肖 德 陳 婉 魏文婉

(1， 2， 3 湖北大學(xué)商學(xué)院 武漢 430062)

1. 引言

改革開放以來, 中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高速發(fā)展階段, 1978—2018 年我國實(shí)際GDP 的年增長率約為10%, 名義GDP 總量從0.3678 萬億增長至90.0309 萬億, 經(jīng)濟(jì)總量位居世界第二。 但在前期發(fā)展中, 存在高能耗、 高污染的問題, 經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展但環(huán)境污染較嚴(yán)重。 根據(jù)《2018 年中國生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)》, 2018 年全國338 個(gè)地級及以上城市中, 有217 個(gè)城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標(biāo), 占比為64.2%； 水污染的狀況也并不樂觀, 10168 個(gè)地下水質(zhì)監(jiān)測點(diǎn)中, 水質(zhì)為較差、 極差等級的監(jiān)測點(diǎn)占比分別為70.7%、 15.5%。 經(jīng)濟(jì)發(fā)展使得人民物質(zhì)生活水平得以提升, 人們對環(huán)境質(zhì)量的需求也將不斷提高。 習(xí)近平總書記在黨的十九大工作報(bào)告中指出： “中國特色社會主義進(jìn)入新時(shí)代, 我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾?！比绾螡M足人們對環(huán)境質(zhì)量的需求, 應(yīng)當(dāng)引起政府與學(xué)者的重視。 工作報(bào)告中還指出： “我們要建設(shè)的現(xiàn)代化是人與自然和諧共生的現(xiàn)代化, 既要?jiǎng)?chuàng)造更多物質(zhì)財(cái)富和精神財(cái)富以滿足人民日益增長的美好生活需要, 也要提供更多優(yōu)質(zhì)生態(tài)產(chǎn)品以滿足人民日益增長的優(yōu)美生態(tài)環(huán)境需要”。 兼顧經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù), 了解并滿足人們對環(huán)境質(zhì)量的需求, 尤為重要。 但我國省份多, 地理區(qū)域跨度大, 加之不同省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、 公眾環(huán)境質(zhì)量需求也存在差異(鄭思齊等,2013)。 因此, 本文試圖研究公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響因素, 對比網(wǎng)絡(luò)環(huán)保平臺開放前后公眾環(huán)境質(zhì)量需求的變化, 探討如何構(gòu)建并優(yōu)化網(wǎng)絡(luò)環(huán)保平臺的方式方法。 本文的研究對于積極推進(jìn)公眾參與環(huán)境保護(hù)與監(jiān)督, 構(gòu)建“政府為主導(dǎo)、 企業(yè)為主體、 社會組織和公眾共同參與的環(huán)境治理體系”, 具有一定的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

2. 文獻(xiàn)綜述

學(xué)者們對公眾環(huán)境需求的相關(guān)研究, 起源于20 世紀(jì)90 年代, 基于政治經(jīng)濟(jì)學(xué)、 公共管理學(xué)和心理學(xué)視角進(jìn)行分析。 國外學(xué)者圍繞public concern for environment 或environmental concern, 多采用問卷調(diào)查的方式, 運(yùn)用調(diào)查數(shù)據(jù), 探討公眾環(huán)境需求的影響因素, 例如Samdahl(1989)等。 此類文獻(xiàn)多認(rèn)為公眾環(huán)境需求的影響因素是社會人口學(xué)特征和政治傾向。 Samdahl(1989)的研究發(fā)現(xiàn), 社會人口學(xué)特征因素, 包括收入、 年齡結(jié)構(gòu)、受教育水平, 對環(huán)境需求均無顯著影響, 而政治傾向, 包括自由主義、 環(huán)保主義對其影響顯著, 此外, 宗教信仰也應(yīng)列入考慮范圍。

隨著Grossman 和Krueger(1991)開創(chuàng)性地探討了環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)增長之間的相關(guān)關(guān)系,學(xué)者們開始從環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)視角, 研究公眾環(huán)境質(zhì)量需求的相關(guān)問題。 此類文獻(xiàn)通過估計(jì)消費(fèi)者改善環(huán)境的支付意愿WTP(Willing to Pay)分析公眾環(huán)境需求, 例如H?kby 和S?derqvist(2003)、 Wang 和He 等(2013)、 Wang 和Shi 等(2013)、 Wang 和Shi 等(2015)、 Sun 等(2016)、 Martini 和Tiezzi (2014)、 Ito 和Zhang(2015)等。 現(xiàn)有文獻(xiàn)中, 估計(jì)消費(fèi)者支付意愿WTP(Willing to Pay)的研究方法主要有兩種： 陳述偏好法和顯示偏好法。 前者采用假設(shè)情景和問卷調(diào)查等方式, 詢問消費(fèi)者對環(huán)境質(zhì)量改善的支付意愿, 估算公眾對環(huán)境質(zhì)量的需求與偏好； 后者基于已經(jīng)發(fā)生的事實(shí)行為, 推測公眾對環(huán)境質(zhì)量的需求與偏好。

意愿調(diào)查價(jià)值評估法(Contingent Valuation Method, CVM)作為最為典型的陳述偏好法, 在現(xiàn)有測度環(huán)境質(zhì)量需求的文獻(xiàn)中, 使用最為廣泛。 H?kby 和S?derqvist(2003)采用CVM 方法, 通過問卷調(diào)查的方式, 收集了瑞士居民連續(xù)10 年每月對于波羅海岸海水質(zhì)量改善的支付意愿, 發(fā)現(xiàn)其月均支付意愿占人均月收入的2.6%。 此外, 運(yùn)用CVM 方法,研究中國居民對環(huán)境污染支付意愿的文獻(xiàn)也較多, 主要集中于研究中國居民對水污染和空氣污染狀況改善的支付意愿兩個(gè)方面。 Wang 和He 等(2013)研究了中國云南省華坪縣的居民對于水污染治理的支付意愿, 連續(xù)5 年每月調(diào)查數(shù)據(jù)顯示, 居民對當(dāng)?shù)睾恿魉廴局卫淼闹Ц兑庠笧槠骄繎裘吭?4 元, 占家庭月收入的5%。 Wang 和Shi 等(2013)基于CVM 方法對我國云南省丘北縣普者黑湖的水質(zhì)改善價(jià)值進(jìn)行了評估, 在已連續(xù)幾年水質(zhì)持續(xù)惡化的背景前提下, 丘北縣居民平均每戶每月對水質(zhì)改善的支付意愿為30 元, 占家庭月收入的3%。 研究結(jié)果顯示, 前期水質(zhì)的改善對居民的支付意愿具有顯著正向影響。Wang 和Shi 等(2015)以我國云南省大理市為例, 同時(shí)運(yùn)用了CVM 方法與價(jià)值轉(zhuǎn)移估計(jì)方法, 對大理市洱海水質(zhì)改善帶來的經(jīng)濟(jì)價(jià)值以及居民的平均支付意愿進(jìn)行了估計(jì), 結(jié)果表明每戶每月對于洱海水質(zhì)改善的支付意愿為27 元, 占家庭月收入的1.7%。 該研究對比了CVM 方法與價(jià)值轉(zhuǎn)移方法的實(shí)證結(jié)果, 發(fā)現(xiàn)兩種方法的研究結(jié)果相似, 認(rèn)為價(jià)值轉(zhuǎn)移法適用于研究我國環(huán)境質(zhì)量改善帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)問題。

上述文獻(xiàn)中所采用的陳述偏好法, 無論是CVM 方法還是價(jià)值轉(zhuǎn)移法, 都是基于假設(shè)情景、 采用問卷調(diào)查的方式, 詢問居民對于環(huán)境質(zhì)量改善的支付意愿, 這種假設(shè)不是客觀事實(shí), 存在假設(shè)變差, 在方法論上有一定的缺陷(Hausman, 2012； Kristromh 和Riera,1996)。 近期已有學(xué)者開始嘗試使用顯示偏好法, 考察居民對環(huán)境質(zhì)量的偏好, 該方法在一定程度上克服了陳述偏好法的估計(jì)偏差。

Martini 和Tiezzi (2014)基于家庭生產(chǎn)函數(shù)分析意大利居民對空氣質(zhì)量的需求, 使用意大利家庭1999 年1 月至2006 年12 月期間對空調(diào)的消費(fèi)數(shù)量, 度量其對改善空氣質(zhì)量的支付意愿。 研究發(fā)現(xiàn), 每戶每月對空氣質(zhì)量改善的支付意愿約為3 歐元。 上述研究均基于顯示偏好的方法, 采用微觀市場上污染防護(hù)品銷售數(shù)據(jù), 基于已發(fā)生的真實(shí)數(shù)據(jù), 分析居民對環(huán)境質(zhì)量改善的支付意愿。 但研究多基于發(fā)達(dá)國家, 針對發(fā)展中國家的研究相對較少。 Ito 和Zhang (2015)的研究是現(xiàn)有文獻(xiàn)中最早使用顯示偏好方法分析發(fā)展中國家居民環(huán)境質(zhì)量需求的。 文章以中國主要空氣污染城市為考察對象, 基于居民對家用空氣凈化器的消費(fèi)購買數(shù)據(jù), 估計(jì)消費(fèi)者對空氣質(zhì)量改善的支付意愿。 以上文獻(xiàn)在采用顯示偏好分析方法度量居民環(huán)境質(zhì)量需求時(shí), 多采用消費(fèi)者對污染防護(hù)品, 例如凈水器、 空氣凈化器等的消費(fèi)購買數(shù)據(jù)來度量其改善環(huán)境的支付意愿, 但受限于污染防護(hù)類用品的品牌多樣, 進(jìn)而影響價(jià)格變動的因素也較多, 且微觀市場的銷售數(shù)據(jù)本身難以獲得。 在這樣的情況下,有學(xué)者采用我國信訪數(shù)據(jù)度量居民對環(huán)境質(zhì)量的需求。

Dasgupta 和Wheeler(1997)在對中國環(huán)境問題的分析中, 創(chuàng)新性地采用了居民對當(dāng)?shù)丨h(huán)境污染的來信投訴數(shù)量衡量其對環(huán)境質(zhì)量的需求。 但數(shù)據(jù)樣本相對久遠(yuǎn), 且近年來我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境治理狀況都已發(fā)生變化, 有必要選取近期數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。 馬本等(2017)相似地采用了中國各省居民對環(huán)境污染的來信與來訪投訴數(shù)據(jù), 分析我國居民環(huán)境質(zhì)量需求、 收入水平與污染密度之間的關(guān)系。 但研究側(cè)重于分析環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平之間的收入效應(yīng)與價(jià)格效應(yīng), 以及收入彈性的結(jié)構(gòu)變化。 綜上, 現(xiàn)有文獻(xiàn)采用陳述偏好法或顯示偏好法, 集中于測算公眾環(huán)境質(zhì)量需求, 鮮有學(xué)者對其影響因素展開研究。 本文將基于中國省際面板數(shù)據(jù), 分析我國公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響因素, 對比網(wǎng)絡(luò)環(huán)保投訴平臺開放前后, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響因素是否發(fā)生變化, 探討開放網(wǎng)絡(luò)環(huán)保投訴平臺的必要性, 為創(chuàng)建“政府為主導(dǎo)、 企業(yè)為主體、 社會組織和公眾共同參與的環(huán)境治理體系”提供政策建議。

3. 模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

3.1 理論框架

考慮到環(huán)境污染問題與經(jīng)典的“公共物品”概念類似, 本文借鑒馬本(2018)的研究,假設(shè)居民為代表性消費(fèi)者, 追求個(gè)體效用的最大化, 居民在市場上購買兩種商品x1、 x2,一種是具有正效用的私人物品x1, 其消費(fèi)數(shù)量為q1價(jià)格為p1； 另一種是具有負(fù)效應(yīng)的“環(huán)境污染”x2, 其消費(fèi)數(shù)量為q2價(jià)格為p2。 參照Roca(2003)的方法, 僅考慮單一環(huán)境污染情形, 將個(gè)體居民的消費(fèi)品視為一個(gè)組合(x1, x2)。 理性消費(fèi)者對兩種商品的效用函數(shù)為：

(1)式的單調(diào)性滿足以下假設(shè)(McConnell, 1997)：

(2)式中, 效應(yīng)函數(shù)U(q1, q2) 對q1求一階偏導(dǎo)的結(jié)果大于零, 代表消費(fèi)者對私人物品x1有正向需求。 (3)式中, 效應(yīng)函數(shù)U(q1, q2) 對q2求一階偏導(dǎo)的結(jié)果小于或等于零,代表消費(fèi)者對“環(huán)境污染”即商品x2的需求是為了抗?fàn)幁h(huán)境污染現(xiàn)象, 從而避免環(huán)境污染對自身效應(yīng)的減少。

設(shè)定個(gè)體收入為I, 消費(fèi)者效用最大化的目標(biāo)函數(shù)和約束條件如下：

通過求解(4)式、 (5)式, 得出馬歇爾需求函數(shù)(H?kby and S?derqvist, 2003), 其中環(huán)境污染的負(fù)需求為：

(6)式中, 對環(huán)境污染的負(fù)需求即對環(huán)境質(zhì)量改善的正需求, 用環(huán)保信訪的次數(shù)來表達(dá)對環(huán)境污染的抗?fàn)? 可理解為對環(huán)境質(zhì)量改善的需求表達(dá)。

如何度量理論模型中的p2與q2是研究的難點(diǎn)。 相比陳述偏好法, 顯示偏好法能更加真實(shí)地反映消費(fèi)者的需求, 因此本文嘗試采用環(huán)境信訪變量度量居民對環(huán)境質(zhì)量的需求,即用環(huán)境信訪數(shù)量衡量q2。 而環(huán)境污染的價(jià)格p2, 將采用污染密度度量。 與私人物品的價(jià)格相比, 環(huán)境污染的價(jià)格p2并不明確, 若只用信訪費(fèi)用反映實(shí)際污染價(jià)格, 則可能產(chǎn)生很大偏誤。 因此, 我們采用污染物排放密度作為污染價(jià)格的代理變量。

基于給定的理論模型, 可知收入I 既定時(shí), 污染價(jià)格彈性εp2和交叉價(jià)格彈性εp1可表達(dá)為：

以污染密度度量的p2增加, 居民對環(huán)境污染的抗?fàn)幱綇?qiáng)烈, 采用信訪的方式表達(dá)自身對環(huán)境質(zhì)量需求的可能性越大, q2也越大,?q2/?p2＞0。 因此, 環(huán)境信訪的價(jià)格彈性為正, 即εp2＞0。 類似地, 對于環(huán)境信訪的交叉價(jià)格彈性, 當(dāng)p1增加時(shí), 私人物品q1的消費(fèi)減少, 有?q1/?p1＜0； 當(dāng)q1的消費(fèi)減少時(shí), 其邊際效用增加, 消費(fèi)者傾向于減少類似信訪和購買凈化器這種污染反應(yīng)行為來最大化自己的效用, 即?q2/?q1＞0, 所以交叉價(jià)格彈性εp1＜0。

基于對理論框架的構(gòu)建與分析, 本文將進(jìn)一步構(gòu)建計(jì)量模型, 用實(shí)證回歸的方法考察我國公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響因素, 探討公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平、 污染密度的相關(guān)關(guān)系。

3.2 計(jì)量模型的構(gòu)建

Dasgupta 和Wheeler(1997)構(gòu)建了污染密度與公眾環(huán)境質(zhì)量需求的面板模型, 發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染越嚴(yán)重的地區(qū)投訴信件越多, 驗(yàn)證了公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度的線性回歸關(guān)系。 鄭思齊(2013)構(gòu)建了公眾環(huán)境訴求的回歸模型, 驗(yàn)證了公眾環(huán)境訴求與污染密度和人力資本間的線性回歸關(guān)系。 馬本(2017)基于研究假設(shè), 驗(yàn)證了公眾環(huán)境訴求與收入水平、 污染密度、 人力資本的線性回歸關(guān)系。 本文借鑒馬本(2017)的研究, 構(gòu)建如下回歸模型：

complainit, 表示公眾環(huán)境質(zhì)量需求, 用環(huán)境信訪數(shù)據(jù)度量。 其數(shù)據(jù)最早至1993 年,2015 年以后官方不再公布環(huán)境信訪數(shù)量, 因此本文選取了1993—2015 年中國省際信訪數(shù)據(jù)。incomeit表示人均收入, 由城鎮(zhèn)居民人均可支配收入和農(nóng)村居民人均可支配收入構(gòu)成,取1993 年為基期對名義值做平減處理。densityit表示污染密度, 包括工業(yè)廢水排放總量和工業(yè)廢氣排放總量。 humancapitalit表示人力資本, 用各省平均人力資本衡量, 數(shù)據(jù)來自《中國人力資本報(bào)告2017》, 該指標(biāo)基于改進(jìn)的Jorgenson-Fraumeni(J-F)終身收入法計(jì)算處理而來, 通過對不同類型受教育年限的預(yù)期收入加總平均, 得出當(dāng)?shù)仄骄鶆趧恿θ肆Y本值, 因此, 該指標(biāo)能夠基于各地區(qū)勞動力的受教育水平反映當(dāng)?shù)厝肆Y本狀況。CPIit表示消費(fèi)品價(jià)格, 用消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)衡量。 本文計(jì)算了以1993 年為基期的消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)數(shù)據(jù), 數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。deathrateit表示死亡率, 取中國各省份死亡率年度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

3.3 變量統(tǒng)計(jì)性描述

為了更好地分析樣本信息, 這里對模型中變量及相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)性描述, 如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù)表

本文選取中國省際面板數(shù)據(jù), 包括中國境內(nèi)的31 個(gè)行政區(qū)域省份, 其中個(gè)別省份,如西藏、 重慶部分年份數(shù)據(jù)有缺失值, 實(shí)證分析時(shí)已使用STATA16.0 軟件對缺失值進(jìn)行處理。 原始數(shù)據(jù)中, 環(huán)境污染來信數(shù)據(jù)來源于《中國環(huán)境年鑒》, 取每年度各省份因環(huán)境污染來信總數(shù), 單位為封； 環(huán)境污染來訪數(shù)據(jù)來自《中國環(huán)境年鑒》, 取每年度各省份因環(huán)境污染來訪人次, 單位為人次； 居民人均可支配收入、 CPI 數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,以1993 年為基期做平減處理。

4. 實(shí)證分析

4.1 主成分分析

在后續(xù)回歸前, 本文首先對原始數(shù)據(jù)集進(jìn)行分析。 這里采用主成分分析法, 主成分分析法通過使用具有代表性的綜合指標(biāo), 減少原有指標(biāo)間的重疊性, 從而保證評估結(jié)果的客觀性和準(zhǔn)確性。 依據(jù)主成分分析法的計(jì)算步驟, 應(yīng)用軟件STATA16.0 對1993—2015 年31個(gè)行政區(qū)域省份居民生活環(huán)境和個(gè)體特征等有關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和計(jì)算, 并對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO 檢驗(yàn)和SMC 檢驗(yàn)。 檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 各變量共性適用于進(jìn)行主成分分析, 具體結(jié)果如表2 所示。

表2 KMO 檢驗(yàn)與SMC 檢驗(yàn)

基于KMO 檢驗(yàn)與SMC 檢驗(yàn)的結(jié)果, 使用STATA16.0 軟件對數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析,計(jì)算出各因子對應(yīng)的特征值和累計(jì)貢獻(xiàn)率。 表3 顯示結(jié)果可知, 系統(tǒng)生成8 個(gè)主成分, 根據(jù)解釋的總方差可以看出, 前2 個(gè)主成分對應(yīng)的特征值大于1, 且提取前2 個(gè)主成分的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到87.59%(超過85%)。 因此, 可以認(rèn)為, 前2 個(gè)主成分可以反映原始指標(biāo)的絕大部分信息。 而查看2 個(gè)主成分的系數(shù)表可知, 因子實(shí)際由三類指標(biāo)： 廢水廢氣、居民收入、 人力資本水平所組成, 因此在回歸中使用這三類變量對公眾環(huán)境訴求的影響因素進(jìn)行進(jìn)一步分析。

表3 不限制個(gè)數(shù)的主成分分析

表4 不限數(shù)量的主成分合成所對應(yīng)的特征值

預(yù)測并使用降維合成的新變量對公眾環(huán)境訴求(letter)進(jìn)行面板回歸, 結(jié)果表5 所示：

表5 主成分分析回歸結(jié)果

對樣本數(shù)據(jù)的主成分分析結(jié)果顯示出, 污染密度、 收入水平、 人力資本存量是我國公眾環(huán)境質(zhì)量需求的主要影響因素。 基于此, 本文進(jìn)一步分析不同公眾環(huán)境訴求表達(dá)方式下, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響因素有哪些。

4.2 信訪方式下公眾環(huán)境質(zhì)量需求影響因素

由于環(huán)保部于2010 年12 月頒布了《環(huán)保舉報(bào)熱線工作管理辦法》, 至此公眾對環(huán)境污染的投訴方式除了傳統(tǒng)的來信、 來訪, 亦可通過熱線電話或者網(wǎng)絡(luò)微信平臺投訴。 2011年以后, 環(huán)境污染信訪數(shù)據(jù)不再細(xì)分因大氣污染信訪、 因水污染信訪, 因此本文將對1993—2010 年和2011—2015 年兩個(gè)時(shí)間段的省際面板樣本分別進(jìn)行回歸分析。 其中表6為1993—2010 年中國省際公眾環(huán)境質(zhì)量需求(來信情形下)影響因素的實(shí)證回歸結(jié)果。

實(shí)證部分, 對比多種回歸方法對模型做回歸分析, 包括混合回歸(POOL)、 隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)和固定效應(yīng)模型(FE), 并采用LM 檢驗(yàn)和Hausman 檢驗(yàn)對上述三個(gè)模型進(jìn)行選擇, 試圖得出更準(zhǔn)確的結(jié)論。 下文表格中報(bào)告的回歸結(jié)果, 均為通過LM 檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)選擇的結(jié)果。

1. 通過來信表達(dá)的公眾環(huán)境質(zhì)量需求

(1)因大氣污染來信投訴

表6 中第(1)欄為城鎮(zhèn)居民因大氣污染來信的回歸結(jié)果, 可看出： ①公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為3.603, 即我國城鎮(zhèn)居民的收入水平每增加1%,其對空氣質(zhì)量的需求水平上升3.603%； ②公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為0.119, 即污染密度每增加1%, 當(dāng)?shù)鼐用駚硇磐对V上升0.119%； ③公眾環(huán)境質(zhì)量需求與人力資源顯著負(fù)相關(guān), 彈性系數(shù)為-57.67, 即各省城市居民人力資本水平每提高1%, 因大氣污染來信投訴總量減少57.67%。 此外, 城市居民對空氣的環(huán)境質(zhì)量需求與價(jià)格指數(shù)顯著負(fù)相關(guān)。

從農(nóng)村居民因大氣污染來信情況看, 如表6 第(2)欄回歸結(jié)果顯示： (1)農(nóng)村居民對空氣的環(huán)境質(zhì)量需求與其收入水平顯著正相關(guān), 其彈性系數(shù)為3.933； (2)農(nóng)村居民對空氣的環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為0.188； (3)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與人力資本存量、 死亡率的關(guān)系不顯著。 此外, 農(nóng)村居民的空氣環(huán)境質(zhì)量需求與價(jià)格指數(shù)CPI 顯著負(fù)相關(guān), 其結(jié)果類似于城鎮(zhèn)居民。

綜上, 基于大氣污染來信情況分析, 收入水平、 污染密度和人力資本與我國居民對空氣質(zhì)量需求顯著相關(guān), 其中收入水平、 污染密度與空氣質(zhì)量需求顯示正相關(guān), 說明收入水平越高的地區(qū), 對于公眾環(huán)境需求越大, 且污染密度越大的地區(qū), 公眾環(huán)境質(zhì)量需求也越大； 人力資本與城鎮(zhèn)居民對空氣質(zhì)量需求負(fù)相關(guān), 與農(nóng)村居民空氣質(zhì)量需求正相關(guān)。 可解釋為受教育水平越高的地區(qū), 居民越不傾向于采取來信投訴的方式表達(dá)環(huán)境需求, 而是通過購買防護(hù)性消費(fèi)品等方式, 例如口罩、 空氣凈化器等(Ito, 2015)。

(2)因水污染來信投訴

表6 中(3)～(4)欄為居民因水污染來信的回歸結(jié)果, 城鎮(zhèn)居民因水污染來信的回歸結(jié)果呈現(xiàn)出以下特征： (1)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為0.550,城鎮(zhèn)居民的收入水平每增加1%, 因水污染來信總數(shù)將增加0.550%； (2)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與水污染密度顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為0.252； (3)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與人力資本存量顯著負(fù)相關(guān), 彈性系數(shù)為-8.388, 即城鎮(zhèn)居民的人力資本存量每增加1%, 因水污染來信投訴總數(shù)下降8.388%；

農(nóng)村居民因水污染來信的回歸結(jié)果基本如下： (1)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為0.663； (2)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為0.0278； (3)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與人力資本存量、 死亡率的關(guān)系不顯著。

居民可通過來信投訴的方式表達(dá)自身對水污染狀況改善的迫切需求, 我國居民對水環(huán)境質(zhì)量的需求與收入水平、 污染密度和人力資本存量相關(guān)關(guān)系顯著。 其中, 公眾環(huán)境需求與收入水平顯著正相關(guān), 即收入水平越高的省份, 公眾對水源質(zhì)量需求越高, 因水污染來信數(shù)量越多； 其與污染密度顯著正相關(guān), 即水污染越嚴(yán)重的省份, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求越高, 公眾因水污染來信數(shù)量越多, 越希望治理、 改善該地區(qū)水污染狀況； 其與當(dāng)?shù)厝肆Y本存量顯著負(fù)相關(guān), 城鎮(zhèn)居民中受教育水平更高的人群越傾向于購買防護(hù)性用品, 例如購買凈水器等。

綜上, 公眾通過來信的方式可以表達(dá)自身對環(huán)境質(zhì)量的需求, 表6 的回歸結(jié)果顯示,來信情形下, 收入水平、 污染密度與人力資本存量與我國公眾環(huán)境質(zhì)量需求顯著相關(guān)。 其中收入水平、 污染密度對公眾環(huán)境質(zhì)量水平有著顯著正向影響, 人力資本與公眾環(huán)境質(zhì)量需求顯著負(fù)相關(guān)。 此外, 采用來信的方式表達(dá)自身環(huán)境訴求有一定的特征, 無論是對于城市居民還是農(nóng)村居民, 因大氣污染來信還是因水污染來信, 環(huán)境污染引發(fā)的來信數(shù)量, 其彈性系數(shù)均小于1。 可見雖然寫信成本相對較低, 但通過來信方式表達(dá)的環(huán)境訴求, 滯后于環(huán)境污染的增速, 這在一定程度上造成我國環(huán)境污染持續(xù)嚴(yán)重的事實(shí)。 因此, 提供開放便捷的網(wǎng)絡(luò)平臺, 引導(dǎo)公眾合理表達(dá)對環(huán)境質(zhì)量的需求, 是政府需要持續(xù)關(guān)注的問題之一。

表6 環(huán)境質(zhì)量需求(居民來信)影響因素1993—2010 年

續(xù)表

2. 通過來訪表達(dá)的公眾環(huán)境質(zhì)量需求

居民可通過上訪的方式表達(dá)自身環(huán)境需求。 表7 為因大氣污染和因水污染來訪情況的實(shí)證回歸結(jié)果。

(1)因大氣污染來訪投訴

城鎮(zhèn)居民因大氣來訪的回歸結(jié)果顯示： (1)通過上訪途徑表現(xiàn)出來的城市居民對空氣的環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著負(fù)相關(guān), 城市居民的收入水平每提高1%, 因大氣污染上訪人數(shù)下降0.179%； (2)城市居民對空氣質(zhì)量的需求與污染密度顯著負(fù)相關(guān), 彈性系數(shù)為-0.0144； (3)城市居民對空氣質(zhì)量的需求與該地區(qū)人力資本存量顯著正相關(guān), 受教育水平每提高1%, 該地區(qū)因大氣污染上訪人數(shù)增加4.471%。

農(nóng)村居民因大氣污染來訪數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果顯示： (1)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著負(fù)相關(guān), 彈性系數(shù)為-0.431, 即農(nóng)村居民收入水平每上升1%, 因大氣污染來訪人數(shù)下降0.431%； (2)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度顯著相關(guān), 彈性系數(shù)為-0.0176； (3)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與人力資本存量正相關(guān), 彈性系數(shù)為15.52。

從我國城鄉(xiāng)居民因大氣污染來訪數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果顯示, 收入水平、 污染密度、 人力資本存量與公眾環(huán)境質(zhì)量需求顯著相關(guān)。 其中收入水平、 人力資本存量與公眾環(huán)境質(zhì)量需求負(fù)相關(guān)。 對于上訪者, 上訪投訴的過程需要付出一定的成本, 包括交通、 務(wù)工、 機(jī)會成本等(陳豐, 2010)。 隨著我國城鄉(xiāng)居民人均可支配收入的增加, 受教育水平提高, 生活更加富裕, 人們很少采取上訪這種成本較高的方式表達(dá)自身環(huán)境需求。 收入水平越高、 教育越普及的地區(qū), 上訪帶來的機(jī)會成本越大。 此外, 相對于低收入群體而言, 高收入群體有更多的方法、 措施來應(yīng)對環(huán)境污染帶來的危害(Roca, 2003), 他們可以購買空氣凈化器、進(jìn)行定期的醫(yī)療保健等(楊繼東和章逸然, 2014)。 實(shí)證結(jié)果還顯示, 污染密度與公眾環(huán)境質(zhì)量需求負(fù)相關(guān)。 這里可以解釋為, 相對于水污染而言, 空氣污染較難察覺, 且上訪成本很高, 人們可能更傾向于購買防護(hù)性消費(fèi)品來抵御空氣污染對自身健康帶來的危害。

表7 環(huán)境質(zhì)量需求(居民來訪)決定因素估計(jì)結(jié)果1993—2010 年

(2)因水污染來訪投訴

城鎮(zhèn)居民因水污染來訪數(shù)據(jù)的實(shí)證回歸結(jié)果顯示： (1)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與城鎮(zhèn)居民收入水平顯著負(fù)相關(guān), 彈性系數(shù)為-0.552； (2)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為0.00436；

農(nóng)村居民因水污染來訪數(shù)據(jù)的實(shí)證回歸結(jié)果顯示： (1)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與農(nóng)村地區(qū)水污染密度顯著正相關(guān), 彈性系數(shù)為0.0026； (2)公眾環(huán)境質(zhì)量需求與價(jià)格指數(shù)顯著負(fù)相關(guān), 彈性系數(shù)為-4.212。

綜上, 居民可通過上訪的方式表達(dá)自身對水污染治理的訴求。 因水污染來訪表達(dá)出的公眾環(huán)境質(zhì)量需求受到收入水平與污染密度的影響。 其中收入水平與公眾環(huán)境質(zhì)量需求顯著負(fù)相關(guān), 收入水平越高, 上訪機(jī)會成本越大, 人們越不愿意通過上訪來表達(dá)自身對環(huán)境質(zhì)量的需求； 污染密度與公眾環(huán)境質(zhì)量需求顯著正相關(guān), 相對于大氣污染, 水污染易于察覺, 水源水質(zhì)安全直接影響到當(dāng)?shù)鼐用裼盟?飲水安全, 因此水污染程度越深, 投訴水污染情況的來訪人數(shù)越多。 從來訪數(shù)量與污染密度的彈性系數(shù)來看, 兩者的彈性小于1, 即來訪增速滯后于環(huán)境污染程度的增速。 上訪成本巨大, 再次說明開放便捷網(wǎng)絡(luò)投訴平臺的重要性。

此外, 表7 的回歸結(jié)果還顯示, 通過來訪表達(dá)環(huán)境質(zhì)量訴求的情形下, 大氣污染與來訪批次之間顯著負(fù)相關(guān), 水污染與來訪批次之間高度正相關(guān)。 水污染相對于大氣污染居民更易察覺, 水污染具有區(qū)域性的特性, 一個(gè)地方的水質(zhì)取決于當(dāng)?shù)氐乃此|(zhì)與當(dāng)?shù)氐奈鬯欧徘闆r。 而大氣污染具有很大的流動性, 受到周邊地區(qū)空氣質(zhì)量與風(fēng)速風(fēng)向等多種因素的影響。 水污染的治理更容易追根溯源, 而大氣污染的治理需要多地區(qū)協(xié)作治理改善。對于居民而言, 更加傾向于購買口罩、 空氣凈化器等防護(hù)用品來抵御危害, 因此大氣污染與來訪數(shù)量的回歸估計(jì)結(jié)果并未反映正相關(guān)的關(guān)系。

來信、 來訪兩種方式表達(dá)出的公眾環(huán)境質(zhì)量需求, 其影響因素具有一定的差異性。 兩種表達(dá)方式的成本有差異, 來信投訴的成本較低, 上訪投訴的成本很高, 因此, 通過來信表達(dá)的公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著正相關(guān), 通過來訪表達(dá)的公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著負(fù)相關(guān)。 對于政府而言, 提供方便、 快捷的環(huán)保投訴渠道顯得尤為重要, 能夠方便公眾表達(dá)自身對環(huán)境質(zhì)量的需求。

4.3 開放網(wǎng)絡(luò)環(huán)保投訴平臺和熱線電話后公眾環(huán)境質(zhì)量需求

環(huán)保部于2010 年12 月頒布了《環(huán)保舉報(bào)熱線工作管理辦法》, 至此, 公眾對環(huán)境污染的投訴方式除傳統(tǒng)的來信、 來訪外, 亦可通過熱線電話或者網(wǎng)絡(luò)微信平臺的方式投訴。另外, 2010 年以后, 環(huán)境污染信訪數(shù)據(jù)不再細(xì)分因大氣污染信訪、 因水污染信訪。 環(huán)保熱線電話和網(wǎng)絡(luò)微信投訴渠道的開通, 使得居民表達(dá)環(huán)境質(zhì)量需求的成本大為降低, 表達(dá)環(huán)境訴求變得更加方便快捷。 這里選取了2011—2015 年我國省際面板數(shù)據(jù), 分析公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響因素, 下面將公眾表達(dá)環(huán)境質(zhì)量需求的渠道分為三種： 來信、 來訪與網(wǎng)絡(luò)投訴, 其中網(wǎng)絡(luò)投訴代表以移動手機(jī)終端為載體的投訴, 包括12369 環(huán)保熱線電話投訴和網(wǎng)絡(luò)微信投訴平臺的投訴案件總數(shù)。 實(shí)證回歸結(jié)果如表8 所示。

表8 公眾環(huán)境質(zhì)量需求影響因素(2011—2015 年)

續(xù)表

公眾可通過撥打12369 環(huán)保熱線電話或是通過官方微信表達(dá)自身對環(huán)境質(zhì)量的需求,因撥打熱線電話和微信投訴都是通過移動智能手機(jī)操作, 因此本文采用網(wǎng)絡(luò)投訴平臺代表熱線電話和微信投訴兩種方式。 開放網(wǎng)絡(luò)微信環(huán)保投訴平臺和熱線電話情形下, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著正相關(guān), 城鎮(zhèn)居民系數(shù)彈性為9.284, 農(nóng)村居民系數(shù)為15.48,即收入水平每增加1%, 城鎮(zhèn)居民通過網(wǎng)絡(luò)平臺投訴的環(huán)境問題總數(shù)增加9.284%, 農(nóng)村居民通過網(wǎng)絡(luò)平臺投訴的環(huán)境問題總數(shù)增加15.48%。 公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度顯著正相關(guān), 城鎮(zhèn)居民水污染密度與環(huán)境質(zhì)量需求間的彈性系數(shù)為0.327, 農(nóng)村居民大氣污染密度與環(huán)境質(zhì)量需求間的彈性系數(shù)為0.831, 污染密度越大, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求表達(dá)得越強(qiáng)烈； 公眾環(huán)境質(zhì)量需求與人力資本顯著負(fù)相關(guān), 人力資本水平較高的地區(qū), 公眾傾向購買防護(hù)性消費(fèi)品, 來抵御環(huán)境污染的危害。

開放網(wǎng)絡(luò)投訴平臺以后, 公眾表達(dá)自身環(huán)境質(zhì)量需求的方式更加便捷, 由此公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響因素也發(fā)生一些變化：

(1)開放網(wǎng)絡(luò)投訴平臺后, 公眾可通過微信、 熱線電話的方式反饋、 投訴身邊的環(huán)境污染問題, 通過此渠道表現(xiàn)出的公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平間顯著正相關(guān), 且兩者間彈性系數(shù)較平臺開放之前明顯增大。 說明網(wǎng)絡(luò)投訴平臺的開放降低了人們對環(huán)境質(zhì)量需求的表達(dá)成本, 有效推動了公眾參與環(huán)境治理的進(jìn)程。

(2)網(wǎng)絡(luò)投訴平臺開放以后, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度顯著正相關(guān), 污染越嚴(yán)重, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求表達(dá)越強(qiáng)烈, 且兩者之間彈性系數(shù)比平臺開放之前明顯增大, 說明網(wǎng)絡(luò)投訴平臺的開放使得我國公眾更加關(guān)注環(huán)境污染問題, 更積極地參與到環(huán)境治理與監(jiān)督的過程中, 即網(wǎng)絡(luò)投訴平臺推動了我國生態(tài)環(huán)境建設(shè)的全民參與。

(3)收入水平和污染密度在開放網(wǎng)絡(luò)投訴平臺后仍與公眾環(huán)境質(zhì)量需求顯著相關(guān), 對比1993—2010 年和2011—2015 年兩個(gè)面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果可知, 兩者與環(huán)境需求間彈性系數(shù)均明顯增大, 說明開放網(wǎng)絡(luò)平臺并不是對傳統(tǒng)信訪工作的分流, 而是為公眾增加了表達(dá)環(huán)境質(zhì)量需求的渠道, 提高公眾參與的積極性。

5. 結(jié)論與政策建議

本文基于中國省際面板數(shù)據(jù), 試圖分析公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響因素。 公眾環(huán)境質(zhì)量需求可通過來信、 來訪的傳統(tǒng)方式表達(dá), 也可通過網(wǎng)絡(luò)投訴平臺表達(dá)。 本文試圖分析開放網(wǎng)絡(luò)投訴平臺對我國公眾環(huán)境質(zhì)量需求的影響, 故分別對1993—2010 年、 2011—2015 年兩個(gè)時(shí)間區(qū)間的中國省際面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析, 得出結(jié)論大致如下：

1993—2010 年, 居民通過來信、 來訪兩種方式表達(dá)自身對環(huán)境質(zhì)量的需求, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平、 污染密度和人力資本三者顯著相關(guān)。 來信情形下, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著正相關(guān), 與污染密度顯著正相關(guān), 與人力資本顯著負(fù)相關(guān)。 來訪情形下, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求與收入水平顯著負(fù)相關(guān), 與水污染密度顯著正相關(guān), 與大氣污染密度顯著負(fù)相關(guān), 說明收入水平越高的群體, 上訪的機(jī)會成本越大, 越傾向于通過購買防護(hù)性消費(fèi)品抵御環(huán)境污染對身體健康的損害。

我國在2010 年以后, 開放了12369 環(huán)保熱線投訴電話以及微信投訴網(wǎng)絡(luò)平臺。2011—2015 年省際面板數(shù)據(jù)的實(shí)證回歸結(jié)果顯示, 收入水平、 污染密度和人力資本存量仍與公眾環(huán)境質(zhì)量需求顯著相關(guān)。 其中, 收入水平、 污染密度對公眾環(huán)境質(zhì)量需求有顯著正向影響。 對比來訪、 來信、 網(wǎng)絡(luò)投訴平臺三種渠道的實(shí)證結(jié)果, 在開放網(wǎng)絡(luò)投訴平臺以后, 收入水平、 污染密度與公眾環(huán)境質(zhì)量需求顯著正相關(guān)且彈性明顯增大。 表明網(wǎng)絡(luò)投訴平臺的開放對傳統(tǒng)環(huán)境信訪工作并非產(chǎn)生替代作用, 而是開拓了嶄新且更加便捷高效的渠道, 使公眾訴求得以表達(dá)。 公眾對環(huán)境問題更加敏感, 更加積極參與生態(tài)環(huán)境監(jiān)管。 基于此, 本文提出以下政策建議：

第一, 制定有針對性的地區(qū)環(huán)境規(guī)制政策。 不同收入水平的地區(qū)公眾環(huán)境質(zhì)量需求不同, 對于高收入地區(qū), 適當(dāng)提高環(huán)境保護(hù)、 環(huán)境治理、 環(huán)境監(jiān)督標(biāo)準(zhǔn), 對于低收入地區(qū),加大環(huán)保宣傳力度, 提高居民環(huán)保意識和參與環(huán)保監(jiān)督的積極性。 體現(xiàn)在網(wǎng)絡(luò)平臺的構(gòu)建與優(yōu)化上, 可利用平臺大數(shù)據(jù), 直觀查看各地區(qū)環(huán)境質(zhì)量需求的差異。 針對不同地區(qū)的差異性, 給予受眾群體不同的宣傳導(dǎo)向, 滿足地區(qū)居民有差異的環(huán)境質(zhì)量需求。

第二, 進(jìn)一步完善和改進(jìn)網(wǎng)絡(luò)環(huán)保平臺, 積極倡導(dǎo)公眾參與到生態(tài)環(huán)境建設(shè)的工作中來。 實(shí)證結(jié)果中, 無論是通過來信、 來訪還是通過網(wǎng)絡(luò)環(huán)保平臺的方式, 表達(dá)出的公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度兩者間的彈性系數(shù)始終小于1, 可見對于我國居民而言, 環(huán)境需求的表達(dá)滯后于環(huán)境污染的速度。 因此, 提供更加開放便捷的網(wǎng)絡(luò)平臺, 引導(dǎo)公眾合理表達(dá)對環(huán)境的需求, 是政府需要持續(xù)關(guān)注的問題之一。 此外, 對比網(wǎng)絡(luò)平臺開放前后的實(shí)證結(jié)果, 收入水平和污染密度與公眾環(huán)境質(zhì)量需求的彈性系數(shù)明顯增大, 說明開放網(wǎng)絡(luò)平臺并不是對傳統(tǒng)信訪工作的分流, 而是為公眾增加了表達(dá)環(huán)境質(zhì)量需求的渠道, 更加實(shí)證了完善現(xiàn)有網(wǎng)絡(luò)投訴平臺的重要性。 未來網(wǎng)絡(luò)平臺受眾群體的規(guī)模將持續(xù)增長, 建議在擴(kuò)大網(wǎng)絡(luò)平臺服務(wù)容量的同時(shí), 進(jìn)一步細(xì)分平臺現(xiàn)有功能, 優(yōu)化監(jiān)督流程, 公開投訴案件處理進(jìn)度, 收集已辦理投訴案件的信息反饋。

第三, 對于環(huán)境污染嚴(yán)重的地區(qū), 加大環(huán)境治理力度, 改善污染集中地區(qū)生態(tài)環(huán)境的質(zhì)量。 實(shí)證回歸結(jié)果中, 除因大氣污染來訪情況外, 公眾環(huán)境質(zhì)量需求與污染密度顯著正相關(guān)。 污染的治理和環(huán)境的改善能夠滿足公眾對環(huán)境質(zhì)量改善的需求, 從而提升人民生活幸福感。 網(wǎng)絡(luò)平臺的構(gòu)建, 為公眾參與環(huán)境監(jiān)督提供了新渠道, 未來網(wǎng)絡(luò)平臺的優(yōu)化應(yīng)將公眾監(jiān)督與污染治理結(jié)合起來, 積極推進(jìn)生態(tài)環(huán)境質(zhì)量的改善。