空氣質(zhì)量與居民幸福感CGSS(2015)微觀調(diào)查的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)
——基于

朱 歡

(南開大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院,天津 300071)

1 引言

自改革開放以來,我國經(jīng)濟(jì)得到了快速發(fā)展,人均GDP從1978年的385元增加到了2017年的53935元,GDP年均增速高達(dá)8%,從改革開放初期人均收入僅相當(dāng)于低收入國家人均GDP的62%的窮國進(jìn)入中等偏上收入的國家行列。經(jīng)過40年的高速發(fā)展,我國已成為全球最大的制造業(yè)國家、最大商品出口國、第二大商品進(jìn)口國和全球經(jīng)濟(jì)增長貢獻(xiàn)最大的國家[1]。居民的物質(zhì)生活水平雖然得到了極大的改善,但是我國居民的幸福感并沒有得到顯著提升,一定程度上產(chǎn)生了“幸福悖論”[2]。同時(shí),環(huán)境污染問題日益凸顯。根據(jù)中國生態(tài)環(huán)境狀況公報(bào)顯示，2017年全國338個(gè)地級及以上城市中有239個(gè)城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標(biāo),占比高達(dá)70.7%,其中,PM2.5、PM10、SO2和NO2的年均濃度分別為43μg/m3、75μg/m3、18μg/m3和31μg/m3,可見我國面臨著嚴(yán)峻的生態(tài)環(huán)境挑戰(zhàn)。

從國家政策層面來看,我國堅(jiān)持生態(tài)惠民、生態(tài)利民、生態(tài)為民,重點(diǎn)解決損害群眾健康的突出環(huán)境問題,不斷滿足人民日益增長的優(yōu)美生態(tài)環(huán)境需要。那么,空氣污染是否降低了居民幸福感,該效應(yīng)是否存在群體差異性？我國的空氣質(zhì)量問題能否解釋“幸福悖論”？改善生態(tài)環(huán)境的政策措施是否有助于提升國民幸福？回答這些問題不但有助于豐富我們對居民幸福感影響因素的認(rèn)識(shí),而且對當(dāng)前生態(tài)文明建設(shè)和切實(shí)改善民生福祉具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

2 文獻(xiàn)綜述

2.1 空氣污染

關(guān)于環(huán)境質(zhì)量、空氣污染的研究,學(xué)者們從不同角度對環(huán)境污染的影響因素和環(huán)境污染的后果進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟(jì)增長、城市化、FDI、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、城市人口增長、發(fā)電和冬季供暖等都是影響環(huán)境污染比較重要的因素[3]。大量的醫(yī)學(xué)文獻(xiàn)和環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)也證實(shí)了人們長期暴露于重污染環(huán)境中會(huì)加劇呼吸道疾病和心血管疾病的發(fā)病率,甚至提高早亡率[4]。此外,環(huán)境污染也給我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了巨大的經(jīng)濟(jì)損失。根據(jù)亞洲開發(fā)銀行與清華大學(xué)發(fā)布的《中華人民共和國國家環(huán)境分析》報(bào)告,基于疾病成本估算的我國空氣污染每年造成的經(jīng)濟(jì)損失相當(dāng)于GDP的1.2%?？諝馕廴咀鳛榄h(huán)境污染問題的一個(gè)重要方面,較少有學(xué)術(shù)文獻(xiàn)從居民幸福感的角度研究空氣污染對人們的福利損失。

2.2 居民幸福感

美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Easterlin研究發(fā)現(xiàn),居民收入水平的提升并不一定伴隨著幸福感的提升,這一現(xiàn)象被稱為“Easterlin悖論”或“幸福悖論”[5],并誕生了幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)這一新的學(xué)科。早期的研究主要集中于探討經(jīng)濟(jì)增長、絕對收入、相對收入和收入差距等經(jīng)濟(jì)因素對居民幸福感的影響;隨后,結(jié)合社會(huì)學(xué)的研究基礎(chǔ),學(xué)者們考察了人口特征因素,如年齡、性別、婚姻、健康狀況、教育水平和社會(huì)心理等個(gè)體因素與居民幸福感之間的關(guān)系[6]。隨著研究的不斷擴(kuò)展與深入,使社會(huì)資本、代際關(guān)系、地區(qū)政府質(zhì)量、民主和生活環(huán)境等非經(jīng)濟(jì)因素成為研究的重點(diǎn)考察對象,這些以往被忽略的變量對居民幸福感也會(huì)產(chǎn)生重要的作用。同時(shí),“幸福感數(shù)據(jù)”廣泛應(yīng)用于分析微觀經(jīng)濟(jì)現(xiàn)象和對非市場商品的價(jià)值評估中,并取得了豐碩的研究成果[7]。

2.3 空氣污染與居民幸福感

近年來,由于幸福經(jīng)濟(jì)學(xué)的興起與研究，拓寬了環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究視野與范圍。國內(nèi)外學(xué)者開始積極探索環(huán)境質(zhì)量對居民幸福感、生活滿意度的影響。從現(xiàn)有文獻(xiàn)數(shù)量可進(jìn)一步證明學(xué)者們對環(huán)境質(zhì)量與居民幸福感的關(guān)注與研究。根據(jù)對“Web of Science”數(shù)據(jù)庫檢索發(fā)現(xiàn),以“Pollution、Happiness、Life Satisfaction”為共同主題的文獻(xiàn)近十年來有150余篇。相應(yīng)的檢索條件是:文獻(xiàn)類型為Article,學(xué)科類別為Economics。其中,Welsch較早地基于54個(gè)國家的跨國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，一國污染越嚴(yán)重,國民幸福感就越低[8]。隨后,部分學(xué)者開始以德國[9]、英國[10]和西班牙[11]等發(fā)達(dá)國家為研究對象,考察了空氣質(zhì)量與居民幸福感的影響,大體認(rèn)為環(huán)境質(zhì)量下降會(huì)降低居民的幸福感。但這些研究多基于國家整體的環(huán)境質(zhì)量狀況與國民幸福感的均值,未能考慮地區(qū)差異和群體差異,可能會(huì)造成估計(jì)結(jié)果存在偏誤。隨著微觀調(diào)查的完善、相關(guān)理論的深化和研究數(shù)據(jù)的可得,于是Luechinger、Levinson、Christopher分別將德國、美國和加拿大連續(xù)數(shù)年的幸福感或生活滿意度的追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)與地區(qū)SO2和PM10數(shù)據(jù)相互匹配，得到一個(gè)面板數(shù)據(jù),并運(yùn)用工具變量和高分辨率的地理固定效應(yīng)來克服內(nèi)生性問題,最終得到“較高的空氣污染會(huì)顯著降低居民幸福感和生活滿意度”的一致結(jié)論[12-14]。

國外學(xué)者Smyth首次對我國30個(gè)城市的調(diào)查發(fā)現(xiàn),居住在大氣污染嚴(yán)重、環(huán)境事故頻發(fā)的城市居民具有較低的幸福感[15]。以此為基礎(chǔ),國內(nèi)學(xué)者也開始在該領(lǐng)域展開研究:黃永明等采用CGSS 2003年和2006年的數(shù)據(jù),以工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)二氧化硫排放量為環(huán)境污染的表征,研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染顯著降低了居民的主觀幸福感,尤其是對東部地區(qū)的居民[16];陳永偉等基于CFPS(2010年)與城市空氣污染數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),城市PM10、SO2、NO2的濃度越高,居民的幸福感就越低,并通過幸福感的評價(jià)方法估算得出空氣質(zhì)量改善能給居民帶來等價(jià)的經(jīng)濟(jì)收益[17];楊繼東等通過匹配城市NO2濃度數(shù)據(jù)和CGSS(2010年)個(gè)人幸福感的微觀調(diào)查數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)隨著城市空氣污染程度的提高,居民個(gè)人幸福感顯著下降,且空氣污染對低收入群體、男性和農(nóng)村居民的影響更大,并根據(jù)幸福感估計(jì)方程得出研究期內(nèi)居民每年愿意為NO2濃度下降1μg/m3的支付意愿為1144元[18];Zhang通過匹配空氣污染指數(shù)(API)與居民幸福感、抑郁指數(shù)和生活滿意度數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)空氣污染增加了居民的抑郁風(fēng)險(xiǎn),但對長期生活滿意度沒有顯著影響[19];李順毅認(rèn)為綠色發(fā)展有利于增強(qiáng)居民的幸福感,并可通過增長效應(yīng)和綠色效應(yīng)發(fā)揮作用[20]。從國內(nèi)外的相關(guān)研究可見,環(huán)境污染、空氣質(zhì)量下降會(huì)對居民幸福感產(chǎn)生不利影響,而優(yōu)美的生態(tài)環(huán)境會(huì)對居民的幸福感產(chǎn)生正向的提升作用。

相較于以往研究,本文的創(chuàng)新點(diǎn)是:①嘗試回答空氣質(zhì)量對居民幸福感的總體影響是什么、空氣質(zhì)量對居民幸福感的影響是否存在群體差異性？②以往研究在表征環(huán)境或空氣質(zhì)量時(shí)常常采用工業(yè)“三廢”的排放量、SO2濃度、NO2濃度和PM10濃度等指標(biāo),這些指標(biāo)具有單一性,僅反映了環(huán)境質(zhì)量的某一個(gè)方面,本文采用空氣質(zhì)量指數(shù)(AQI)來表示地區(qū)的空氣質(zhì)量。該指標(biāo)是基于SO2、NO2、PM10、CO、O3和PM2.5六種污染物的定量描述空氣質(zhì)量狀況的無量綱指數(shù),具有較強(qiáng)的綜合性和代表性。同時(shí),幸福感數(shù)據(jù)采用我國綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)2015年,這是最新公布的數(shù)據(jù)保證了研究的時(shí)效性。本文進(jìn)一步將AQI數(shù)據(jù)與CGSS數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配,得到一個(gè)包括微觀層面和宏觀層面的大樣本橫截面數(shù)據(jù),采用有序Probit模型、有序Logit模型和斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)來進(jìn)行實(shí)證分析。③本文從居民幸福感的角度回答了改善空氣質(zhì)量的重要性,環(huán)境規(guī)制在一定程度上能減少空氣污染對居民幸福感的負(fù)向影響。這有助于加深對空氣質(zhì)量的理解,為政府出臺(tái)環(huán)境規(guī)制等政策措施提供微觀基礎(chǔ)。

3 模型設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

3.1 模型設(shè)計(jì)

本文的重點(diǎn)是考察空氣質(zhì)量對居民幸福感的影響。本文采用CGSS(2015)數(shù)據(jù)庫中提供的“總體上您覺得您的生活是否幸?！边@個(gè)指標(biāo)來表示居民幸福感,取值為1—5。其中，1表示“非常不幸?！?5表示“非常幸?！?。在估計(jì)方法中,由于被解釋變量幸福感為1—5的有序離散變量,因此不適用傳統(tǒng)的OLS估計(jì)方法,應(yīng)采用有序Probit或有序Logit模型進(jìn)行估計(jì)。因此,本文設(shè)定以下計(jì)量模型:

Happinessij=F(αAQIj+γWij+δZj+εij)

(1)

式中,i和j分別表示居民個(gè)體和居民所在的省份;Happiness為居民幸福感;AQI為地區(qū)空氣質(zhì)量指數(shù),本文采用AQI年度均值,通過匹配宏觀數(shù)據(jù)與微觀數(shù)據(jù)在一定程度上可較好地緩解互為因果關(guān)系造成的內(nèi)生性問題;W為居民個(gè)體特征的向量組,具體包括絕對收入、相對收入、性別、年齡、婚姻、政治面貌、健康、房產(chǎn)、公平感、信任感、情緒、受教育年限、與同齡人比較和自我比較;Z為影響居民幸福感的區(qū)域特征向量組,包括省份人均GDP、城鎮(zhèn)人口比重、失業(yè)率、年平均氣溫、相對濕度、降水量和日照時(shí)長;εij為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng),具體變量的度量方法和描述性統(tǒng)計(jì)見表1；F(·)為非線性函數(shù),具體形式為:

(2)

(3)

r0

表1 主要變量的度量方法和描述性統(tǒng)計(jì)

(續(xù)表1)

1—5,,2.6607 0.7140 1 5 =1,=0,0.4768001(-)+150.379616.57181894=1,=0,0.79020.407101=1,=0,0.10720.309501A15“、、、、”1—5,3.62381.066615A65“”1.11040.6622030A35“、、、、”1—53.21420.997415A33“、、、、”1—53.49330.949715 A17“、、、、”1—53.8477 0.9136 1 5 A7aA7b7.78904.4817018B1“、”1,“”00.66920.470501B2“、”1,“”00.90020.299701=1,=0,0.58050.493401GDPGDP4.71360.17124.41775.0333(%)58.797312.243142.0187.63.27360.68621.44.5:15.01554.29765.622.3%64.500618.69926.4842.96290.27392.28103.39303.24860.12422.97413.4536

注：描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果均來自對原樣本進(jìn)行數(shù)據(jù)處理后的樣本,處理后的樣本量為9320個(gè)。

3.2 數(shù)據(jù)來源

本文的居民幸福感和個(gè)體特征變量的數(shù)據(jù)均來源于中國綜合社會(huì)調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS)。該項(xiàng)調(diào)查始于2003年,是由中國人民大學(xué)聯(lián)合各地的學(xué)術(shù)機(jī)構(gòu)共同執(zhí)行的全國性、綜合性、連續(xù)性學(xué)術(shù)調(diào)查項(xiàng)目。CGSS系統(tǒng)全面地收集了社會(huì)、社區(qū)、家庭、個(gè)人多個(gè)層次的數(shù)據(jù),總結(jié)了社會(huì)變遷的趨勢,并在學(xué)術(shù)研究中得到了廣泛的應(yīng)用。如孫計(jì)領(lǐng)基于CGSS 2010年調(diào)查數(shù)據(jù),研究了收入不平等、分配公平感與幸福的關(guān)系[21];陸方文利用CGSS 2006年數(shù)據(jù)論證子女性別對父母幸福感的影響[22];巫強(qiáng)等基于CGSS 2003年、2005年、2006年、2008年和2010年的混合面板數(shù)據(jù)研究了絕對收入、相對收入和“伊斯特林悖論”[23]。本文采用最新的CGSS 2015年的橫截面數(shù)據(jù)分析空氣質(zhì)量對居民幸福感的影響?？諝赓|(zhì)量AQI來源于中國生態(tài)環(huán)境保護(hù)部公布的城市空氣質(zhì)量;地區(qū)人均GDP、城鎮(zhèn)人口比率、失業(yè)率、地區(qū)年平均氣溫、相對濕度、降雨量和日照數(shù)據(jù)來源于2016年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》。

從表1可見,居民幸福感的均值為3.8826,表明居民幸福感總體上處于“說不上幸福不幸福”和“比較幸?！敝g?？諝赓|(zhì)量指數(shù)AQI的全國均值為96.6146,全國城市空氣質(zhì)量指數(shù)為54.789—134.7014。根據(jù)城市空氣質(zhì)量等級的劃分標(biāo)準(zhǔn),當(dāng)AQI為51—100時(shí),空氣質(zhì)量指數(shù)為二級。由于我國地域遼闊,地區(qū)之間存在巨大的差異性,結(jié)合樣本來看,54.789

本文對數(shù)據(jù)按照以下原則進(jìn)行處理:①刪除所有變量中回答結(jié)果為拒絕回答、不知道、不適用的樣本;②根據(jù)“采訪地區(qū)”顯示了個(gè)體所在省份,共28個(gè)城市與省份,不包含海南、西藏和新疆;③由于CGSS 2015年對個(gè)人所在地區(qū)僅披露到省級層面,對地級和縣以下以順序碼表示,所以本文用個(gè)人所在省份的省會(huì)城市空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)來表示地區(qū)空氣質(zhì)量。經(jīng)過處理,本文獲得了2015年28個(gè)省份的9320個(gè)樣本。進(jìn)一步對數(shù)據(jù)處理后發(fā)現(xiàn),居民幸福感的分布并沒有發(fā)生顯著的變化(表2),仍較好地反映了居民幸福感的分布特征,超過1/2的居民認(rèn)為自己的生活處于“比較幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡臓顟B(tài)。

表2 居民幸福感分布狀況

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 回歸結(jié)果

首先,本文考察了我國空氣質(zhì)量對居民幸福感的影響，并采用有序Probit模型逐步進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。表3中模型1未控制影響居民幸福感的區(qū)域變量,空氣質(zhì)量指數(shù)在10%的顯著性水平上為負(fù),表明地區(qū)空氣污染降低了居民的幸福感;模型2加入了區(qū)域變量,進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)空氣質(zhì)量指數(shù)仍為負(fù),且提高了顯著性水平為1%,說明在控制其他變量的條件下,地區(qū)空氣污染顯著降低了居民幸福感;模型3和模型4為穩(wěn)健性檢驗(yàn),其中模型3采用了有序Logit模型,同樣顯示空氣質(zhì)量指數(shù)在1%的顯著性水平上為負(fù);模型4采用了空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)率作為城市空氣質(zhì)量的替代指標(biāo),具體的度量方法為省會(huì)城市全年AQI<100(即優(yōu)良天氣)的天數(shù)占比,空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)率越高表明地區(qū)空氣質(zhì)量越好,估計(jì)結(jié)果顯示空氣質(zhì)量達(dá)標(biāo)率顯著為正,表示良好的空氣質(zhì)量有助于提升居民的幸福感。

表3 全樣本回歸結(jié)果

(續(xù)表3)

12:3:Logit4: 0.0158 (0.0298) 0.0404 (0.0583) 0.0402 (0.0323)-0.143 (0.0961)-0.294 (0.181)-0.227?? (0.0905) NO YES YES YES YES YES YES YESN 9320 9320 9320 9320Log likelihood-8993.9284-8993.9284-8970.6149-8993.9284Pseudo R2 0.1268 0.1268 0.1291 0.1268

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%的水平上顯著;括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤;除模型3采用有序Logit估計(jì)方法外,其余均采用有序Probit估計(jì)方法，下表同。

對各控制變量而言,根據(jù)表3模型2的估計(jì)結(jié)果,從居民個(gè)體特征來看,絕對收入的系數(shù)為正,但在統(tǒng)計(jì)上不顯著,這與官皓[24]、張學(xué)志等[25]的結(jié)論相一致。相對收入的估計(jì)系數(shù)通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn),表明個(gè)人經(jīng)濟(jì)地位的相對提高有利于提升居民幸福感。從性別差異來看,男性的幸福感水平低于女性,可能的原因是男性面臨著激烈的競爭和社會(huì)生存壓力。由年齡的一次項(xiàng)和二次項(xiàng)系數(shù)可見,年齡與幸福感存在“U”型關(guān)系,并且拐點(diǎn)位置大概為43周歲。結(jié)合樣本來看,樣本中年齡均值為50,已跨過了“U”型曲線的拐點(diǎn);同樣,已婚、黨員、身體健康都與居民幸福感呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。擁有房產(chǎn)越多的人越傾向于更加幸福。在心理因素方面,公平感、信任感和良好的情緒均有助于提升幸福感。當(dāng)自己相較于同齡人的經(jīng)濟(jì)地位和與自己過去三年的經(jīng)濟(jì)地位相比上升了,那么居民的幸福感也會(huì)相應(yīng)得到提升。但在個(gè)體特征中,教育年限和城鄉(xiāng)分類的系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)。從區(qū)域變量來看,地區(qū)人均GDP與居民幸福感呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系,城鎮(zhèn)人口比和失業(yè)率系數(shù)不顯著。

4.2 空氣質(zhì)量對居民幸福感的邊際效應(yīng)

由于有序Probit模型的參數(shù)含義只能從顯著性和參數(shù)符號(hào)方面進(jìn)行解讀,并不能賦予其經(jīng)濟(jì)含義。因此,本文通過進(jìn)一步計(jì)算得出各個(gè)解釋變量對居民幸福感的邊際效應(yīng)。參照連玉君[26]的做法,計(jì)算了當(dāng)所有解釋變量在均值處時(shí),解釋變量的單位變化如何影響被解釋變量，取各個(gè)值的概率,即:

(4)

式(4)邊際效應(yīng)的含義是:當(dāng)解釋變量變動(dòng)1個(gè)單位時(shí),被解釋變量取各個(gè)值的概率如何變化。從表4可見,當(dāng)所有解釋變量處于均值時(shí),空氣質(zhì)量指數(shù)每增加1單位,居民的幸福感“非常不幸福”的概率將增加0.023%，“比較不幸?！钡母怕试黾?.086%，“說不上幸福不幸?！钡母怕试黾?.136%，“比較幸福”的概率下降0.018%，“非常幸?！钡母怕氏陆?.227%。因此,空氣質(zhì)量指數(shù)越高,居民幸福感越低。從表4還可見,相對收入對居民幸福感具體積極的促進(jìn)作用,個(gè)人收入在當(dāng)?shù)嘏琶礁叩木用窀有腋?男性較女性而言具有較低的幸福感;健康狀況良好的居民也傾向于較高的幸福感。各個(gè)變量的邊際效應(yīng)進(jìn)一步驗(yàn)證了上述研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 部分解釋變量的邊際效應(yīng)

注：在表3模型2的基礎(chǔ)上采用STATA14的Margins命令得到邊際效應(yīng)。

4.3 空氣質(zhì)量與居民幸福感的異質(zhì)性影響

本文討論了空氣質(zhì)量對居民幸福感的影響,該影響可能會(huì)因居民個(gè)體所處社會(huì)群體的不同而異,即空氣質(zhì)量在不同群體間存在差異?？紤]到空氣質(zhì)量的異質(zhì)性問題,本文按照樣本類型、收入組別和性別進(jìn)行分樣本回歸,結(jié)果見表5。

表5 分樣本回歸

注：相應(yīng)的控制變量與表3模型2相同。

其中,收入組別按照家庭人均收入中位數(shù)為界,低于中位數(shù)的劃分為低收入組,高于中位數(shù)的劃分為高收入組。此外，除了農(nóng)村樣外,本研究主要解釋變量(空氣質(zhì)量)的影響方向與顯著性基本上保持不變。通過將樣本按照不同的標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分類后的異質(zhì)性檢驗(yàn)，再次驗(yàn)證了空氣污染會(huì)降低居民幸福感,說明估計(jì)結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。從橫向?qū)Ρ葋砜?空氣污染對城市居民、高收入居民和男性的負(fù)向影響更大。

4.4 斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)

為了能準(zhǔn)確評估空氣污染對居民幸福感的影響,本文進(jìn)一步通過采用斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)來解決空氣質(zhì)量與居民幸福感潛在的內(nèi)生性問題。斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)能有效識(shí)別空氣污染與居民幸福感的因果關(guān)系。儲(chǔ)德銀采用斷點(diǎn)回歸估計(jì)方法,以城市空氣污染指數(shù)API達(dá)標(biāo)率與環(huán)境保護(hù)模范城市需滿足的達(dá)標(biāo)率標(biāo)準(zhǔn)之差為執(zhí)行變量考察了環(huán)境保護(hù)模范城市對居民幸福感的影響[27]。以此為基礎(chǔ),本文設(shè)定以下處理變量和分組變量:

(5)

式中,pj為分組變量,采用AQI減去100來表示。依據(jù)是根據(jù)中國空氣質(zhì)量等級的劃分標(biāo)準(zhǔn),當(dāng)AQI≤100時(shí),城市空氣質(zhì)量為良;當(dāng)101

斷點(diǎn)回歸模型設(shè)定為:

(6)

表6的模型1是為了對比采用有序Probit模型(即:n=0),處理變量D_j的系數(shù)在10%的顯著性水平上為負(fù),表示相較于空氣質(zhì)量為良好(51

表6 空氣質(zhì)量與居民幸福感的斷點(diǎn)回歸結(jié)果

5 討論

本文分析發(fā)現(xiàn),地區(qū)空氣污染會(huì)影響居民幸福感,而以往的研究文獻(xiàn)認(rèn)為空氣污染主要通過健康效應(yīng)來間接影響居民的幸福感。本文在此基礎(chǔ)上進(jìn)一步論證了空氣污染對居民幸福感的影響機(jī)制。同時(shí),針對空氣污染對居民幸福感的負(fù)向影響,有必要考察環(huán)境規(guī)制能否緩解這一影響。

5.1 空氣污染會(huì)通過健康效應(yīng)降低居民幸福感？

大量的醫(yī)學(xué)和環(huán)境經(jīng)濟(jì)學(xué)文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境質(zhì)量對居民的健康有非常重要影響[28]。本文認(rèn)為空氣污染會(huì)顯著降低居民的健康水平,而健康是居民生活幸福的重要保證,空氣污染會(huì)降低健康水平而對居民幸福感產(chǎn)生負(fù)向作用。

表7 空氣質(zhì)量對居民幸福感的進(jìn)一步討論

注：該表均采用有序Probit模型;環(huán)境規(guī)制指標(biāo)來源于2016年的《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》,其中高低規(guī)制組的分界點(diǎn)為1.03,當(dāng)?shù)貐^(qū)環(huán)境治理投資總額占GDP比重小于等于1.03時(shí),該地區(qū)劃為低規(guī)制組,反之為高規(guī)制組。

表7的模型1驗(yàn)證了空氣污染與居民健康的關(guān)系。從表7的估計(jì)結(jié)果顯示AQI數(shù)值在10%的顯著性水平上為負(fù),表示空氣質(zhì)量指數(shù)越高,居民的健康水平越低,即空氣污染會(huì)對居民的健康帶來消極影響;模型2進(jìn)一步論證了空氣污染和健康對居民幸福感的影響,結(jié)果表明空氣污染和健康均會(huì)對居民幸福感產(chǎn)生顯著的影響,驗(yàn)證了空氣污染不但對居民幸福感具有直接的負(fù)向影響,并通過影響居民的健康進(jìn)而對幸福感產(chǎn)生間接影響。

5.2 環(huán)境規(guī)制能否緩解空氣污染對居民幸福感的負(fù)向影響?

通過上述一系列分析得到空氣污染會(huì)對居民幸福感產(chǎn)生不利影響的研究結(jié)論,那么環(huán)境規(guī)制能減緩空氣污染對幸福感的負(fù)向作用嗎？環(huán)境規(guī)制能否作為破解空氣污染與居民幸福感難題的關(guān)鍵措施？旨在改善環(huán)境質(zhì)量的政府規(guī)制能否帶來顯著的民生效應(yīng)？為了回答這些問題,本文引入政府的環(huán)境規(guī)制,以地區(qū)環(huán)境治理投資總額占GDP比重作為環(huán)境規(guī)制的計(jì)量指標(biāo),按照環(huán)境規(guī)制的中位數(shù)將樣本組分為低規(guī)制組和高規(guī)制組,分析在不同的環(huán)境規(guī)制條件下空氣污染對居民幸福感的影響。從表7的模型3和模型4中可見,低規(guī)制組中AQI的系數(shù)為-0.0110,高規(guī)制組中AQI的系數(shù)為-0.0056,且AQI的系數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)。高規(guī)制樣本的系數(shù)絕對值小于低規(guī)制樣本的絕對值,表明環(huán)境規(guī)制水平的提高可減少地區(qū)空氣污染對居民幸福感的負(fù)面影響。李夢潔的研究認(rèn)為,各地區(qū)實(shí)施有效的環(huán)境規(guī)制能抑制環(huán)境污染對居民幸福感的“絕對剝奪效應(yīng)”和“相對剝奪效應(yīng)”[29]。本文在一定程度上驗(yàn)證了環(huán)境規(guī)制在改善空氣質(zhì)量、提高居民幸福感中的關(guān)鍵作用。

6 結(jié)論與啟示

在生態(tài)文明建設(shè)的背景下,本文分析了空氣質(zhì)量對于居民幸福感的影響及其群體差異,同時(shí)進(jìn)一步檢驗(yàn)了空氣污染對居民幸福感的影響機(jī)制以及環(huán)境規(guī)制在緩解空氣污染對居民幸福感負(fù)向影響中的作用。通過匹配空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)與居民幸福感數(shù)據(jù)實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn):①在控制諸多影響居民幸福感的個(gè)體特征因素和區(qū)域因素后,空氣污染顯著降低了居民幸福感;②空氣污染對居民幸福感存在異質(zhì)性影響,尤其是空氣污染對城市居民、高收入居民和男性的負(fù)向影響更大;③采用斷點(diǎn)回歸設(shè)計(jì)克服空氣污染與居民幸福感潛在的內(nèi)生性問題后,研究結(jié)論仍證實(shí)了空氣污染顯著降低了居民的幸福感;④空氣污染主要通過影響健康進(jìn)而對居民幸福感生產(chǎn)不利的影響,政府的環(huán)境規(guī)制在一定程度上可減少空氣污染對居民幸福感的不利影響。

以上研究結(jié)論蘊(yùn)含著豐富的政策建議，主要有以下幾點(diǎn):①如何提升居民幸福感是實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界長期關(guān)注的焦點(diǎn),在本文的研究中除了居民個(gè)體特征因素外,區(qū)域因素和自然生態(tài)環(huán)境也會(huì)對居民幸福感產(chǎn)生作用,這就需要從多個(gè)方面來促進(jìn)居民幸福感的提升和社會(huì)福利的改善,將提升居民幸福感作為政策的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn);②在我國多年經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的過程中,環(huán)境質(zhì)量下降,生態(tài)趨于脆弱,民生問題突出,這并不符合居民對良好生態(tài)環(huán)境的需求,而生態(tài)環(huán)境問題歸根到底是經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式問題,因此必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式,提高經(jīng)濟(jì)效率,促進(jìn)綠色發(fā)展,保護(hù)和改善生態(tài)環(huán)境,實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展;③環(huán)境規(guī)制在一定程度上能減少空氣污染對居民幸福感的負(fù)向作用,這意味著適度的環(huán)境規(guī)制水平是必不可少的,尤其是在新時(shí)代背景下,“生態(tài)就是民生、環(huán)境就是福祉”,旨在改善環(huán)境質(zhì)量的規(guī)制措施能實(shí)現(xiàn)生態(tài)、經(jīng)濟(jì)和民生的協(xié)調(diào)統(tǒng)一,這對當(dāng)前的生態(tài)文明建設(shè)和美麗中國建設(shè)具有重要作用和現(xiàn)實(shí)意義。