秦炳濤，郭援國，葛力銘

（1 上海理工大學 管理學院，上海 200093；2.復旦大學 區(qū)域與城市發(fā)展研究中心，上海 200433；3.上海財經(jīng)大學 城市與區(qū)域科學學院，上海 200433）

一、引言

當前，環(huán)境問題已然成為制約中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的“瓶頸”。面對日益嚴峻的環(huán)境問題，綠色技術創(chuàng)新必將成為環(huán)境污染防治和企業(yè)綠色發(fā)展的有效手段，《中國制造2025》和《“十四五”規(guī)劃綱要》等國家重大發(fā)展戰(zhàn)略明確指出把創(chuàng)新放在企業(yè)發(fā)展的核心位置，并通過合理的環(huán)境政策推動企業(yè)綠色發(fā)展。

然而，盡管環(huán)境規(guī)制是實現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟協(xié)調(diào)可持續(xù)，推動企業(yè)綠色發(fā)展的重要手段，但是最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制往往難以選擇，以往“政府規(guī)制，企業(yè)治理”自上而下的二元協(xié)作體系對于環(huán)境治理及促進綠色創(chuàng)新的能力有限：政企之間信息不對稱導致政府難以根據(jù)企業(yè)的污染行為實施最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制；同時政企因為利益相投，可能會出現(xiàn)尋租行為而發(fā)生政企合謀導致政府失靈，不利于企業(yè)提升綠色技術創(chuàng)新能力（Zheng 和Kahn，2017；Harmon，1995）。僅靠政府約束企業(yè)行為難以滿足中國高質(zhì)量發(fā)展的需求，近年來，大量研究表明公眾參與作為一種“軟手段”具有彌補政府失靈和市場失靈的獨特優(yōu)勢（Jiang 和Zhang，2018；郭進和徐盈之，2020；張艷純和陳安琪，2018）。黨的十九大也明確指出要構(gòu)建“政府為主導，企業(yè)為主體，社會組織和公眾共同參與”的三方共治體系，公眾參與在實現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展中的作用愈發(fā)明顯。因此，探討公眾參與對綠色技術創(chuàng)新的影響、作用機制及實現(xiàn)方式對于政府完善公眾參與政策，最大化公眾參與效用，以及提升綠色創(chuàng)新積極性，實現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

誠然，學界關于公眾參與的研究由來已久。通過梳理已有研究和文獻，可歸納為兩種觀點：一是公眾參與的多重優(yōu)勢。隨著信息化社會的到來和公眾法治權(quán)利意識的勃興，政府與公眾協(xié)作已經(jīng)成為解決環(huán)境危機的重要手段，通過公眾參與限制政府權(quán)力濫用也已經(jīng)成為常識（王柱國，2014）。公眾作為環(huán)境污染的切身感受者，會特別留意企業(yè)的污染行為，加之公眾對生活質(zhì)量的要求愈來愈高，環(huán)保意識也不斷增強，公眾就污染問題會向政府施壓，政府在受到地區(qū)內(nèi)公眾的壓力后加大環(huán)境規(guī)制，提高環(huán)境服務（Wang 和Di，2002）。公眾參與有利于加深地方政府關注環(huán)境的程度，通過環(huán)境治理投資，改善產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來改善環(huán)境污染狀況，公眾的積極參與和環(huán)保行為也是進行污染治理政策成本效益分析、提升環(huán)境規(guī)制效果的重要方式。與僅考慮政府環(huán)境規(guī)制政策的情形相對比，政府征收環(huán)境稅和社會組織參與的共同作用可以使得社會福利提高（趙黎明和陳妍慶，2018），公眾參與對于政府環(huán)境規(guī)制的影響逐漸體現(xiàn)，較高的公眾舉報概率可以促進企業(yè)生態(tài)技術創(chuàng)新，節(jié)省政府的監(jiān)管成本（張同斌等，2017；游達明和楊金輝，2017）；二是公眾參與發(fā)揮有效性的過程中面臨著諸多挑戰(zhàn)。首先，由于環(huán)境監(jiān)管需要消耗大量的資源，公眾無法得到資源消耗帶來的全部收益導致公眾參與的積極性較弱。其次，公眾參與的機制不夠健全，政府對企業(yè)的治理手段較為單一，效率低，成本高，同時公眾參與行為多基于自愿，不具有強制性，以致這類規(guī)制工具發(fā)揮效力的時滯較長，容易流于形式，公眾環(huán)境利益訴求無法得到滿足（Yang 和Zhang，2011），會導致公眾的參與熱情降低。最后，公眾缺乏財政資源和專業(yè)知識技能，難免會造成無效參與（Kahila-Tani et al，2019）。激發(fā)公眾參與熱情，健全公眾參與機制，提高公眾參與技能至關重要。

同樣地，政府實行環(huán)境規(guī)制管制企業(yè)的污染行為倒逼企業(yè)技術創(chuàng)新也是屢見不鮮的話題。學術界對環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新之間的關系一般持有三種觀點，一是基于“波特假說”的促進論，嚴格的環(huán)境規(guī)制將激勵企業(yè)的技術創(chuàng)新和管理創(chuàng)新（Porter 和Van der Linde，1995）；二是傳統(tǒng)經(jīng)濟學認為，環(huán)境規(guī)制降低污染的同時會帶來“遵循成本”，擠出了技術研究和生產(chǎn)要素投入，不利于綠色創(chuàng)新（Gray，1987）；三是二者關系的不確定，不同的環(huán)境規(guī)制會對綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)生不同的效果，公眾參與型環(huán)境規(guī)制在短期時間內(nèi)對企業(yè)技術創(chuàng)新具有積極作用，市場激勵型環(huán)境規(guī)制具有激勵企業(yè)技術創(chuàng)新的持續(xù)作用，而命令控制型環(huán)境規(guī)制在中長期不利于企業(yè)技術創(chuàng)新，推動綠色創(chuàng)新的關鍵在于環(huán)境規(guī)制工具的選擇（郭進，2019；張國興等，2021）。

綜上所述，理論研究方面，大多文獻基于公眾參與環(huán)境治理的合理性、基本途徑及面臨的問題展開研究，鮮有文獻關注到公眾參與對綠色技術創(chuàng)新的影響，也未能揭示政府環(huán)境規(guī)制在其中的中介機制。實證研究方面，大多把公眾參與作為非正式規(guī)制研究其對綠色創(chuàng)新的研究，忽略了其與政府環(huán)境規(guī)制這一正式規(guī)制的內(nèi)在聯(lián)系；針對綠色技術創(chuàng)新對象不同探究公眾參與對其影響的文獻不多，且大多忽略了公眾參與的空間溢出效應，同時未細分區(qū)域深入研究，有待進一步細化。本文可能的創(chuàng)新之處在于：①基于綠色技術創(chuàng)新的不同，分別探討了公眾參與對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新的直接影響。同時鑒于公眾缺乏行政權(quán)力，無法直接干預企業(yè)創(chuàng)新行為，提出了公眾參與依賴政府環(huán)境管制間接影響綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和綠色工藝創(chuàng)新的路徑；②發(fā)現(xiàn)了公眾參與在不同地區(qū)發(fā)展水平及不同公眾參與度下對綠色技術創(chuàng)新的異質(zhì)性效果；③為了使結(jié)論更有說服力，引入空間計量模型，研究了公眾參與的空間溢出效應。

二、理論分析與研究假設

（一）公眾參與與綠色技術創(chuàng)新

根據(jù)公共物品理論，生態(tài)資源屬于廣義公共物品范疇，在使用過程中難免會產(chǎn)生“搭便車”行為。對于企業(yè)而言，通常只考慮自身的利潤最大化，享受到環(huán)境資源帶來的種種權(quán)利，卻很少對環(huán)境盡應盡的義務，這就導致種種環(huán)境污染問題的產(chǎn)生。同時，環(huán)境污染具有負外部性，社會成本大于企業(yè)成本，這就需要政府制定一系列嚴格的環(huán)境政策與法規(guī)來約束企業(yè)的行為，調(diào)節(jié)企業(yè)的經(jīng)濟活動，讓其履行自己的義務，承擔環(huán)境污染成本（Kriechel 和Ziesemer，2009）。由于信息不對稱，政府不能根據(jù)企業(yè)產(chǎn)生負面作用的程度實施最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制，只能利用現(xiàn)有的信息資源實現(xiàn)“次優(yōu)”的結(jié)果。同時，盡管我國環(huán)境監(jiān)測督察機構(gòu)及環(huán)保人員配置已相對完善，但是由于地方政府追求GDP 和稅收的現(xiàn)實需求及地方“官員競升”，政府往往會放松管制（潘峰等，2014），滋生了為完成績效而出現(xiàn)的環(huán)保腐敗和政企合謀等種種問題，公眾對于政府、企業(yè)的監(jiān)督迫切需要。環(huán)境權(quán)理論指出每個人都有在良好環(huán)境下生存的權(quán)利，也有保護環(huán)境的義務。公眾是環(huán)境保護利益的切身相關者，環(huán)境污染威脅到人們的生命健康，公眾會密切關注企業(yè)的行為（劉帥和孔明，2020）。公民有權(quán)依法行使監(jiān)督權(quán)通過環(huán)境信訪、環(huán)境維權(quán)、環(huán)境訴訟、媒體曝光等方式表達自己的利益訴求，對污染企業(yè)進行道德譴責。再就是公眾更容易接受負面信息，企業(yè)一旦產(chǎn)生負面信息不僅會使公眾對企業(yè)聲譽和價值產(chǎn)生質(zhì)疑，引發(fā)輿論壓力，而且引致而來的是政府更為嚴苛的環(huán)境規(guī)制。因此企業(yè)會選擇提前考慮公眾的利益，先于政府通過改進工藝或產(chǎn)品創(chuàng)新減少污染行為，迎合消費者需求，樹立公眾形象，以規(guī)避輿論壓力帶來的負面效應，維持企業(yè)的長期利益與競爭力。另外，公眾參與通過直接或間接對企業(yè)施加壓力，將環(huán)境責任意識內(nèi)化在企業(yè)經(jīng)營決策中也可以提高創(chuàng)新積極性（寧金輝，2020）。隨著綠色消費觀念的提升，公眾對綠色產(chǎn)品的需求提高會促使企業(yè)進行綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。由此可見，公眾參與對污染企業(yè)的道德譴責、輿論壓力等隱性約束及綠色觀念的提升對企業(yè)的工藝和產(chǎn)品創(chuàng)新產(chǎn)生一定的誘導作用，如圖1 所示。基于此，本文提出假設1：

公眾參與對綠色工藝或產(chǎn)品創(chuàng)新具有正向影響（H1）。

（二）環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新

企業(yè)迫于政府環(huán)境規(guī)制的施壓，考慮自身長期發(fā)展與利益，傾向于通過綠色技術創(chuàng)新，通過生產(chǎn)工藝、設備改造及新產(chǎn)品的研發(fā)和制造來形成自身先發(fā)優(yōu)勢，提高企業(yè)的競爭力，以期獲得更多的收益來彌補自身所要承擔的污染成本。即用綠色工藝或產(chǎn)品創(chuàng)新帶來的創(chuàng)新“補償效應”彌補企業(yè)因“遵循成本”產(chǎn)生的負面影響（圖1）。另外，國家制定和實施環(huán)境管制政策，也旨在圍繞原料投入、生產(chǎn)包裝和廢棄物處置等全過程活動，引導和激勵企業(yè)積極開展生產(chǎn)工藝流程的改造和升級，通過源頭控制、清潔生產(chǎn)和末端治理等手段，減少廢棄物的產(chǎn)生和排放（王鋒正和郭曉川，2016）?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O2：

環(huán)境規(guī)制對綠色工藝創(chuàng)新或綠色產(chǎn)品創(chuàng)新具有正向影響（H2）。

（三）公眾參與依賴于環(huán)境規(guī)制間接影響綠色技術創(chuàng)新

作為第三方力量，公眾參與能夠補充信息、約束權(quán)力，完善社會輿論監(jiān)督，解決政府與企業(yè)之間的信息和權(quán)力不對稱問題，能夠在一定程度上彌補由于信息不對稱和“搭便車”帶來的“政府失靈”和“市場失靈”（涂正革等，2018）。公眾的輿論壓力和綠色觀念能夠?qū)ζ髽I(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響，然而目前公眾雖有獲取環(huán)境信息，參與環(huán)境決策及環(huán)境監(jiān)督的權(quán)力但不具備執(zhí)法能力，從而無法直接制約企業(yè)的生產(chǎn)行為（張輝，2015）。再就是公眾主要是通過投訴上訪或是建言獻策來反饋企業(yè)的污染行為，政府部門以這些污染活動為依據(jù)進行規(guī)制，刺激企業(yè)進行綠色產(chǎn)品或工藝創(chuàng)新。因此，在公眾-政府-企業(yè)多元共同治理的情況下，政府一方面引導公眾參與事前政策制定，事后反饋監(jiān)督，另一方面規(guī)制污染企業(yè)，刺激污染企業(yè)進行綠色創(chuàng)新，政府在此過程中起到了承上啟下的作用（Innes 和Booher，2004）。即公眾通過環(huán)保訴求為地方政府提供依據(jù)，政府根據(jù)公眾需要調(diào)整環(huán)境規(guī)制政策約束企業(yè)的排污行為，迫使企業(yè)污染成本內(nèi)部化，刺激企業(yè)創(chuàng)新（圖1）。基于此，本文提出了公眾參與綠色技術創(chuàng)新間接路徑：

圖1 研究機制路徑圖

公眾參與依賴于政府環(huán)境規(guī)制迫使企業(yè)污染成本內(nèi)部化，進而間接影響企業(yè)綠色工藝或產(chǎn)品創(chuàng)新（H3）。

三、研究方法

（一）模型構(gòu)建

1.公眾參與對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的基準回歸

針對H1、H2，為了驗證公眾參與與環(huán)境規(guī)制對綠色工藝創(chuàng)新和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的總效應，構(gòu)建以下基準模型：

其中：i代表地區(qū)；t代表年份；GTI代表綠色技術創(chuàng)新，包括綠色工藝創(chuàng)新（GTIS）和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新（GTIP）；er代表環(huán)境規(guī)制強度；pub代表公眾參與；control代表一系列控制變量；νi代表不隨地區(qū)變化的地區(qū)效應；ηt代表不隨時間變化的時間效應；μit代表隨機擾動項。

2.政府環(huán)境規(guī)制的中介效應檢驗

為驗證H3，即政府環(huán)境規(guī)制在公眾參與與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新或綠色產(chǎn)品創(chuàng)新之間中介作用。本文在Baron和Kenny（1986）等提出的逐步法的基礎上，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）等的做法進行中介檢驗，檢驗的步驟如下：第一步，計算公眾參與（pub）對綠色技術創(chuàng)新（GTI）的總效應，如果模型（1）回歸系數(shù)β1顯著，則進行下一步，否則中介檢驗停止；第二步，依次檢驗方程（3）和方程（4）中的回歸系數(shù)λ1和γ2，如果二者都顯著，則表明中介效應檢驗通過，進行第三步；如果有一個不顯著則轉(zhuǎn)到第四步；第三步，檢驗方程（4）回歸系數(shù)γ1，如果該系數(shù)顯著且與γ2λ1同號，則存在部分中介效應，中介效應占總效應的比例為，如果γ1不顯著，則屬于完全中介。第四步，進行bootstrap 檢驗，檢驗通過則說明中介檢驗通過，否則中介檢驗不通過。模型設置如下，其中ξit代表隨機擾動項，其余變量同上。

（二）變量選取

被解釋變量——綠色產(chǎn)品創(chuàng)新（GTIP）和綠色工藝創(chuàng)新（GTIS）。綠色產(chǎn)品創(chuàng)新（GTIP）旨在開發(fā)節(jié)能環(huán)保產(chǎn)品以減少污染排放，是節(jié)能減排的終端技術創(chuàng)新，旨在獲得最小的單位產(chǎn)出能耗或最大的單位能耗產(chǎn)出。因此，本文參照張倩（2016）、王鋒正等（2018）的做法，用新產(chǎn)品銷售收入與能源消耗的比值來衡量綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，該比值越大，代表綠色產(chǎn)品創(chuàng)新能力越強；綠色工藝創(chuàng)新（GTIS）專注于新技術的研發(fā)，主要是指采用更新的生產(chǎn)工藝和設備改造以減少污染的新技術開發(fā)，是投入創(chuàng)新和生產(chǎn)過程創(chuàng)新的反應，參照畢克新等（2011）的設定，用技術改造經(jīng)費投入與R&D經(jīng)費內(nèi)部支出來衡量綠色工藝創(chuàng)新，該指標越大越有利于綠色工藝創(chuàng)新。

核心解釋變量——公眾參與（pub）。目前對公眾參與的衡量沒有確定的指標。張志彬（2021）、黃永源和朱晟君（2020）等用百度指數(shù)來衡量公眾參與。雖然隨著互聯(lián)網(wǎng)和智能手機的高速發(fā)展，人們傾向于通過網(wǎng)絡表達自己的訴求，但是網(wǎng)絡信息具有虛假填報，惡意投訴，重復收集等種種弊端。相比而言，我國擁有相對完善的環(huán)境信訪的法律和制度，還有真實有效的環(huán)保投訴平臺，公眾可以通過上訪上信，電話網(wǎng)絡平臺表達自己的訴求，信訪較網(wǎng)上舉報信息更正式，更具普遍性。因此，本文在占佳和李秀香（2015）、王懷明和王輝（2018）研究的基礎上，構(gòu)建了一種衡量地區(qū)間相對公眾參與的方法pubit=，其中publicit代表i地區(qū)t年環(huán)境來信與電話投訴之和，E(publicit)代表t年全國各省環(huán)境信訪與電話投訴之和的均值，該指標可以反應公眾參與的動態(tài)變化，該指標越大，說明其公眾參與度越高，反之公眾參與度越低。

中介變量——環(huán)境規(guī)制（er）。關于環(huán)境規(guī)制的衡量，梳理現(xiàn)有文獻可以分以下幾類：一是采用單一指標，以排污費，污染治理投資額，頒布的環(huán)境法規(guī)數(shù)為代表，此外還有部分學者以人均收入作為環(huán)境規(guī)制的間接指標；二是采用綜合指標法，主流即是用SO2去除率，工業(yè)粉塵去除率等多項指標采用熵值法或線性加權(quán)法構(gòu)建指數(shù)來反應環(huán)境規(guī)制強度。但是，單一指標或從成本面衡量，或從效果層面衡量，不能全面衡量環(huán)境規(guī)制強度。綜合指標雖然比較全面，但由于統(tǒng)計口徑或歸一計算的過程中存在較大誤差。因此本文借鑒Ben Kheder 和Zugravu-Soilita（2008）的方法，用來衡量環(huán)境規(guī)制強度，他認為該指標可以度量一系列環(huán)境法規(guī)和規(guī)章的真實效果，該指標越大，其地區(qū)環(huán)境規(guī)制越強，其中GDP代表地區(qū)生產(chǎn)總值，energy代表地區(qū)能源消耗。

為了提高結(jié)果的可信度，結(jié)合已有研究，本文選取了以下控制變量：人力資本（rd），用R&D 人員全時當量與地區(qū)就業(yè)人數(shù)的比值表示；外商直接投資（fdi），用實際利用外資占地區(qū)GDP 的比重表示；對外貿(mào)易水平（eo），用地區(qū)進出口總額占GDP 的比重表示；經(jīng)濟發(fā)展水平（pgdp），用地區(qū)人均GDP 表示；固定資產(chǎn)投資（fa），用地區(qū)固定資產(chǎn)投資占地區(qū)GDP 比值表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind），參照郭然和原毅軍（2020）等的研究，用產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)層次系數(shù)來衡量，具體計算方法為ind=，其中Mijn表示i省份j時期n（n=1，2，3）產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值占該省GDP 的比重。

（三）數(shù)據(jù)來源

本文選擇2006—2017 年中國30 個省（市，自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)進行實證研究（由于西藏、港澳臺地區(qū)部分數(shù)據(jù)缺失嚴重，不予考察）。數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒》及國家統(tǒng)計局、各省統(tǒng)計年鑒和各省環(huán)境統(tǒng)計公報，并以2006 年為基期對各價格指標進行平減，整理計算可得。同時為消除異方差帶來的影響，對部分變量進行取對數(shù)處理。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

為避免計量模型可能出現(xiàn)的“偽回歸”問題，對各個變量進行面板單位根檢驗，結(jié)果表明各變量均為平穩(wěn)序列；同時為避免多重共線性，用方差膨脹因子對模型進行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)最大的VIF 為5.64，遠小于10。因此不存在多重共線性問題。Hausman 檢驗表明應選用固定效應模型。表2 報告了基準回歸與中介檢驗結(jié)果。

表2 基準回歸與中介檢驗結(jié)果

（一）公眾參與對企業(yè)綠色創(chuàng)新的總效應分析

表2 列（2）和列（6）結(jié)果顯示，公眾參與與綠色工藝創(chuàng)新呈顯著正相關，而對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新正向影響并不顯著。這可能是由我國公眾參與的形式?jīng)Q定的，面對環(huán)境問題我國公眾主要是通過上信上訪、網(wǎng)絡、電話等形式進行參與，這些大多是污染事后上訴反饋，投訴問題主要集中于末端治理和清潔技術過程中發(fā)生的環(huán)境問題，投訴渠道及群眾多集中于后端治理。綠色產(chǎn)品創(chuàng)新作為終端創(chuàng)新，短時間完成創(chuàng)新需要花費大量的人力、物力和財力，伴隨的引致成本較工藝創(chuàng)新更高，同時，公眾綠色消費觀念雖有所加深，但覆蓋面較窄，對綠色產(chǎn)品的認知和接受度不高，難以對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新形成驅(qū)力。因此企業(yè)傾向于運用綠色工藝創(chuàng)新來解決公眾投訴反饋的環(huán)境問題。

表2 列（1）和列（5）顯示無論是綠色工藝創(chuàng)新還是綠色產(chǎn)品創(chuàng)新，政府環(huán)境規(guī)制對其都呈顯著正相關，支持了本文的H2。說明政府的環(huán)境規(guī)制越強，越能夠激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極性。強有力的環(huán)境規(guī)制會向企業(yè)發(fā)出環(huán)境保護的信號，企業(yè)為了彌補環(huán)境規(guī)制所帶來的遵循成本，會遏制污染物的產(chǎn)生。通過增加技術改造經(jīng)費來改造或研發(fā)自身的工藝設備，以期達到政府環(huán)境規(guī)制的要求，同時企業(yè)會通過減少單位產(chǎn)品的能耗來降低對環(huán)境的負外部性，進而增加了企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的活力。

對于控制變量而言，人力資本，固定資產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整對綠色工藝創(chuàng)新均產(chǎn)生了顯著的正向作用。外商直接投資，經(jīng)濟發(fā)展水平對綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)生了負面影響。外商直接投資的增加，會使傳統(tǒng)工藝被新工藝取代，再加上國內(nèi)創(chuàng)新能力較弱，使得企業(yè)只能被迫接受或面臨淘汰，這導致企業(yè)再加大經(jīng)費投入工藝技術改造的積極性也可能不會提高。人力資本對于綠色產(chǎn)品創(chuàng)新也具有顯著的促進作用，而外商直接投資對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)與綠色工藝創(chuàng)新相反的效果，呈顯著正相關。由于外商直接投資為我國企業(yè)帶來新的設備、技術、制度和管理經(jīng)驗，為產(chǎn)品創(chuàng)新提供了條件和方向，同時外商先進的產(chǎn)品會刺激國內(nèi)廠商，進而通過產(chǎn)品創(chuàng)新提高自身競爭力。再就是外商直接投資會擠占國內(nèi)企業(yè)的市場份額而加劇競爭，為此企業(yè)會加快產(chǎn)品創(chuàng)新效率。

（二）政府環(huán)境規(guī)制的中介作用檢驗

表2 同時報告了以政府環(huán)境規(guī)制為路徑的中介效應的檢驗結(jié)果。列（2）結(jié)果顯示，公眾參與可以顯著促進企業(yè)進行綠色工藝創(chuàng)新；列（3）結(jié)果顯示公眾參與與政府環(huán)境規(guī)制的回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正；列（4）在同時加入環(huán)境規(guī)制和公眾參與的情況下，公眾參與和環(huán)境規(guī)制顯著促進綠色工藝創(chuàng)新。依據(jù)上文敘述的中介效應檢驗機制說明：政府環(huán)境規(guī)制在公眾參與與綠色工藝創(chuàng)新之間發(fā)揮了部分中介的作用。這驗證了公眾參與綠色工藝創(chuàng)新的間接路徑，公眾參與可以通過引致更強的環(huán)境規(guī)制來間接達到促進綠色工藝創(chuàng)新的目的。

但是，表2 列（6）顯示公眾參與對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的作用并不顯著，據(jù)上文敘述的中介效應檢驗機制說明：政府環(huán)境規(guī)制在公眾參與與綠色產(chǎn)品創(chuàng)新之間并沒有起到中介作用。原因可能是：公眾參與提高政府環(huán)境規(guī)制的效果有限，由列（7）所示，公眾參與對環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)僅為0.006。綠色產(chǎn)品創(chuàng)新會導致新的消費和投資熱點，較綠色工藝創(chuàng)新更難實現(xiàn)，同時綠色新產(chǎn)品與現(xiàn)行其他產(chǎn)品的非兼容性，需要較高的成本來磨合，公眾參與強化的環(huán)境規(guī)制難以對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新形成較強的驅(qū)動作用。

（三）異質(zhì)性分析

我國地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平存在明顯差異，2017 年北京的人均GDP 為128994 元，而甘肅僅為28496 元。同樣地公眾參與度也存在較大差異，如圖2 所 示，2006 年、2012 年和2017 年我國公眾參與高的地區(qū)主要分布在東部沿海及部分中部地區(qū)，總體而言大都位于“胡煥庸線”右側(cè)區(qū)域，地區(qū)間公眾參與度呈現(xiàn)出顯著差異。對比2006 年，2012 年、2017 年的公眾參與度分布更加均勻，中部地區(qū)山西、河南上升較快。

圖2 不同省份公眾參與度

基于此，不同經(jīng)濟發(fā)展水平下公眾參與對綠色技術創(chuàng)新的影響是否存在異質(zhì)性？公眾參與的度高低會不會對綠色技術創(chuàng)新有著不同的影響，不同公眾參與度下“波特效應”是否存在差異？解答這些問題可以進一步研究和把握變量之間的作用關系。因此，文章首先按照經(jīng)濟發(fā)展水平差異進行樣本分組，以地區(qū)人均國內(nèi)生產(chǎn)總值的平均值35766 元為界，將研究區(qū)域劃分為經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)和經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)①較發(fā)達地區(qū)：上海、北京、天津、江蘇、浙江、廣東、內(nèi)蒙古、福建、山東、遼寧、吉林、重慶；其余地區(qū)為欠發(fā)達地區(qū)。深入探討公眾參與對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，其次本文將公眾參與強度均值大于1的劃為高公眾參與的地區(qū)，均值小于1 的劃為低公眾參與的地區(qū)進行分組回歸②高公眾參與度地區(qū)：北京、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、河南、廣東、廣西、重慶、四川、陜西；其余地區(qū)為低公眾參與度地區(qū)。，以此來探討不同公眾參與強度對企業(yè)綠色技術創(chuàng)新的影響差異及不同公眾參與度下環(huán)境規(guī)制對綠色技術創(chuàng)新的影響差異。根據(jù)劃分結(jié)果顯示，高公眾參與地區(qū)與經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)高度重合，原因可能是經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)受教育水平和人均收入引致而來對環(huán)境質(zhì)量的需求較經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)更多。因此其公眾參與的程度也較高。表3 報告了異質(zhì)性分析的結(jié)果。

表3 異質(zhì)性分析

地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平異質(zhì)性。受地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平的影響，公眾參與對綠色技術創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域異質(zhì)性。經(jīng)濟較發(fā)達的地區(qū)，其公眾參與與綠色工藝創(chuàng)新呈顯著正相關，而經(jīng)濟欠發(fā)達的地區(qū)，公眾參與對于綠色工藝創(chuàng)新的作用并不顯著。原因可能在于經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)由于經(jīng)濟高強度的發(fā)展會帶來更多的人企矛盾，公眾的輿論壓力，以及對于環(huán)境質(zhì)量的訴求也會高于欠發(fā)達地區(qū)，其公眾對企業(yè)的壓力程度較欠發(fā)達地區(qū)更大，更容易迫使企業(yè)進行綠色工藝創(chuàng)新；經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)的公眾參與機制與渠道不夠健全，導致公眾參與程度普遍偏低，難以對綠色工藝創(chuàng)新形成“驅(qū)動效應”；無論經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)還是欠發(fā)達地區(qū)，其公眾參與對于企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新都沒有明顯的作用，此結(jié)論與基準回歸保持一致。

公眾參與程度異質(zhì)性。由于地區(qū)公眾參與程度的不同，公眾參與對企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新的影響也呈現(xiàn)出顯著差異。公眾參與越高，其對企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新的作用越明顯。同樣地無論是高公眾參與度地區(qū)還是低公眾參與度地區(qū)，其公眾參與對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新都沒有顯著的作用。此外，表3 的列（5）和列（6）的結(jié)果表明，在高公眾參與的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對綠色工藝創(chuàng)新和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新均有著顯著的正向影響。而列（7）和列（8）結(jié)果表明，在低公眾參與的地區(qū)，環(huán)境規(guī)制對綠色工藝創(chuàng)新影響不顯著。雖然低公眾參與度的地區(qū)環(huán)境規(guī)制對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新有一定的促進作用，但是相較于高公眾參與度的地區(qū)，其促進程度要小（0.646＜0.752）。因此，公眾參與度越高的地區(qū)，其波特效應就越強。公眾參與度越高，環(huán)境規(guī)制政策的制定和執(zhí)行被監(jiān)督的越多，企業(yè)在嚴苛的環(huán)境規(guī)制下更容易加大對創(chuàng)新的投入，同樣，企業(yè)在嚴苛的環(huán)境規(guī)制下也會減少單位產(chǎn)品能耗，加強綠色產(chǎn)品創(chuàng)新效率。

（四）內(nèi)生性與穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

解釋變量與被解釋變量之間雙向因果關系是造成計量模型內(nèi)生性的一個重要原因。內(nèi)生性的存在會導致結(jié)果有偏且不一致。公眾環(huán)境參與和政府環(huán)境規(guī)制影響綠色技術創(chuàng)新的同時，綠色技術創(chuàng)新水平的提高在一定程度上降低了區(qū)域污染程度，從而影響公眾的參與強度和政府環(huán)境規(guī)制，即公眾參與和環(huán)境規(guī)制與綠色技術創(chuàng)新之間可能具有雙向因果關系，同樣地，公眾參與與環(huán)境規(guī)制之間可能會存在雙向因果關系。雖然文章采用了控制時間和省份的雙向固定效應模型，在一定程度上克服了遺漏變量的問題，我們也盡可能控制了其他影響綠色技術創(chuàng)新的因素，但仍可能忽略了一些其他影響因素，變量的測量誤差也可能導致內(nèi)生性的存在。對此本文用二階段最小二乘法（2SLS）來控制可能出現(xiàn)的內(nèi)生性問題，將公眾參與、環(huán)境規(guī)制看作內(nèi)生變量，使用滯后一期值或二期值作為工具變量對模型進行估計。滯后期的公眾參與、環(huán)境規(guī)制是前定的，當期綠色技術創(chuàng)新不與其存在反向因果關系。模型估計結(jié)果見表4，工具變量內(nèi)生性檢驗K-P rk LM 統(tǒng)計量及相關性檢驗C-D WaldF統(tǒng)計量均顯著拒絕原假設，說明本文所選擇的工具變量在統(tǒng)計上滿足工具變量選擇要求。公眾參與仍可以顯著促進綠色工藝創(chuàng)新，對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的效果不顯著。這與前的研究結(jié)論保持一致，排除了內(nèi)生性問題對實證結(jié)果的干擾。

表4 2SLS 估計結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗

排除奇異值。為減輕異常值對研究結(jié)果的干擾，本文對主要解釋變量進行了1%分位數(shù)以下99%分位數(shù)以上縮尾處理，再次進行回歸，回歸結(jié)果見表5 中列（1）～列（4），結(jié)果顯示經(jīng)縮尾處理后主要解釋變量的系數(shù)均有提高。因此上文的結(jié)果是可靠的。

替換核心解釋變量。本文用環(huán)境來信與規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)的比值（rpub）作為公眾參與（pub）的替代指標進行穩(wěn)健性檢驗，該指標既可以反應公眾參與的絕對量，同時也剔除由于企業(yè)規(guī)模導致的參與程度偏誤。表5 中列（5）～列（8）報告了該結(jié)果，可以看出結(jié)果與上文研究結(jié)果基本保持一致，再次驗證了上文研究結(jié)果的可靠性。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、基于空間效應的進一步討論

基于上述分析可以發(fā)現(xiàn)，公眾參與一方面可以通過輿論道德壓力等隱性約束迫使企業(yè)進行綠色工藝創(chuàng)新；另一方面依賴政府對企業(yè)進行規(guī)制迫使其污染成本內(nèi)部化間接影響綠色工藝創(chuàng)新。在區(qū)域間經(jīng)濟活動日益頻繁的情況下，公眾參與對一個地區(qū)企業(yè)形成的隱性約束可能會通過人員流動、信息溢出等傳播到其他地區(qū)，對其他地區(qū)產(chǎn)生“警示效應”，其他地區(qū)通過模仿該地區(qū)企業(yè)預先進行綠色技術創(chuàng)新，以此來規(guī)避隱性約束帶來的負面影響。本文進一步構(gòu)建空間計量模型進行驗證。

（一）空間計量模型設定

本文重點關注公眾參與對綠色技術創(chuàng)新的空間溢出效應，不僅考慮本地區(qū)公眾參與對綠色技術創(chuàng)新的影響，同時還要考察鄰近區(qū)域公眾參與對本區(qū)域綠色技術創(chuàng)新的影響?？臻g杜賓模型（SDM）相較于空間誤差模型（SEM）和空間滯后模型（SLM）更能捕捉各類溢出效應，更具一般性。通過Moran’sI檢驗發(fā)現(xiàn)綠色工藝和產(chǎn)品創(chuàng)新的主要變量在1%的水平上顯著。通過LM 檢驗發(fā)現(xiàn)綠色工藝創(chuàng)新選用SDM 模型較為合適而綠色產(chǎn)品創(chuàng)新選用SLM 較為合適。綠色工藝創(chuàng)新的Wald 檢驗和LR 檢驗均拒絕原假設。因此用SDM 模型對綠色工藝創(chuàng)新進行回歸。同樣地，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的Wald 檢驗和LR 檢驗也拒絕了原假設。因此選用SDM模型對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新進行回歸比較合適。綜上，本文選擇采用固定效應空間杜賓模型對綠色工藝或產(chǎn)品創(chuàng)新進行回歸。

空間杜賓模型設置如下：

其中：W為空間權(quán)重矩陣；其余變量同上；Wpubit為公眾參與的空間滯后項；Wlnerit為政府環(huán)境規(guī)制的空間滯后項；Wlncontrolit為一系列控制變量的空間滯后項；εit為隨機擾動項。

由于公眾參與和綠色技術創(chuàng)新水平受經(jīng)濟發(fā)展水平的影響較大，而經(jīng)濟距離矩陣正好刻畫了兩個地區(qū)的經(jīng)濟差異大小。因此本文使用空間經(jīng)濟距離矩陣進行回歸分析，矩陣具體設定如下：

其中：Gi表示i地區(qū)2006—2017 年人均GDP 的均值；Gj表示j地區(qū)2006—2017 年人均GDP 的均值。在矩陣中，人均GDP 均值差距越小，該元素就越大，兩地區(qū)在經(jīng)濟上越“接近”。

（二）回歸結(jié)果分析

表6 列（1）和列（2）報告了公眾參與對綠色工藝創(chuàng)新和綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的SDM 回歸結(jié)果。

表6 SDM 回歸結(jié)果

表6 結(jié)果顯示綠色工藝創(chuàng)新的空間相關系數(shù)ρ在5%的水平下顯著為正（0.215），表明存在綠色工藝創(chuàng)新正向溢出；而綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的空間相關系數(shù)ρ在10%的水平下顯著為負（-0.197），表明存在綠色產(chǎn)品創(chuàng)新負向溢出。根據(jù)經(jīng)濟距離矩陣定義表述，工藝創(chuàng)新溢出僅存在經(jīng)濟差距較小的區(qū)域。這可能是由于經(jīng)濟差距較小的區(qū)間具有相似的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術結(jié)構(gòu)，其地區(qū)間的技術工藝交流更加頻繁；綠色產(chǎn)品創(chuàng)新對經(jīng)濟差距較小的周邊地區(qū)產(chǎn)生負向溢出的原因可能是一個地區(qū)的產(chǎn)品創(chuàng)新帶來的潛在優(yōu)勢會產(chǎn)生“虹吸效應”，吸引經(jīng)濟差距較小區(qū)域的人力資本，同時會壓縮其地區(qū)的產(chǎn)品市場，從而不利于其他經(jīng)濟差異較小地區(qū)的產(chǎn)品創(chuàng)新。同樣經(jīng)濟相似區(qū)域通過引進產(chǎn)品的模式也不利于企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新。

表6 列（1）公眾參與的空間交互效應顯著為正，表明區(qū)域內(nèi)企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新受經(jīng)濟差距較小的其他地區(qū)公眾參與的正向影響。此外與表2 列（4）和列（8）結(jié)果相比，表6 中核心解釋變量公眾參與和環(huán)境規(guī)制對綠色工藝創(chuàng)新和產(chǎn)品創(chuàng)新的效果沒有發(fā)生變化。進一步表明基準回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

當存在空間溢出效應時某個影響因素的變化不僅會使本地綠色技術創(chuàng)新變化，同時也會對鄰近地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新產(chǎn)生影響，并通過循環(huán)反饋作用引起一系列的變化調(diào)整。因此，本文利用Lesage 和Pace（2009）提出的方法將存在空間效應的各因素對綠色技術創(chuàng)新的影響分解為直接效應和間接效應，直接效應表示本地公眾參與對本地區(qū)綠色技術創(chuàng)新的影響，其包含了空間反饋效應，即本地區(qū)公眾參與通過影響鄰近地區(qū)綠色技術創(chuàng)新，鄰近地區(qū)綠色技術創(chuàng)新反過來影響本地創(chuàng)新這一循環(huán)往復過程：間接效應表示本地公眾參與對鄰近地區(qū)綠色技術創(chuàng)新的影響，總效應在數(shù)值上等于直接效應和間接效應之和?？臻g分解結(jié)果見表7。

表7 各自變量的直接效應、間接效應與總效應

從直接效應來看，公眾參與對綠色工藝創(chuàng)新的系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說明公眾參與顯著提升了本地區(qū)的綠色工藝創(chuàng)新能力。且與固定效應模型回歸結(jié)果相比，SDM 模型中公眾參與對綠色工藝創(chuàng)新的直接效應更大，說明固定效應模型由于沒有考慮空間效應而低估了公眾參與的直接效應。公眾參與對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的直接效應不顯著，這與上文的研究一致。

從溢出效應（間接效應）來看，公眾參與對企業(yè)的綠色工藝創(chuàng)新的系數(shù)在5%的水平下顯著為正，說明公眾參與對經(jīng)濟差距較小的其他區(qū)域產(chǎn)生顯著的空間溢出效應。由于經(jīng)濟差距較小的區(qū)域之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及技術結(jié)構(gòu)的相似，公眾的道德譴責和輿論壓力對本地區(qū)企業(yè)產(chǎn)生震懾作用的同時，容易通過信息溢出對其他具有相似結(jié)構(gòu)的區(qū)域產(chǎn)生引致作用，促使其他地區(qū)企業(yè)預先通過綠色工藝創(chuàng)新減少輿論壓力帶來的負面效果。公眾參與對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的間接效應為正但不顯著，說明公眾參與的提高對經(jīng)濟差異較小的其他區(qū)域綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的作用效果并不明顯。這可能是由于通過目前主要的公眾參與形式不能很好地表達公眾的綠色消費觀念來引導企業(yè)通過終端技術創(chuàng)新來彌補企業(yè)的“遵循成本”。同時由于綠色產(chǎn)品創(chuàng)新兼顧經(jīng)濟與環(huán)境，高成本的特性，企業(yè)難以用綠色產(chǎn)品創(chuàng)新來彌補環(huán)境污染成本。

六、結(jié)論與政策建議

綠色技術創(chuàng)新依然是實現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟雙贏的最強有力手段，政府失靈和市場失靈問題依然亟待解決。本文基于公眾參與具有解決政府失靈與市場失靈的獨特優(yōu)勢，分析了公眾參與影響綠色技術創(chuàng)新的理論基礎和實現(xiàn)途徑，把公眾-政府-企業(yè)三方納入同一框架，利用中介模型和空間計量模型對2006—2017 年的省級面板數(shù)據(jù)進行分析，得到以下主要結(jié)論：①公眾參與能夠顯著提升企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新能力，而對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的效果不太明顯。說明通過信訪、網(wǎng)絡電話形式的公眾參與主要對費用較低的，通過技術更新和設備改造減少污染的綠色工藝創(chuàng)新有提升效果，對成本較高的終端技術創(chuàng)新綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的效果不太明顯；②公眾參與依賴于政府環(huán)境規(guī)制迫使企業(yè)污染成本內(nèi)部化，進而間接影響企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新；③經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)的公眾參與能夠顯著提升企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新，而經(jīng)濟欠發(fā)達的地區(qū)公眾參與對綠色工藝創(chuàng)新的效果并不顯著。此外，無論經(jīng)濟較發(fā)達地區(qū)還是欠發(fā)達地區(qū)，公眾參與對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新都沒有顯著的影響；④公眾參與度越高的地區(qū)，其政府環(huán)境規(guī)制對綠色工藝創(chuàng)新或產(chǎn)品創(chuàng)新的正向促進效果越明顯，即“波特效應”越強；⑤在經(jīng)濟距離矩陣下，綠色工藝創(chuàng)新具有顯著的正向空間相關性，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新卻呈現(xiàn)出負向空間溢出。本地公眾參與對本地綠色工藝創(chuàng)新具有顯著的促進作用，同時對周邊經(jīng)濟差距較小的地區(qū)也具有顯著的正向空間溢出效應。

根據(jù)主要結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，加強企業(yè)信息披露，擴大公眾參與途徑。研究表明，以環(huán)境信訪，電話投訴為代表的公眾參與有助于提升聚焦于生產(chǎn)工藝的設備改造與升級的綠色工藝創(chuàng)新。因此政府應完善公眾參與機制，縮減參與成本，約束企業(yè)建立更加透明、公開的信息披露機制，以便公眾可以第一時間把握企業(yè)的環(huán)境行為及時監(jiān)督，反應問題。同時鑒于我國公眾參與渠道較為單一，須通過依托互聯(lián)網(wǎng)大數(shù)據(jù)的優(yōu)勢開拓更多的公眾參與渠道，建立多種事前事后的監(jiān)督渠道，與此同時優(yōu)化網(wǎng)絡參與環(huán)境，制定網(wǎng)絡參與的相關規(guī)定，減少虛假惡意參與的產(chǎn)生，充分發(fā)揮公眾的優(yōu)勢。

第二，政府作為連接公眾和企業(yè)橋梁，一方面應根據(jù)公眾反應做出及時的調(diào)整，設置最優(yōu)的環(huán)境政策；另一方面應對企業(yè)秉公執(zhí)法，設置適合區(qū)域長遠利益和可持續(xù)發(fā)展的官員考核機制。同時加大政府間信息公開，杜絕環(huán)保腐敗，政企合謀等情況的發(fā)生。

第三，縮小地區(qū)間經(jīng)濟差距。研究表明經(jīng)濟差異阻礙了公眾參與的有效性和正向溢出性。實行差異化的公眾參與政策，較發(fā)達地區(qū)進一步下放公眾參與的權(quán)力，充分發(fā)揮其經(jīng)濟優(yōu)勢，技術優(yōu)勢及人才優(yōu)勢，提高公眾參與效率，最大化公眾參與的作用，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)政府應加大政策支持，健全公眾參與機制，同時加大經(jīng)濟薄弱地區(qū)的固定資產(chǎn)投資和基礎設施投資，促進其資本積累，縮小與經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的差距。經(jīng)濟薄弱的地區(qū)應依托優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)，重構(gòu)自身貿(mào)易定位，充分利用一帶一路帶來的便利條件，縮小經(jīng)濟差距，充分發(fā)揮公眾參與對綠色創(chuàng)新的助推作用。鑒于公眾參與本身的外溢性，應推動跨區(qū)域交流合作，推出公眾參與“標桿城市”，充分發(fā)揮區(qū)域之間的聯(lián)動性和示范性，加強公眾參與政策間的相互溝通與協(xié)調(diào)，進一步提高公眾參與的效力。