公眾參與大氣污染治理的意愿及促進(jìn)對策研究＊

■ 石洪景

福建江夏學(xué)院 經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院 福州 350108

0 引言

新鮮干凈的空氣是保障公眾身心健康和人類生存的必要條件[1]。然而，許多城市正面臨著PM2.5 超標(biāo)和經(jīng)常霧霾天氣的嚴(yán)峻形勢，加快開展大氣污染治理的呼聲越來越強。在大氣污染防治工作中，不僅需要發(fā)揮政府、相關(guān)企業(yè)的主導(dǎo)作用，而且需要調(diào)動廣大公眾共同參與。然而，在大氣污染治理工作中，公眾參與機制仍不完善，參與熱情不高，對大氣污染治理工作形成一定的阻礙[2]。而只有公眾真正參與到大氣污染防治工作中，共同行動，才有可能打贏大氣污染防治工作這場戰(zhàn)爭，進(jìn)而實現(xiàn)生態(tài)環(huán)境改善和人類社會可持續(xù)發(fā)展[3]。在此背景下，開展公眾參與大氣污染治理工作的意愿及促進(jìn)對策研究，不僅對于調(diào)動廣大公眾積極參與大氣污染治理工作具有現(xiàn)實意義，而且對于推動環(huán)境保護(hù)和生態(tài)文明建設(shè)具有一定的理論價值。

已有與大氣污染治理相關(guān)的文獻(xiàn)研究主要體現(xiàn)在對環(huán)境治理問題的探索，集中在以下3個方面：一是治理必要性層面的探索；如董亮等認(rèn)為環(huán)境治理不僅與公眾的身心健康息息相關(guān)，而且是保障全球經(jīng)濟社會可持續(xù)發(fā)展的重要因素[4]；林伯強等認(rèn)為環(huán)境治理會引起能源結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)變，對于改善地區(qū)空氣質(zhì)量具有積極的推動作用[5]；賀璇等認(rèn)為可通過制度完善與機制創(chuàng)新，進(jìn)而改善京津冀周邊的空氣質(zhì)量[6]。二是治理法規(guī)政策層面的探索；如任洪濤認(rèn)為環(huán)境治理是一種以保護(hù)自然資源、解決環(huán)境糾紛和控制環(huán)境污染的管理制度[7]；沈月娣認(rèn)為有必要跨區(qū)域建立環(huán)境治理機構(gòu)，從而破解環(huán)境治理的制度阻礙[8]；王紅梅認(rèn)為中國政府不僅需要完善環(huán)保法規(guī)體系、加大環(huán)保執(zhí)法投入，而且需要完善市場激勵型環(huán)境政策工具[9]；楊立華等認(rèn)為中國大氣污染治理制度仍存在制度結(jié)構(gòu)不完善、管制對象和執(zhí)行力不足、與外部機構(gòu)合作不夠、以及權(quán)力分配不合理等一些問題[10]。三是治理主體責(zé)任層面的探索；關(guān)于治理主體責(zé)任的界定仍存在一定的爭議與分歧，一些公眾傾向于將環(huán)境治理的責(zé)任歸咎于政府和相關(guān)企業(yè)[11-12]；如王浩認(rèn)為可通過重大環(huán)境決策終身責(zé)任追究，合理確定追究的范圍與對象、明確追責(zé)標(biāo)準(zhǔn)和追責(zé)時效、嚴(yán)格執(zhí)行法定程度等[13]；婁樹旺認(rèn)為需要從決策、執(zhí)行和監(jiān)督等方面重新構(gòu)建地方政府的環(huán)境治理責(zé)任運行體系[14]；由于環(huán)境治理問題的長期性與復(fù)雜性，近年來關(guān)于如何調(diào)動公眾參與環(huán)境治理的問題已逐漸引起研究人員的重視[15]；然而由于外部動力不足、內(nèi)部動力疲軟、以及環(huán)保法規(guī)制度不夠健全等因素，造成公眾參與環(huán)境治理的積極性并不高[16]。

綜上所述，已有研究對公眾參與性的關(guān)注不夠，特別是對公眾參與大氣污染治理的研究偏少。由于大氣污染治理工作復(fù)雜、涉及面廣，在政府持續(xù)推動大氣污染治理工作進(jìn)程中，廣大公眾參與大氣污染治理工作的現(xiàn)狀如何？哪些因素會制約公眾參與大氣污染治理的意愿？如何調(diào)動公眾的參與積極性？摸清這些問題，對于調(diào)動公眾參與大氣污染治理工作顯得尤為必要。福建省教育廳因此批準(zhǔn)了“基于公眾參與視角的大氣污染治理對策研究”課題，本文是該課題項目的部分研究成果。

1 理論分析與研究假設(shè)

大氣污染是指大氣中含有對人類、動植物等有害的物質(zhì)成分，并且這種物質(zhì)成分已對人類正常生活和生態(tài)環(huán)境系統(tǒng)產(chǎn)生一定的危害。大氣污染治理是指通過利用行政、經(jīng)濟和技術(shù)等手段，整合社會各類各層面資源，對大氣污染進(jìn)行分析、判斷并干預(yù)，進(jìn)而減少大氣中的有害物質(zhì)，使大氣回歸凈化。在大氣污染污染治理過程中，不僅需要發(fā)揮政府及企業(yè)的責(zé)任，也需要社會公眾共同參與，包括公眾參與監(jiān)督政府及企業(yè)履行環(huán)境保護(hù)責(zé)任情況。大氣污染治理中的公眾參與則是指廣大公眾可以通過相關(guān)的法律程序或路徑參與大氣污染治理的相關(guān)活動，包括參與相關(guān)政策法規(guī)制定、實際參與大氣污染治理過程、以及對大氣污染治理之后的監(jiān)督評價等方式。公眾參與情況通常與所在地區(qū)的大氣污染程度、公眾對空氣質(zhì)量重要性的認(rèn)知、大氣污染治理狀況以及個人特征等因素息息相關(guān)。因此，本研究從以下3個方面提出5個研究假設(shè)。

1.1 空氣質(zhì)量對公眾參與意愿的影響

空氣質(zhì)量對公眾生產(chǎn)生活及身心健康會產(chǎn)生相應(yīng)影響。一般而言，一個地區(qū)的空氣質(zhì)量越差，公眾對改善空氣質(zhì)量的訴求就會越高，進(jìn)而表現(xiàn)出更為積極的大氣污染治理參與度。而公眾參與大氣污染治理的介入程度和積極性卻存在差異，這與公眾自身對當(dāng)?shù)乜諝赓|(zhì)量的關(guān)注程度、對空氣質(zhì)量改善的迫切需求程度、以及對空氣污染現(xiàn)狀所能接受程度等方面存在相關(guān)。同時，如果公眾認(rèn)為大氣污染會對自己的身體健康或正常生活產(chǎn)生影響，那么其不僅對大氣污染的治理需求會明顯增強，而且會更為積極參與到大氣污染治理中。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：空氣質(zhì)量情況會對公眾大氣污染治理參與意愿產(chǎn)生反向影響，即公眾所在地區(qū)大氣污染越為嚴(yán)重，那么公眾參與大氣污染治理的意愿反而會越高。

假設(shè)2：公眾對大氣污染的影響感知會對其大氣污染治理參與意愿產(chǎn)生正向影響；即公眾認(rèn)為大氣污染對身體健康及生活影響越大，則其參與大氣污染治理的意愿就會越高。

假設(shè)3：空氣質(zhì)量認(rèn)知會對公眾大氣污染治理參與意愿產(chǎn)生顯著影響；其中，對空氣質(zhì)量越是關(guān)注、越具有改善需求的公眾，其參與大氣污染治理的意愿就會越高；而對空氣質(zhì)量滿意度越高的公眾，其參與大氣污染治理的意愿反而越低。

1.2 治理效果對公眾參與意愿的影響

大氣污染治理效果是指經(jīng)過一段時間采用各種措施持續(xù)改善空氣質(zhì)量后達(dá)到的實際成效。治理效果通常與治理效率相關(guān)，提高大氣污染治理效率，是改善空氣質(zhì)量、呈現(xiàn)治理效果的重要路徑。藍(lán)慶新等研究發(fā)現(xiàn)，中國中西部地區(qū)大氣污染治理效率會受到公眾認(rèn)同的正向影響，同時，公眾認(rèn)同對由于制度軟化導(dǎo)致治理效率下降具有一定的彌補作用。可知，公眾對治理效果的評價會極大影響其參與大氣污染治理的積極性。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)4：治理效果滿意度會對公眾大氣污染治理參與意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，即公眾對大氣污染治理效果越滿意，其參與治理意愿就會越高；反之，參與治理意愿就會越低。

1.3 個體特征對公眾參與意愿的影響

個體特征是指公眾的性別、年齡、學(xué)歷和經(jīng)濟收入等因素。個體特征的差異性是分析公眾參與環(huán)境治理行為的重要途徑。如崔蜜蜜等通過對農(nóng)民參與環(huán)境治理問題的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)民學(xué)歷與其農(nóng)作物秸稈資源化利用的意愿呈現(xiàn)明顯的正相關(guān)關(guān)系[17]。葛繼紅等通過采用條件價值評估法分析城市居民參與霧霾治理的支付意愿時，發(fā)現(xiàn)城市居民的支付意愿與居民的性別、文化程度、收入水平等因素明顯相關(guān)[18]。楊衛(wèi)兵等通過調(diào)查研究江蘇省農(nóng)村居民對水環(huán)境治理的支付意愿，結(jié)果表明農(nóng)戶的年齡、文化程度會顯著影響其對水環(huán)境治理的支付意愿[19]。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)5：個體特征會對公眾大氣污染治理參與意愿產(chǎn)生影響，但影響方向與力度因公眾個體特征的不同而呈現(xiàn)差異。

2 研究設(shè)計

2.1 變量設(shè)置

本研究在設(shè)置因變量為“治理參與意愿”的基礎(chǔ)上，將自變量設(shè)置為包括空氣質(zhì)量情況、影響感知、空氣質(zhì)量認(rèn)知、治理效果滿意度和個體特征等5 個因素在內(nèi)的11 個變量。其中，影響感知包含健康影響和生活影響等2個自變量；空氣質(zhì)量認(rèn)知包含空氣質(zhì)量滿意度、空氣質(zhì)量關(guān)注度和空氣質(zhì)量改善需求等3 個自變量；個體特征包含性別、年齡、學(xué)歷和月均收入等4個自變量。因變量及自變量的賦值及定義如表1所示。

表1 變量設(shè)置

2.2 計量模型

根據(jù)研究主題，本文將公眾的“治理參與意愿”作為因變量，并將這個因變量設(shè)置為二分類變量；而自變量中既有數(shù)值型變量，也有分類型變量；所構(gòu)建的模型符合二元Logistic 模型的回歸分析條件要求，故選擇二元Logistic 模型作為計量分析的模型。該模型的表達(dá)式如式（1）所示：

式（1）中，β0為二元Logistic 模型中的常數(shù)項；x1、xi、xk為二元Logistic 模型中的自變量，包括空氣質(zhì)量情況、影響感知、空氣質(zhì)量認(rèn)知、治理效果滿意度和個體特征等；β1、βi、βk為二元Logistic模型中自變量的回歸系數(shù)。

2.3 數(shù)據(jù)來源及樣本概況

分析數(shù)據(jù)來源于課題組開展的問卷調(diào)查，共收回368 份問卷。調(diào)查樣本中，男性公眾共有174 位，占比47.3%；女性公眾共有194 位，占比52.7%。18 歲及以下的公眾共有19 位，占比5.2%；19～30 歲之間的公眾共有173位，占比47.0%；31～45歲之間的公眾共有93位，占比25.3%；46～60歲之間的公眾共有62位，占比16.8%；61歲及以上的公眾共有21 位，占比5.7%。初中及以下學(xué)歷的公眾共有27 位，占比7.3%；高中或中專學(xué)歷的公眾共有57 位，占比15.5%；大學(xué)學(xué)歷的公眾共有231 位，占比62.8%；研究生學(xué)歷的公眾共有53 位，占比14.4%。1500元及以下的公眾共有93 位，占比25.3%；1501～3000 元之間的公眾共有56 位，占比15.2%；3001～5000 元之間的公眾共有96 位，占比26.1%；5001～8000 元之間的公眾共有77位，占比20.9%；8001元及以上的公眾共有46位，占比12.5%。總體而言，調(diào)查樣本各個指標(biāo)數(shù)據(jù)的分布較為合理，具有一定的代表性。

3 結(jié)果及分析

3.1 公眾參與大氣污染治理現(xiàn)狀分析

3.1.1 大氣污染治理的參與意愿及參與情況

調(diào)查結(jié)果顯示，共有280 位公眾愿意參與大氣污染治理，占比高達(dá)76.1%；而仍有88 位公眾在主觀上是不愿意參與大氣污染治理工作，占比23.9%；這一數(shù)據(jù)反映出公眾對大氣污染治理工作的參與熱情比較高，為調(diào)動廣大公眾參與大氣污染治理工作奠定良好的主觀基礎(chǔ)。而在大氣污染治理相關(guān)活動的實際參與情況方面，共有320 位公眾并沒有實際參加過任何與大氣污染治理相關(guān)的活動，占比高達(dá)87%；只有48 位公眾在以往有過參與大氣污染治理相關(guān)活動的經(jīng)歷，占比僅為13%；這一結(jié)果表明公眾實際參與大氣污染治理相關(guān)活動的現(xiàn)象并不普遍，與較高的大氣污染治理參與意愿之間存在較大的差距；兩者差距反映出需要創(chuàng)造積極的客觀條件與環(huán)境保障，努力促使較高的大氣污染治理意愿轉(zhuǎn)化為實際的大氣污染治理活動參與。

3.1.2 大氣污染治理的主體認(rèn)知和參與方式選擇

在承擔(dān)大氣污染治理主體責(zé)任的傾向方面，共有192 位公眾認(rèn)為應(yīng)由政府承擔(dān)大氣污染治理的主體責(zé)任，占比最高，達(dá)52.2%；其次，共有101 位公眾認(rèn)為應(yīng)由污染企業(yè)承擔(dān)大氣污染治理的主體責(zé)任，占比27.4%；有47 位公眾認(rèn)為應(yīng)由社會公眾承擔(dān)大氣污染治理的主體責(zé)任，占比12.8%；有19 位公眾認(rèn)為應(yīng)由社會公益組織承擔(dān)大氣污染治理的主體責(zé)任，占比5.2；而只有9 位公眾認(rèn)為可由其他組織機構(gòu)或個體承擔(dān)大氣污染治理的主體責(zé)任，占比2.4%；這一數(shù)據(jù)反映出對由政府和污染企業(yè)承擔(dān)大氣污染治理主體責(zé)任的傾向性仍廣泛存在；同時，調(diào)動社會公眾參與大氣污染治理工作也得到了一定的認(rèn)可。在公眾參與大氣污染治理方式的選擇方面，有129位公眾傾向通過參與宣傳教育活動來介入大氣污染治理工作，占比最高，達(dá)35.1%；有94 位公眾傾向通過參與監(jiān)督來介入大氣污染治理工作，占比25.5%；有39位公眾傾向通過參與立法來介入大氣污染治理工作，占比10.6%；有33 位公眾傾向通過參與行政決策來介入大氣污染治理工作，占比9.0%；而有73 位公眾傾向通過其他途徑來介入大氣污染治理工作，占比19.8%；這一結(jié)果反映出發(fā)動公眾共同參與大氣污染治理宣傳教育活動和監(jiān)督大氣污染治理工作的做法存在較高的接受度。

3.1.3 大氣污染治理的出資意愿

在大氣污染治理的出資額度方面，有165 位公眾愿意平均每月出資1～30元，占比最高，達(dá)44.8%；有51位公眾愿意平均每月出資31～60元，占比13.9%；有37位公眾愿意平均每月出資61～100 元，占比10.1%；有16 位公眾愿意平均每月出資101 元及以上，占比4.3%；而仍有99位公眾平均每月的出資意愿為0 元，占比26.9%；這一結(jié)果反映出廣大公眾最能接受的出資額度為1～30元，但仍有相當(dāng)部分公眾是不愿意出資的。在出資方式的選擇傾向方面，有162 位公眾選擇自愿繳納方式，占比44.0%；有109位公眾選擇稅收方式，占比29.6%；有75位公眾選擇強制征收專項經(jīng)費方式，占比20.4%；有22 位公眾選擇其他方式，占比6.0%；這一結(jié)果說明，在籌集大氣污染治理經(jīng)費時，需要充分考慮到公眾的自愿性原則。在出資的支付工具選擇方面，有244 位公眾傾向選擇支付寶、微信等在線支付工具，占比高達(dá)66.3%；有63位公眾傾向選擇現(xiàn)金這一支付工具，占比17.1%；有33位公眾傾向選擇銀行轉(zhuǎn)賬這一支付工具，占比9.0%；仍有28 位公眾傾向選擇其他類型支付工具，占比7.6%；這一數(shù)據(jù)結(jié)果表明，在線支付工具對于公眾來說具有很高的接受度。

3.1.4 大氣污染治理存在的問題

在調(diào)查大氣污染治理存在問題的認(rèn)知方面，有114位公眾認(rèn)為大氣污染治理工作存在最大的問題是公眾參與意識不強，占比31.0%；有75 位公眾認(rèn)為大氣污染治理存在最大的問題是法規(guī)不夠健全，占比20.4%；有70位公眾認(rèn)為大氣污染治理存在最大的問題是處罰力度不夠，占比19.0%；有53 位公眾認(rèn)為大氣污染治理存在最大的問題是資金投入不足，占比14.4%；有43 位公眾認(rèn)為大氣污染治理存在最大的問題是宣傳教育力度不夠，占比11.7%；有13 位公眾認(rèn)為大氣污染治理存在最大的問題是其他方面，占比3.5%；這一結(jié)果表明，調(diào)動公眾共同參與大氣污染治理工作，不僅是大氣污染治理的工作需要，也是廣大公眾的自我需求。

3.2 模型結(jié)果及分析

3.2.1 模型檢驗

在回歸分析之前，首先對所構(gòu)建的以“治理參與意愿”為因變量的二元Logistic 模型進(jìn)行檢驗。結(jié)果顯示，模型的Chi-square 數(shù)值為121.775，P-值為0，小于給定的顯著性水平0.05，表明所構(gòu)建的模型是合理的。同時，模型混淆矩陣總體正確率為85.1%；且模型的Hosmer-Lemeshow 檢驗概率P-值為0.335，大于給定的顯著性水平0.05；兩個檢驗指標(biāo)均反映出模型的擬合效果較好。

3.2.2 回歸結(jié)果與討論

運用PASW18 統(tǒng)計軟件，設(shè)置“治理參與意愿”為因變量，設(shè)置包括空氣質(zhì)量情況、影響感知、空氣質(zhì)量認(rèn)知、治理效果滿意度和個體特征等5 個因素在內(nèi)的11 個變量為自變量，采用強行進(jìn)入法篩選變量進(jìn)行Logistic回歸分析，得到如表2所示的回歸結(jié)果。

表2 Logistic回歸結(jié)果

（1）在顯著性水平為0.05 情況下，空氣質(zhì)量滿意度對公眾的治理參與意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，影響系數(shù)為0.914，表明公眾對所在地區(qū)的空氣質(zhì)量越是滿意，則其越愿意參與大氣污染治理的相關(guān)活動；一般而言，新鮮干凈的空氣是保障公眾身心健康的基礎(chǔ)，一個地區(qū)的空氣質(zhì)量越好，對公眾的身心健康就越有利，公眾為了維護(hù)這種良好的生存環(huán)境，其維護(hù)空氣質(zhì)量的主動性就會越高；若所在地區(qū)空氣變差，則越容易調(diào)動公眾共同參與大氣污染治理的積極性。

（2）在顯著性水平為0.05 情況下，空氣質(zhì)量關(guān)注度對公眾的治理參與意愿產(chǎn)生明顯的正向影響，影響系數(shù)為0.479，表明公眾對空氣質(zhì)量越是關(guān)注，則其參與大氣污染治理的意愿就越高；通常，對空氣質(zhì)量越是關(guān)注的公眾，表明其越在意自己所在地區(qū)的空氣質(zhì)量；一旦所在地區(qū)的空氣質(zhì)量有惡化的趨勢，那么其就會采取行動來抵制可能影響空氣質(zhì)量的行為；這一結(jié)果反映出培養(yǎng)公眾關(guān)注空氣質(zhì)量的習(xí)慣具有一定的積極意義。

（3）在顯著性水平為0.05 情況下，空氣質(zhì)量改善需求對公眾的治理參與意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，影響系數(shù)為1.707，表明越是希望改善所在地區(qū)空氣質(zhì)量的公眾，其參與大氣污染治理的意愿就越高，這一結(jié)果符合一般意義上的“動機—行為”論；通常說來，個體對特定事物的需求越強，其越容易付諸行動去實現(xiàn)這種需求；這一數(shù)據(jù)結(jié)果反映出在大氣污染治理過程中，首先要善于激發(fā)公眾對改善所在地區(qū)空氣質(zhì)量的自我需求，從而進(jìn)一步調(diào)動公眾參與大氣污染治理的積極性。

（4）在顯著性水平為0.05 情況下，性別對公眾的治理參與意愿產(chǎn)生明顯的正向影響，影響系數(shù)為0.756，表明女性公眾比男性公眾更愿意參與大氣污染治理的相關(guān)活動；這一結(jié)果與崔蜜蜜等[17]的研究發(fā)現(xiàn)存在差異；可能原因在于女性公眾對于空氣質(zhì)量更為在意、更為敏感，對環(huán)境保護(hù)的認(rèn)知度更高，進(jìn)而導(dǎo)致女性公眾參與大氣污染治理活動的積極性更高。

（5）在顯著性水平為0.05 情況下，年齡對公眾的治理參與意愿產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響，影響系數(shù)為-0.523，表明年齡越大的公眾，其參與大氣污染治理的意愿反而越低；可能原因在于年齡較大的公眾，容易習(xí)慣于多年來所在地區(qū)的空氣環(huán)境，對所在地區(qū)空氣質(zhì)量逐漸惡化的敏感性不如年齡較小公眾的敏感性高；因而，當(dāng)公眾所在地區(qū)的空氣質(zhì)量變差時，年齡較小的公眾反而更容易注意到這種變化，相比年齡較大公眾，更易于調(diào)動年齡較小公眾參與大氣污染治理的積極性。

（6）在顯著性水平為0.05 情況下，學(xué)歷對公眾的治理參與意愿產(chǎn)生顯著的正向影響，影響系數(shù)為0.732，表明學(xué)歷層次越高的公眾，其參與大氣污染治理的意愿就會越高；這一結(jié)果與崔蜜蜜等[17]的研究發(fā)現(xiàn)相一致；一般說來，學(xué)歷越高，公眾對環(huán)境保護(hù)的認(rèn)知水平就會越高，獲取大氣污染等環(huán)境信息就越容易；同時，學(xué)歷越高的公眾，其眼界更為開闊，對新事物的接受能力更強；這些因素會共同導(dǎo)致學(xué)歷越高的公眾，其越容易參與大氣污染治理的相關(guān)活動。

4 結(jié)論與對策

4.1 研究結(jié)論

通過構(gòu)建分析框架，開展問卷調(diào)查收集數(shù)據(jù)，在客觀描述公眾參與大氣污染治理現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，運用二元Logistic 模型實證分析公眾參與大氣污染治理的意愿情況，研究結(jié)論如下：

（1）公眾對大氣污染治理工作的參與意愿比較高，但公眾實際參與大氣污染治理相關(guān)活動的現(xiàn)象并不普遍，與較高的大氣污染治理參與意愿之間存在較大的差距。

（2）公眾對由政府和污染企業(yè)承擔(dān)大氣污染治理主體責(zé)任的看法仍廣泛存在，但許多公眾也意識到自身參與大氣污染治理工作具有必要性；同時，許多公眾傾向于通過宣傳教育活動和監(jiān)督活動兩種方式參與到大氣污染治理工作中。

（3）多數(shù)公眾愿意為大氣污染治理工作平均每月出資1～30 元，但仍有部分公眾不愿意出資；在籌集大氣污染治理經(jīng)費時，應(yīng)優(yōu)先考慮在線支付工具，并需要充分考慮到公眾的自愿性原則。

（4）公眾普遍認(rèn)為大氣污染治理工作仍存在許多問題，如公眾參與意識不強、法規(guī)不夠健全、處罰力度不夠、資金投入不足、宣傳教育力度不夠等。

（5）公眾參與大氣污染治理的意愿受到空氣質(zhì)量滿意度、空氣質(zhì)量關(guān)注度、空氣質(zhì)量改善需求、性別和學(xué)歷等5個變量的正向影響，卻受到年齡變量的反向影響；即公眾對所在地區(qū)的空氣質(zhì)量越滿意、越關(guān)注、越有改善需求，則其越愿意參與大氣污染治理的相關(guān)活動；同時，女性公眾比男性公眾更愿意參與大氣污染治理的相關(guān)活動；并且學(xué)歷越高的公眾，其參與大氣污染治理的意愿就會越高；相反，年齡越大的公眾，其參與大氣污染治理的意愿反而越低。

4.2 對策建議

（1）創(chuàng)造條件、營造環(huán)境，為公眾參與大氣污染治理工作提供保障。調(diào)查結(jié)果顯示，公眾參與大氣污染治理的意愿較高，許多公眾也認(rèn)識到自身參與大氣污染治理工作的必要性和重要性；然而，實際參與大氣污染治理的公眾比例卻偏低；因此，需要為公眾將較高的治理參與意愿轉(zhuǎn)化為參與活動創(chuàng)造相應(yīng)的條件支持，如向公眾提供參與大氣污染治理的具體路徑，包括大氣污染治理宣傳教育活動、大氣污染治理監(jiān)督活動等，亦可邀請公眾參與到大氣污染治理的相關(guān)行政決策中，聽取公眾對大氣污染治理工作的立法意見。另外，要調(diào)動公眾積極參與大氣污染治理工作，還需要為公眾參與大氣污染治理工作營造良好的社會氛圍。同時，可對公眾的大氣污染治理出資意愿進(jìn)行適時加以引導(dǎo)，充分發(fā)揮在線支付工具在籌集治理資金方面的優(yōu)勢，切實提高大氣污染治理的成效，從而提高公眾參與大氣污染治理的積極性。

（2）強化公眾對空氣質(zhì)量的關(guān)注度，激發(fā)公眾對改善空氣質(zhì)量的自我需求。調(diào)查結(jié)果表明，當(dāng)公眾越是關(guān)注所在地區(qū)的空氣質(zhì)量，對空氣質(zhì)量改善需求越強，其越容易參與到大氣污染治理工作中。因此，可通過定期、定路徑向廣大公眾公開所在地區(qū)的空氣質(zhì)量情況，與公眾開展多樣化的空氣質(zhì)量交流活動，提高公眾對所在地區(qū)空氣質(zhì)量的感知度和關(guān)注度。同時，可經(jīng)常與公眾開展空氣質(zhì)量改善交流會，探索空氣質(zhì)量改善措施，發(fā)揮公眾在空氣質(zhì)量改善方面的集體智慧，進(jìn)一步激發(fā)公眾對改善空氣質(zhì)量的內(nèi)在驅(qū)動力，從而調(diào)動廣大公眾更加積極投入到大氣污染治理工作中。

（3）正確區(qū)分個體特征差異對公眾參與大氣污染治理意愿的影響，并加以引導(dǎo)。在女性公眾參與大氣污染治理意愿較高的背景下，需要側(cè)重提高男性公眾的大氣污染治理意愿；同時，還需要對學(xué)歷層次較低以及年齡較大兩部分公眾群體進(jìn)行特別引導(dǎo)和關(guān)注；可與這些公眾開展局部范圍的大氣污染治理座談交流會、活動互動會等，并借助相關(guān)媒體機構(gòu)加以宣傳推廣，做到以點帶面加強輻射，不斷提高這些公眾的大氣污染治理參與意愿。

（4）構(gòu)建多渠道、多層面的大氣污染治理信息交流模式。鑒于公眾對大氣污染治理工作的認(rèn)知仍然存在一定的局限性，有必要通過建立多樣化的信息交流與反饋渠道，避免公眾由于信息獲取的不全面、不及時、不準(zhǔn)確等因素而導(dǎo)致對大氣污染治理工作的認(rèn)知產(chǎn)生誤差。因此，需要優(yōu)化大氣污染治理工作長期依賴的傳統(tǒng)信息傳播路徑，善于運用各類新型媒體平臺，適時向公眾公開大氣污染治理工作的重點內(nèi)容、工作進(jìn)程等信息，及時向公眾解釋大氣污染治理過程中存在的問題，增強公眾對大氣污染治理效果的認(rèn)知，進(jìn)而調(diào)動公眾參與大氣污染治理工作的積極性。

（5）健全公眾參與大氣污染治理工作機制。高效的工作機制是保障公眾參與大氣污染治理工作的必然要求。在現(xiàn)階段推動大氣污染治理進(jìn)程中，不僅需要發(fā)揮由政府主導(dǎo)構(gòu)建的公眾參與機制優(yōu)勢，如引導(dǎo)公眾參與相關(guān)行政決策咨詢、立法咨詢、大氣污染治理教育宣傳活動等，還需要探索構(gòu)建以公眾自身經(jīng)濟利益獲得為導(dǎo)向的新型公眾參與機制，適時運用市場化運行模式，引入市場競爭機制和交易機制，突出公眾在大氣污染治理工作中的責(zé)任主體和利益主體雙重地位，改變公眾長期以來較為被動的參與方式，從而使公眾參與大氣污染治理工作具有內(nèi)在可持續(xù)性。