公眾參與如何影響企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新
——基于中介效應(yīng)和空間效應(yīng)的分析

秦炳濤，郭援國，葛力銘

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

一、引言

當(dāng)前，環(huán)境問題已然成為制約中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的“瓶頸”。面對日益嚴(yán)峻的環(huán)境問題，綠色技術(shù)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(shí)現(xiàn)環(huán)境和經(jīng)濟(jì)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(jìn)綠色創(chuàng)新的能力有限：政企之間信息不對稱導(dǎo)致政府難以根據(jù)企業(yè)的污染行為實(shí)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(dǎo)致政府失靈，不利于企業(yè)提升綠色技術(shù)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(bǔ)政府失靈和市場失靈的獨(dú)特優(yōu)勢（Jiang 和Zhang，2018；郭進(jìn)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(dǎo)，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(shí)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(shù)創(chuàng)新的影響、作用機(jī)制及實(shí)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(shí)現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

誠然，學(xué)界關(guān)于公眾參與的研究由來已久。通過梳理已有研究和文獻(xiàn)，可歸納為兩種觀點(diǎn)：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(jī)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(qiáng)，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(wù)（Wang 和Di，2002）。公眾參與有利于加深地方政府關(guān)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(jìn)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(jìn)企業(yè)生態(tài)技術(shù)創(chuàng)新，節(jié)省政府的監(jiān)管成本（張同斌等，2017；游達(dá)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(dǎo)致公眾參與的積極性較弱。其次，公眾參與的機(jī)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(qiáng)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(dǎo)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(jī)制，提高公眾參與技能至關(guān)重要。

同樣地，政府實(shí)行環(huán)境規(guī)制管制企業(yè)的污染行為倒逼企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新也是屢見不鮮的話題。學(xué)術(shù)界對環(huán)境規(guī)制與綠色創(chuàng)新之間的關(guān)系一般持有三種觀點(diǎn)，一是基于“波特假說”的促進(jìn)論，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制將激勵企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新和管理創(chuàng)新（Porter 和Van der Linde，1995）；二是傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)認(rèn)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(shù)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(guān)系的不確定，不同的環(huán)境規(guī)制會對綠色技術(shù)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(shù)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(shù)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(shù)創(chuàng)新，推動綠色創(chuàng)新的關(guān)鍵在于環(huán)境規(guī)制工具的選擇（郭進(jìn)，2019；張國興等，2021）。

綜上所述，理論研究方面，大多文獻(xiàn)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(xiàn)關(guān)注到公眾參與對綠色技術(shù)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(jī)制。實(shí)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(shù)創(chuàng)新對象不同探究公眾參與對其影響的文獻(xiàn)不多，且大多忽略了公眾參與的空間溢出效應(yīng)，同時未細(xì)分區(qū)域深入研究，有待進(jìn)一步細(xì)化。本文可能的創(chuàng)新之處在于：①基于綠色技術(shù)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(yù)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(shù)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(yīng)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）公眾參與與綠色技術(shù)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(yīng)盡的義務(wù)，這就導(dǎo)致種種環(huán)境污染問題的產(chǎn)生。同時，環(huán)境污染具有負(fù)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(yán)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(jì)活動，讓其履行自己的義務(wù)，承擔(dān)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(fù)面作用的程度實(shí)施最優(yōu)的環(huán)境規(guī)制，只能利用現(xiàn)有的信息資源實(shí)現(xiàn)“次優(yōu)”的結(jié)果。同時，盡管我國環(huán)境監(jiān)測督察機(jī)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(shí)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(hù)環(huán)境的義務(wù)。公眾是環(huán)境保護(hù)利益的切身相關(guān)者，環(huán)境污染威脅到人們的生命健康，公眾會密切關(guān)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(dá)自己的利益訴求，對污染企業(yè)進(jìn)行道德譴責(zé)。再就是公眾更容易接受負(fù)面信息，企業(yè)一旦產(chǎn)生負(fù)面信息不僅會使公眾對企業(yè)聲譽(yù)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(yán)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(jìn)工藝或產(chǎn)品創(chuàng)新減少污染行為，迎合消費(fèi)者需求，樹立公眾形象，以規(guī)避輿論壓力帶來的負(fù)面效應(yīng)，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(zé)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(fèi)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(jìn)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(zé)、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(dǎo)作用，如圖1 所示?；诖?，本文提出假設(shè)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(shù)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(shù)創(chuàng)新，通過生產(chǎn)工藝、設(shè)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(bǔ)自身所要承擔(dān)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(bǔ)償效應(yīng)”彌補(bǔ)企業(yè)因“遵循成本”產(chǎn)生的負(fù)面影響（圖1）。另外，國家制定和實(shí)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(dǎo)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?，本文提出假設(shè)2：

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(shù)創(chuàng)新

作為第三方力量，公眾參與能夠補(bǔ)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(bǔ)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(xiàn)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(jìn)行規(guī)制，刺激企業(yè)進(jìn)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(dǎo)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(jìn)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）?；诖?，本文提出了公眾參與綠色技術(shù)創(chuàng)新間接路徑：

圖1 研究機(jī)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(jìn)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(shù)創(chuàng)新的基準(zhǔn)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(yīng)，構(gòu)建以下基準(zhǔn)模型：

其中：i代表地區(qū)；t代表年份；GTI代表綠色技術(shù)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(qiáng)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(yīng)；ηt代表不隨時間變化的時間效應(yīng)；μit代表隨機(jī)擾動項。

2.政府環(huán)境規(guī)制的中介效應(yīng)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(chǔ)上，借鑒溫忠麟和葉寶娟（2014）等的做法進(jìn)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(shù)創(chuàng)新（GTI）的總效應(yīng)，如果模型（1）回歸系數(shù)β1顯著，則進(jìn)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(yīng)檢驗通過，進(jìn)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(yīng)，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為，如果γ1不顯著，則屬于完全中介。第四步，進(jìn)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(shè)置如下，其中ξit代表隨機(jī)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(shù)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(qiáng)；綠色工藝創(chuàng)新（GTIS）專注于新技術(shù)的研發(fā)，主要是指采用更新的生產(chǎn)工藝和設(shè)備改造以減少污染的新技術(shù)開發(fā)，是投入創(chuàng)新和生產(chǎn)過程創(chuàng)新的反應(yīng)，參照畢克新等（2011）的設(shè)定，用技術(shù)改造經(jīng)費(fèi)投入與R&D經(jīng)費(fèi)內(nèi)部支出來衡量綠色工藝創(chuàng)新，該指標(biāo)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(biāo)。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(jī)的高速發(fā)展，人們傾向于通過網(wǎng)絡(luò)表達(dá)自己的訴求，但是網(wǎng)絡(luò)信息具有虛假填報，惡意投訴，重復(fù)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(shí)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(luò)平臺表達(dá)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(chǔ)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(biāo)可以反應(yīng)公眾參與的動態(tài)變化，該指標(biāo)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(guān)于環(huán)境規(guī)制的衡量，梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)可以分以下幾類：一是采用單一指標(biāo)，以排污費(fèi)，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(xué)者以人均收入作為環(huán)境規(guī)制的間接指標(biāo)；二是采用綜合指標(biāo)法，主流即是用SO2去除率，工業(yè)粉塵去除率等多項指標(biāo)采用熵值法或線性加權(quán)法構(gòu)建指數(shù)來反應(yīng)環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度。但是，單一指標(biāo)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(qiáng)度。綜合指標(biāo)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(qiáng)度，他認(rèn)為該指標(biāo)可以度量一系列環(huán)境法規(guī)和規(guī)章的真實(shí)效果，該指標(biāo)越大，其地區(qū)環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)，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(dāng)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(shí)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(jìn)出口總額占GDP 的比重表示；經(jīng)濟(jì)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?。ㄊ?，自治區(qū)）的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究（由于西藏、港澳臺地區(qū)部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失嚴(yán)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(biāo)進(jìn)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(jìn)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(shí)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(jìn)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(jìn)行檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)最大的VIF 為5.64，遠(yuǎn)小于10。因此不存在多重共線性問題。Hausman 檢驗表明應(yīng)選用固定效應(yīng)模型。表2 報告了基準(zhǔn)回歸與中介檢驗結(jié)果。

表2 基準(zhǔn)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(yīng)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(guān)，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(luò)、電話等形式進(jìn)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(shù)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(fèi)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(fèi)觀念雖有所加深，但覆蓋面較窄，對綠色產(chǎn)品的認(rèn)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(yùn)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(guān)，支持了本文的H2。說明政府的環(huán)境規(guī)制越強(qiáng)，越能夠激發(fā)企業(yè)綠色創(chuàng)新的積極性。強(qiáng)有力的環(huán)境規(guī)制會向企業(yè)發(fā)出環(huán)境保護(hù)的信號，企業(yè)為了彌補(bǔ)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(shù)改造經(jīng)費(fèi)來改造或研發(fā)自身的工藝設(shè)備，以期達(dá)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(fù)外部性，進(jìn)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(jì)發(fā)展水平對綠色工藝創(chuàng)新產(chǎn)生了負(fù)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(dǎo)致企業(yè)再加大經(jīng)費(fèi)投入工藝技術(shù)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(jìn)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(guān)。由于外商直接投資為我國企業(yè)帶來新的設(shè)備、技術(shù)、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(jìn)的產(chǎn)品會刺激國內(nèi)廠商，進(jìn)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(yīng)的檢驗結(jié)果。列（2）結(jié)果顯示，公眾參與可以顯著促進(jìn)企業(yè)進(jìn)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(jìn)綠色工藝創(chuàng)新。依據(jù)上文敘述的中介效應(yīng)檢驗機(jī)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(qiáng)的環(huán)境規(guī)制來間接達(dá)到促進(jìn)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(yīng)檢驗機(jī)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(dǎo)致新的消費(fèi)和投資熱點(diǎn)，較綠色工藝創(chuàng)新更難實(shí)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(qiáng)化的環(huán)境規(guī)制難以對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新形成較強(qiáng)的驅(qū)動作用。

（三）異質(zhì)性分析

我國地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(jì)發(fā)展水平下公眾參與對綠色技術(shù)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(shù)創(chuàng)新有著不同的影響，不同公眾參與度下“波特效應(yīng)”是否存在差異？解答這些問題可以進(jìn)一步研究和把握變量之間的作用關(guān)系。因此，文章首先按照經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異進(jìn)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(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)和經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)①較發(fā)達(dá)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(dá)地區(qū)。深入探討公眾參與對企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，其次本文將公眾參與強(qiáng)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(jìn)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(qiáng)度對企業(yè)綠色技術(shù)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(shù)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(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)高度重合，原因可能是經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)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(jì)欠發(fā)達(dá)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(jì)發(fā)展水平異質(zhì)性。受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響，公眾參與對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)出顯著的區(qū)域異質(zhì)性。經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)的地區(qū)，其公眾參與與綠色工藝創(chuàng)新呈顯著正相關(guān)，而經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)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(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)由于經(jīng)濟(jì)高強(qiáng)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(dá)地區(qū)，其公眾對企業(yè)的壓力程度較欠發(fā)達(dá)地區(qū)更大，更容易迫使企業(yè)進(jìn)行綠色工藝創(chuàng)新；經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)的公眾參與機(jī)制與渠道不夠健全，導(dǎo)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(yīng)”；無論經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)還是欠發(fā)達(dá)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(zhǔn)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?zé)o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(jìn)作用，但是相較于高公眾參與度的地區(qū)，其促進(jìn)程度要?。?.646＜0.752）。因此，公眾參與度越高的地區(qū)，其波特效應(yīng)就越強(qiáng)。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(yán)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(yán)苛的環(huán)境規(guī)制下也會減少單位產(chǎn)品能耗，加強(qiáng)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(guān)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(dǎo)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(shù)創(chuàng)新的同時，綠色技術(shù)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(qiáng)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(shù)創(chuàng)新之間可能具有雙向因果關(guān)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(guān)系。雖然文章采用了控制時間和省份的雙向固定效應(yīng)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(shù)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(dǎo)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(jìn)行估計。滯后期的公眾參與、環(huán)境規(guī)制是前定的，當(dāng)期綠色技術(shù)創(chuàng)新不與其存在反向因果關(guān)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(guān)性檢驗C-D WaldF統(tǒng)計量均顯著拒絕原假設(shè)，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(jìn)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(shí)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(jìn)行了1%分位數(shù)以下99%分位數(shù)以上縮尾處理，再次進(jìn)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(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，該指標(biāo)既可以反應(yīng)公眾參與的絕對量，同時也剔除由于企業(yè)規(guī)模導(dǎo)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(yīng)的進(jìn)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(jìn)行綠色工藝創(chuàng)新；另一方面依賴政府對企業(yè)進(jìn)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(jì)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(yīng)”，其他地區(qū)通過模仿該地區(qū)企業(yè)預(yù)先進(jìn)行綠色技術(shù)創(chuàng)新，以此來規(guī)避隱性約束帶來的負(fù)面影響。本文進(jìn)一步構(gòu)建空間計量模型進(jìn)行驗證。

（一）空間計量模型設(shè)定

本文重點(diǎn)關(guān)注公眾參與對綠色技術(shù)創(chuàng)新的空間溢出效應(yīng)，不僅考慮本地區(qū)公眾參與對綠色技術(shù)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(shù)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(yīng)，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(shè)。因此用SDM 模型對綠色工藝創(chuàng)新進(jìn)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(shè)。因此選用SDM模型對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新進(jìn)行回歸比較合適。綜上，本文選擇采用固定效應(yīng)空間杜賓模型對綠色工藝或產(chǎn)品創(chuàng)新進(jìn)行回歸。

空間杜賓模型設(shè)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(jī)擾動項。

由于公眾參與和綠色技術(shù)創(chuàng)新水平受經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的影響較大，而經(jīng)濟(jì)距離矩陣正好刻畫了兩個地區(qū)的經(jīng)濟(jì)差異大小。因此本文使用空間經(jīng)濟(jì)距離矩陣進(jìn)行回歸分析，矩陣具體設(shè)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(jì)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(guān)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(guān)系數(shù)ρ在10%的水平下顯著為負(fù)（-0.197），表明存在綠色產(chǎn)品創(chuàng)新負(fù)向溢出。根據(jù)經(jīng)濟(jì)距離矩陣定義表述，工藝創(chuàng)新溢出僅存在經(jīng)濟(jì)差距較小的區(qū)域。這可能是由于經(jīng)濟(jì)差距較小的區(qū)間具有相似的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和技術(shù)結(jié)構(gòu)，其地區(qū)間的技術(shù)工藝交流更加頻繁；綠色產(chǎn)品創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)差距較小的周邊地區(qū)產(chǎn)生負(fù)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(yīng)”，吸引經(jīng)濟(jì)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(jì)差異較小地區(qū)的產(chǎn)品創(chuàng)新。同樣經(jīng)濟(jì)相似區(qū)域通過引進(jìn)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(yīng)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(jì)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(jìn)一步表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

當(dāng)存在空間溢出效應(yīng)時某個影響因素的變化不僅會使本地綠色技術(shù)創(chuàng)新變化，同時也會對鄰近地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，并通過循環(huán)反饋?zhàn)饔靡鹨幌盗械淖兓{(diào)整。因此，本文利用Lesage 和Pace（2009）提出的方法將存在空間效應(yīng)的各因素對綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響分解為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)，直接效應(yīng)表示本地公眾參與對本地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，其包含了空間反饋效應(yīng)，即本地區(qū)公眾參與通過影響鄰近地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新，鄰近地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新反過來影響本地創(chuàng)新這一循環(huán)往復(fù)過程：間接效應(yīng)表示本地公眾參與對鄰近地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新的影響，總效應(yīng)在數(shù)值上等于直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和。空間分解結(jié)果見表7。

表7 各自變量的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)與總效應(yīng)

從直接效應(yīng)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(yīng)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(yīng)更大，說明固定效應(yīng)模型由于沒有考慮空間效應(yīng)而低估了公眾參與的直接效應(yīng)。公眾參與對綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的直接效應(yīng)不顯著，這與上文的研究一致。

從溢出效應(yīng)（間接效應(yīng)）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(jì)差距較小的其他區(qū)域產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)。由于經(jīng)濟(jì)差距較小的區(qū)域之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及技術(shù)結(jié)構(gòu)的相似，公眾的道德譴責(zé)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(yù)先通過綠色工藝創(chuàng)新減少輿論壓力帶來的負(fù)面效果。公眾參與對企業(yè)綠色產(chǎn)品創(chuàng)新的間接效應(yīng)為正但不顯著，說明公眾參與的提高對經(jīng)濟(jì)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(dá)公眾的綠色消費(fèi)觀念來引導(dǎo)企業(yè)通過終端技術(shù)創(chuàng)新來彌補(bǔ)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(jì)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(bǔ)環(huán)境污染成本。

六、結(jié)論與政策建議

綠色技術(shù)創(chuàng)新依然是實(shí)現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)雙贏的最強(qiáng)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(dú)特優(yōu)勢，分析了公眾參與影響綠色技術(shù)創(chuàng)新的理論基礎(chǔ)和實(shí)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(jìn)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(luò)電話形式的公眾參與主要對費(fèi)用較低的，通過技術(shù)更新和設(shè)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(shù)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(jìn)而間接影響企業(yè)綠色工藝創(chuàng)新；③經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)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(jì)欠發(fā)達(dá)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(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)還是欠發(fā)達(dá)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(jìn)效果越明顯，即“波特效應(yīng)”越強(qiáng)；⑤在經(jīng)濟(jì)距離矩陣下，綠色工藝創(chuàng)新具有顯著的正向空間相關(guān)性，綠色產(chǎn)品創(chuàng)新卻呈現(xiàn)出負(fù)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(jìn)作用，同時對周邊經(jīng)濟(jì)差距較小的地區(qū)也具有顯著的正向空間溢出效應(yīng)。

根據(jù)主要結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，加強(qiáng)企業(yè)信息披露，擴(kuò)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(shè)備改造與升級的綠色工藝創(chuàng)新。因此政府應(yīng)完善公眾參與機(jī)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(jī)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(yīng)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(luò)參與環(huán)境，制定網(wǎng)絡(luò)參與的相關(guān)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(yīng)根據(jù)公眾反應(yīng)做出及時的調(diào)整，設(shè)置最優(yōu)的環(huán)境政策；另一方面應(yīng)對企業(yè)秉公執(zhí)法，設(shè)置適合區(qū)域長遠(yuǎn)利益和可持續(xù)發(fā)展的官員考核機(jī)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(jì)差距。研究表明經(jīng)濟(jì)差異阻礙了公眾參與的有效性和正向溢出性。實(shí)行差異化的公眾參與政策，較發(fā)達(dá)地區(qū)進(jìn)一步下放公眾參與的權(quán)力，充分發(fā)揮其經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢，技術(shù)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(jì)欠發(fā)達(dá)地區(qū)政府應(yīng)加大政策支持，健全公眾參與機(jī)制，同時加大經(jīng)濟(jì)薄弱地區(qū)的固定資產(chǎn)投資和基礎(chǔ)設(shè)施投資，促進(jìn)其資本積累，縮小與經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)的差距。經(jīng)濟(jì)薄弱的地區(qū)應(yīng)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(jì)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(yīng)推動跨區(qū)域交流合作，推出公眾參與“標(biāo)桿城市”，充分發(fā)揮區(qū)域之間的聯(lián)動性和示范性，加強(qiáng)公眾參與政策間的相互溝通與協(xié)調(diào)，進(jìn)一步提高公眾參與的效力。