部门接到的电话和网络投诉总数、来信总数及来访总数3个变量除以某省区人口数来衡量该省区公众通过3种信访方式参与环境治理的程度。

(4)人大和政协提案密度。人大代表和政协委员来自社会各行各业，在工作和生活中以不同角度接触到环境问题，对相关议题的看法具有广泛的代表性。同时，人大代表和政协委员的提案也起到反映公众意见的作用。本文分别以各级人大和政协提案的数量除以某省区人口数来衡量该省区公众通过人大和政协参与环境治理的程度。

(5)非政府组织参与密度。非政府组织在宣传环保知识、举报环境违法行为等领域发挥了重要作用。非政府组织的活跃度经常能较好地反映一个地区公众的环保意识和水平。本文以生态环境类非政府组织人员总数除以某省区人口数来衡量该省区公众通过非政府组织参与环境治理的程度。

3.控制变量

(1)人口密度。通常来说，在人口较为密集的地区，人地关系比较紧张，环境问题更为突出，可能导致政府采取严厉的环保政策。而人口稀疏地区的环境承载力较强，政府采取严厉环境保护政策的动力不足。因此，本文以某省区人口数除以辖区面积来衡量该省区的人口密度。

(2)城市化率。由于城镇居民与政府的空间关系更为密切，更易采取行动助推政府采取有力的环保政策，农村居民在这方面则处于不利地位。同时，人口密集的城市地区可能造成较大的环境压力，促使政府提升环境规制强度，而农村地区相对较强的环境承载力易使地方政府忽视环境治理的必要性。因此，高度城市化地区的环境规制强度可能更高。

(3)人均收入。在经济发展水平较低的阶段，公众的主要诉求集中在提高物质生活水平上，较少顾及环境问题。而经济发展到较高阶段后，公众往往更多地关注生存环境，并推动政府采取保护环境的政策。据此，本文以人均收入(取对数)来衡量经济发展水平。

(4)市场化指数。在市场化指数较高的地区，政府的决策和执行都较为透明，能有效打击破坏环境的行为，坚决执行环保政策。而在市场化指数较低的地区，政府的行政能力相对较弱，执行环保政策的力度可能有所欠缺。因此，本文以王小鲁等编著的《中国分省份市场化指数报告(2016)》中给出的各省区历年市场化指数来衡量该省区的市场化程度。

(二)空间计量模型的构建

环境治理不仅涉及某一地区的政府部门、企业与公众间的互动过程，还关系邻近地区之间的互动。环境规制的“逐底竞赛”效应就是这种现象的有力证明。可见，研究环境治理问题时必须充分考虑空间因素，以确保研究的完整和全面。空间杜宾模型不仅能识别因变量受本地区自变量的影响，还可识别因变量受其他地区自变量和因变量的影响，对研究涉及复杂空间关系的环境治理问题具有明显的帮助[12]。本文构建的空间面板杜宾模型为：

其中，Inte代表环境规制强度，Pub代表公众参与强度(8个解释变量分别代入进行估计)，C代表控制变量，i表示各省(区、市)，t表示年份，μi代表个体固定效应，λt代表时间固定效应，εit代表误差项，W代表空间权重矩阵。α代表空间回归系数，描述本地区因变量受其他地区因变量的影响。β和δ反映本地区因变量受本地区自变量的影响。χ和φ反映本地区因变量受其他地区自变量的影响。

(三)权重矩阵的构建

在空间计量分析时，首先应选取适当的权重矩阵，应以表示空间单元之间相互影响的作用方式。常用的权重矩阵包括邻接矩阵、反距离矩阵和经济特征矩阵等。考虑到使用经济特征矩阵在理论和实践上的依据都显不足，因而本文选择邻接矩阵和反距离矩阵两种权重矩阵进行分析。构造邻接矩阵时，矩阵元素由两省区是否有共同边界决定。若有，则共同边界取值1，否则取值0。为避免某一单元不与任何其他单元接壤而引起的难于处理的孤岛效应(isolation effect)，本文假定粤琼两省接壤。构造反距离矩阵时，矩阵元素由两省区行政中心地理位置的直线距离的倒数决定。

三、实证研究结果及分析

(一)全域空间自相关性检验

在引入空间计量方法进行统计分析之前，首先应确定使用空间计量模型的必要性。度量空间自相关的方式最为可靠的方法是Moran’s I指数。本文分别计算2011～2015年邻接矩阵和反距离矩阵两种情况下中国各省区环境规制强度的Moran’s I指数。由图1可知，2011～2016年环境规制强度的Moran’s I指数均为正且分别在1%和5%的水平上显著，说明各省区的环境规制强度呈现明显的正向空间依赖性，各省区按照环境规制强度的高低存在一定的集群现象，故引入空间因素有助于提升研究的精度。

图1 基于邻接矩阵(左)和反距离矩阵(右)计算的中国各省区环境规制强度的Moran’s I指数和P值

(二)局域空间自相关性检验

全域空间自相关性检验说明中国各省区环境规制强度存在空间自相关性，但没有给出空间自相关性呈现的具体特征。局部空间关联可能出现与全域空间关联相异的非典型状况，即所谓的空间异质性。Moran散点图可说明空间自相关性在各个局部的具体表现。图2分别给出2011和2015年中国各省区环境规制强度的Moran散点图。由图2发现，大部分点均聚集于第一和第三象限，拟合直线的斜率为正，说明某一省区与邻近其他省区的环境规制强度之间存在较显著的正向相关关系。以上分析表明，中国各省区环境规制强度的空间关联性较为显著，引入空间计量模型是合理的。本文将在地理空间因素的基础上构建空间计量模型，以考察公众参与对各省区环境规制强度的影响。

(三)模型的进一步筛选

根据Elhorst(2012)的研究，应以Wald检验确定空间杜宾模型是否可简化为空间滞后模型，而以LR检验确定空间杜宾模型是否可简化为空间误差模型[13]。本文对8个解释变量对应的8个模型分别进行检验，发现全部的Wald和LR统计值均在1%的水平上显著，表明空间杜宾模型不可退化为空间滞后模型或空间误差模型，而必须以空间杜宾模型进行估计。接下来，本文以Hausman检验在固定效应和随机效应间进行选择，发现全部8组统计值均在1%的水平上显著。故此，拒绝存在随机效应的假设，而以固定效应为基础进行估计[注]因篇幅限制，详细的3组检验结果已略去，作者备索。。

图2 中国各省区环境规制强度的Moran散点图

(四)基于空间面板杜宾模型的回归估计

本文利用Stata 14.2软件导入两种空间权重矩阵，并实证检验公众参与对各省区环境规制强度的影响效应。关于空间面板杜宾模型的回归系数，应从主效应、邻里效应、直接效应、间接效应和全体效应等方面展开分析。主效应代表某省区公众参与程度对该省区环境规制强度的影响，邻里效应代表其他省区公众参与程度对该省区环境规制强度的影响。与主效应不同，直接效应还考虑该省区公众参与程度作用于其他省区环境规制强度，其他省区环境规制强度再作用于该省区环境规制强度的反馈机制。间接效应代表某省区公众参与程度对其他省区环境规制强度的影响。全体效应则为直接效应与间接效应之和。

1.基于邻接矩阵的估计。表2报告邻接矩阵基础上的估计结果。从直接效应看，来访密度(VIS)的回归系数为正且在1%的水平上显著，说明某省区的环境规制强度与该省区群众来访密度存在正相关关系，群众来访水平的增强将导致该省区的环境规制水平提升。政协提案密度(CPPCC)和非政府组织参与密度的回归系数为负且分别在5%和10%的水平上显著，表示某省区的环境规制强度与该省区的政协提案密度和非政府组织参与密度存在负相关关系。从全体效应看，来访密度的回归系数为正且在1%的水平上显著，说明某省区群众来访密度的提升能促进该省区环境规制强度的增加。政协提案密度和非政府组织参与密度的回归系数为负且在10%的水平上显著，说明某省区的政协提案密度和非政府组织参与密度的提升将导致该省区环境规制强度的下降。在邻接矩阵基础上进行估计的结果表示，某省区公众参与水平的提升对邻近省区环境规制强度的作用不明显。在控制变量中，城市化率、人口密度和人均收入的回归系数分别在1%、10%和1%的水平上显著。城市化率和人口密度的回归系数为正，说明城市化率较高、人口密度较大的省区倾向于具有较高的环境规制强度；而人均收入的回归系数为负，说明人均收入较高的省区倾向于具有较低的环境规制强度。

表2 基于邻接矩阵的回归估计结果

2.基于反距离矩阵的估计。表3报告反距离矩阵基础上的估计结果。从直接效应看，来访密度的回归系数为正且在1%的水平上显著，说明某省区的环境规制强度与该地单元群众来访水平呈正相关，群众来访水平的增强将导致该省区的环境规制水平提升。而政协提案密度的回归系数为负且在10%的水平上显著，说明某省区的环境规制强度与该省区的政协提案数呈负相关。从间接效应看，非政府组织参与密度的回归系数为正且在10%的水平上显著，说明某省区的环境规制强度与邻近省区的非政府组织参与密度呈正相关。从全体效应看，来访密度的回归系数为正且在10%的水平上显著，说明某省区的群众来访密度与该省区的环境规制强度呈正相关。政协提案密度和非政府组织参与密度的回归系数为负且在10%的水平上显著，说明某省区的政协提案密度和非政府组织参与密度与该省区的环境规制强度呈负相关。在控制变量中，城市化率和人口密度的回归系数为正且分别在1%、1%和5%的水平上显著，说明城市化率较高、人口密度较大的省区倾向于具有较高的环境规制强度。而人均收入的回归系数为负且在1%和5%的水平上显著，说明人均收入较高的省区倾向于具有较低的环境规制强度；市场化水平的回归系数为负且在部分模型中显著，说明市场化水平在这些模型中倾向于抑制环境规制强度。

表3 基于反距离矩阵的回归估计结果

3.对估计结果的分析。采用空间杜宾模型在两种空间权重矩阵基础上进行的分析说明，各种公众参与方式对环境规制强度的影响总体上并不显著，只有来访密度、政协提案密度和非政府组织参与密度等3个解释变量的影响呈现一定的显著性，与环境规制强度呈正相关的解释变量更是只有来访密度。为此，本文尝试从以下角度解释这一现象。

首先，来访是普通群众参与环境治理的众多方式中最为直接有力的一种。第一，相对于电话和来信等方式，访客直接到政府部门信访的成本必然更高，因此亲自到访的群众必然有着较为强烈的解决环境问题的诉求，导致来访者更积极地关注和敦促问题的解决，并向政府部门施加压力，从而更有可能导致政府部门采取有效行动、增强环境治理的力度。第二，群众到访政府部门并与政府工作人员当面交流是一种更为高效的沟通方式，而电话和书信等交流方式受制于双方无法当面沟通，不利于政府工作人员清晰了解群众在环境治理方面的诉求，也无助于与群众共同探讨面临的环境问题的解决方案。

其次，政协、生态环境类非政府组织与政府环保部门的职能之间可能存在一定意义上的替代关系。作为中国政治框架内特有的协商式的民主机构，各级政协具有与政府和人大不同的独特作用，在地方的利益格局中处于比较超脱的地位。同时，政协委员的知识水平普遍较高，具有就专业问题展开讨论、提出看法的良好素养，他们围绕环境议题发表言论、参加调研或提出提案的过程本身也对污染企业构成压力，成为一种实实在在的环境治理行动。而非政府组织则以监督污染企业、环保宣传、发起公益诉讼等方式广泛参与到环境保护的进程中，发育成熟的非政府组织在环境治理中扮演着积极角色，成为政府在环境投入方面的一种有益补充。

本文的结论显示，政协和非政府组织承担了政府的部分环保职能，从而对政府的环保投入形成挤出效应。在环境治理的过程中，这两类主体与政府保持以合作为主、在一定程度上相互疏离的关系，这种独立性或许是挤出效应的来源。在非政府组织或政协强化对某一环境问题的关注时，政府有可能认为这一环境问题已得到足够的监督，从而不再将其作为监管的重点。如果非政府组织或政协能保持较高的监督强度，易导致政府在一定程度上撤回监管资源。由于各级人大与政府部门的关系较为密切，难以观测到政府部门与人大之间在环境治理中的相互替代。王耀东(2016)等曾经提出在中国环境治理中可能存在政府部门与私人投入的替代效应[15]。考虑到环境监管供给不足的问题仍是中国环境治理中的主要矛盾，这种挤出效应发生过早或许并非理想的状况。

4.稳健性检验。为进一步确认估计结果的可靠性，我们需要进行稳健性检验。目前，同类研究中用于稳健性检验的方法主要有广义空间面板两步最小二乘法和空间面板Arellano-Bond动态线性回归等。前者是广义最小二乘法的空间拓展版本，旨在处理解释变量内生性的问题。不过，前文的估计采用的是最大似然法。而Anselin(1988)提出空间估计中使用最大似然法能在一定程度上抑制内生性问题[16]。因此，本文使用Shehata(2013)提供的程序，以空间面板Arellano-Bond动态线性回归方法进行估计[17]。通过显著性检验的变量与表3、4的分析并无差异，部分变量甚至呈现更高的显著性[注]因篇幅限制，此处表格已略去，作者备索。。此外，韩超等(2016)指出以中国为背景的空间计量应用研究大都显示以最大似然法为基础进行的估计表现良好。因此，本文认为表3和4给出的分析结果是基本可靠的。

四、结论与建议

本文分别基于邻接矩阵和反距离矩阵构建空间杜宾模型，检测8种公众参与方式对各省区环境规制强度的影响。基于研究结果，本文提出以下的政策建议：

第一，打破体制机制障碍，疏通公众参与途径。为改变传统媒体和网络媒体在环境保护方面影响有限的现状，环保部门应积极关注舆情，及时采取措施应对社会关切的重大环境问题。同时，进一步调整环境信访机构设置，建立动态监督考核机制，确保政府对公众反映强烈的环境问题采取有效的处理手段，形成政府与公众在环境治理中的良性互动。

第二，强化人大政协作用，丰富民意表达手段。各级政府部门应创造有利条件，帮助人大代表和政协委员合理有效地履职。各级人大应积极做好执法检查、工作评议和规范性文件备案审查等工作，对政府部门形成有效的规范和监督作用。人大和政协应主动联系群众，回应社会关切，帮助实现民意上达，做好公众与政府行政部门之间的沟通工作。

第三，引导非政府组织发展，形成全社会范围的合力。在环境治理供给不足的当下，不能在政府治理和非政府组织参与之间有所偏废，而必须探索多元主体共同参与治理的模式，实现“1+1>2”的积极效应。政府部门应完善备案制度、健全监管机制，营造有利于非政府组织健康发展的法律环境。非政府组织则应坚持专业化、知识化的发展方向，完善自身管理体制，以积极合作的姿态加入环境治理的进程中。

此外，本文主要存在以下的研究不足：第一，对环境规制强度的刻画仍有不够准确之处，仅考虑各方面的环境污染治理投资，而对相关法规政策的出台未加考虑；第二，对公众参与方式的概括仍不够齐全，未包括座谈会、公开咨询等方式；第三，对政协、非政府组织与政府部门之间在环境治理上的替代效应及机制的解读仍显不够深入，有待后续研究弥补。