朱 歡

(南開大學 經(jīng)濟學院,天津 300071)

1 引言

自改革開放以來,我國經(jīng)濟得到了快速發(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8%,從改革開放初期人均收入僅相當于低收入國家人均GDP的62%的窮國進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、第二大商品進口國和全球經(jīng)濟增長貢獻最大的國家[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,環(huán)境污染問題日益凸顯。根據(jù)中國生態(tài)環(huán)境狀況公報顯示，2017年全國338個地級及以上城市中有239個城市環(huán)境空氣質(zhì)量超標,占比高達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,可見我國面臨著嚴峻的生態(tài)環(huán)境挑戰(zhàn)。

從國家政策層面來看,我國堅持生態(tài)惠民、生態(tài)利民、生態(tài)為民,重點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識,而且對當前生態(tài)文明建設和切實改善民生福祉具有重要的現(xiàn)實意義。

2 文獻綜述

2.1 空氣污染

關于環(huán)境質(zhì)量、空氣污染的研究,學者們從不同角度對環(huán)境污染的影響因素和環(huán)境污染的后果進行了分析。研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟增長、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)學文獻和環(huán)境經(jīng)濟學文獻也證實了人們長期暴露于重污染環(huán)境中會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)濟發(fā)展造成了巨大的經(jīng)濟損失。根據(jù)亞洲開發(fā)銀行與清華大學發(fā)布的《中華人民共和國國家環(huán)境分析》報告,基于疾病成本估算的我國空氣污染每年造成的經(jīng)濟損失相當于GDP的1.2%。空氣污染作為環(huán)境污染問題的一個重要方面,較少有學術(shù)文獻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)濟學家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)濟學這一新的學科。早期的研究主要集中于探討經(jīng)濟增長、絕對收入、相對收入和收入差距等經(jīng)濟因素對居民幸福感的影響;隨后,結(jié)合社會學的研究基礎,學者們考察了人口特征因素,如年齡、性別、婚姻、健康狀況、教育水平和社會心理等個體因素與居民幸福感之間的關系[6]。隨著研究的不斷擴展與深入,使社會資本、代際關系、地區(qū)政府質(zhì)量、民主和生活環(huán)境等非經(jīng)濟因素成為研究的重點考察對象,這些以往被忽略的變量對居民幸福感也會產(chǎn)生重要的作用。同時,“幸福感數(shù)據(jù)”廣泛應用于分析微觀經(jīng)濟現(xiàn)象和對非市場商品的價值評估中,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)濟學的興起與研究，拓寬了環(huán)境經(jīng)濟學的研究視野與范圍。國內(nèi)外學者開始積極探索環(huán)境質(zhì)量對居民幸福感、生活滿意度的影響。從現(xiàn)有文獻數(shù)量可進一步證明學者們對環(huán)境質(zhì)量與居民幸福感的關注與研究。根據(jù)對“Web of Science”數(shù)據(jù)庫檢索發(fā)現(xiàn),以“Pollution、Happiness、Life Satisfaction”為共同主題的文獻近十年來有150余篇。相應的檢索條件是:文獻類型為Article,學科類別為Economics。其中,Welsch較早地基于54個國家的跨國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，一國污染越嚴重,國民幸福感就越低[8]。隨后,部分學者開始以德國[9]、英國[10]和西班牙[11]等發(fā)達國家為研究對象,考察了空氣質(zhì)量與居民幸福感的影響,大體認為環(huán)境質(zhì)量下降會降低居民的幸福感。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,可能會造成估計結(jié)果存在偏誤。隨著微觀調(diào)查的完善、相關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，得到一個面板數(shù)據(jù),并運用工具變量和高分辨率的地理固定效應來克服內(nèi)生性問題,最終得到“較高的空氣污染會顯著降低居民幸福感和生活滿意度”的一致結(jié)論[12-14]。

國外學者Smyth首次對我國30個城市的調(diào)查發(fā)現(xiàn),居住在大氣污染嚴重、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,國內(nèi)學者也開始在該領域展開研究: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方法估算得出空氣質(zhì)量改善能給居民帶來等價的經(jīng)濟收益[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險,但對長期生活滿意度沒有顯著影響[19];李順毅認為綠色發(fā)展有利于增強居民的幸福感,并可通過增長效應和綠色效應發(fā)揮作用[20]。從國內(nèi)外的相關研究可見,環(huán)境污染、空氣質(zhì)量下降會對居民幸福感產(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,這些指標具有單一性,僅反映了環(huán)境質(zhì)量的某一個方面,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),具有較強的綜合性和代表性。同時,幸福感數(shù)據(jù)采用我國綜合社會調(diào)查(CGSS)2015年,這是最新公布的數(shù)據(jù)保證了研究的時效性。本文進一步將AQI數(shù)據(jù)與CGSS數(shù)據(jù)進行匹配,得到一個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模型和斷點回歸設計來進行實證分析。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向影響。這有助于加深對空氣質(zhì)量的理解,為政府出臺環(huán)境規(guī)制等政策措施提供微觀基礎。

3 模型設計與數(shù)據(jù)來源

3.1 模型設計

本文的重點是考察空氣質(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福”這個指標來表示居民幸福感,取值為1—5。其中，1表示“非常不幸?！?5表示“非常幸?！薄Ｔ诠烙嫹椒ㄖ?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估計方法,應采用有序Probit或有序Logit模型進行估計。因此,本文設定以下計量模型:

Happinessij=F(αAQIj+γWij+δZj+εij)

(1)

式中,i和j分別表示居民個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系造成的內(nèi)生性問題;W為居民個體特征的向量組,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、降水量和日照時長;εij為隨機擾動項,具體變量的度量方法和描述性統(tǒng)計見表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

(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)計結(jié)果均來自對原樣本進行數(shù)據(jù)處理后的樣本,處理后的樣本量為9320個。

3.2 數(shù)據(jù)來源

本文的居民幸福感和個體特征變量的數(shù)據(jù)均來源于中國綜合社會調(diào)查(Chinese General Social Survey,CGSS)。該項調(diào)查始于2003年,是由中國人民大學聯(lián)合各地的學術(shù)機構(gòu)共同執(zhí)行的全國性、綜合性、連續(xù)性學術(shù)調(diào)查項目。CGSS系統(tǒng)全面地收集了社會、社區(qū)、家庭、個人多個層次的數(shù)據(jù),總結(jié)了社會變遷的趨勢,并在學術(shù)研究中得到了廣泛的應用。如孫計領基于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?！焙汀氨容^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)量等級的劃分標準,當AQI為51—100時,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)”顯示了個體所在省份,共28個城市與省份,不包含海南、西藏和新疆;③由于CGSS 2015年對個人所在地區(qū)僅披露到省級層面,對地級和縣以下以順序碼表示,所以本文用個人所在省份的省會城市空氣質(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個省份的9320個樣本。進一步對數(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模型逐步進行了實證檢驗。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,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,進一步發(fā)現(xiàn)空氣質(zhì)量指數(shù)仍為負,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,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;模型4采用了空氣質(zhì)量達標率作為城市空氣質(zhì)量的替代指標,具體的度量方法為省會城市全年AQI<100(即優(yōu)良天氣)的天數(shù)占比,空氣質(zhì)量達標率越高表明地區(qū)空氣質(zhì)量越好,估計結(jié)果顯示空氣質(zhì)量達標率顯著為正,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;括號內(nèi)為穩(wěn)健標準誤;除模型3采用有序Logit估計方法外,其余均采用有序Probit估計方法，下表同。

對各控制變量而言,根據(jù)表3模型2的估計結(jié)果,從居民個體特征來看,絕對收入的系數(shù)為正,但在統(tǒng)計上不顯著,這與官皓[24]、張學志等[25]的結(jié)論相一致。相對收入的估計系數(shù)通過了1%的顯著性水平檢驗,表明個人經(jīng)濟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生存壓力。由年齡的一次項和二次項系數(shù)可見,年齡與幸福感存在“U”型關系,并且拐點位置大概為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;同樣,已婚、黨員、身體健康都與居民幸福感呈現(xiàn)顯著的正相關關系。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。當自己相較于同齡人的經(jīng)濟地位和與自己過去三年的經(jīng)濟地位相比上升了,那么居民的幸福感也會相應得到提升。但在個體特征中,教育年限和城鄉(xiāng)分類的系數(shù)未通過顯著性檢驗。從區(qū)域變量來看,地區(qū)人均GDP與居民幸福感呈現(xiàn)負相關關系,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

由于有序Probit模型的參數(shù)含義只能從顯著性和參數(shù)符號方面進行解讀,并不能賦予其經(jīng)濟含義。因此,本文通過進一步計算得出各個解釋變量對居民幸福感的邊際效應。參照連玉君[26]的做法,計算了當所有解釋變量在均值處時,解釋變量的單位變化如何影響被解釋變量，取各個值的概率,即:

(4)

式(4)邊際效應的含義是:當解釋變量變動1個單位時,被解釋變量取各個值的概率如何變化。從表4可見,當所有解釋變量處于均值時,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?！钡母怕氏陆?.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作用,個人收入在當?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。各個變量的邊際效應進一步驗證了上述研究結(jié)果的穩(wěn)健性。

表4 部分解釋變量的邊際效應

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

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,該影響可能會因居民個體所處社會群體的不同而異,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、收入組別和性別進行分樣本回歸,結(jié)果見表5。

表5 分樣本回歸

注：相應的控制變量與表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準進行分類后的異質(zhì)性檢驗，再次驗證了空氣污染會降低居民幸福感,說明估計結(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向影響更大。

4.4 斷點回歸設計

為了能準確評估空氣污染對居民幸福感的影響,本文進一步通過采用斷點回歸設計來解決空氣質(zhì)量與居民幸福感潛在的內(nèi)生性問題。斷點回歸設計能有效識別空氣污染與居民幸福感的因果關系。儲德銀采用斷點回歸估計方法,以城市空氣污染指數(shù)API達標率與環(huán)境保護模范城市需滿足的達標率標準之差為執(zhí)行變量考察了環(huán)境保護模范城市對居民幸福感的影響[27]。以此為基礎,本文設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)量等級的劃分標準,當AQI≤100時,城市空氣質(zhì)量為良;當101

斷點回歸模型設定為:

(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,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回歸結(jié)果

5 討論

本文分析發(fā)現(xiàn),地區(qū)空氣污染會影響居民幸福感,而以往的研究文獻認為空氣污染主要通過健康效應來間接影響居民的幸福感。本文在此基礎上進一步論證了空氣污染對居民幸福感的影響機制。同時,針對空氣污染對居民幸福感的負向影響,有必要考察環(huán)境規(guī)制能否緩解這一影響。

5.1 空氣污染會通過健康效應降低居民幸福感？

大量的醫(yī)學和環(huán)境經(jīng)濟學文獻研究發(fā)現(xiàn),環(huán)境質(zhì)量對居民的健康有非常重要影響[28]。本文認為空氣污染會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,空氣污染會降低健康水平而對居民幸福感產(chǎn)生負向作用。

表7 空氣質(zhì)量對居民幸福感的進一步討論

注：該表均采用有序Probit模型;環(huán)境規(guī)制指標來源于2016年的《中國統(tǒng)計年鑒》,其中高低規(guī)制組的分界點為1.03,當?shù)貐^(qū)環(huán)境治理投資總額占GDP比重小于等于1.03時,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驗證了空氣污染與居民健康的關系。從表7的估計結(jié)果顯示AQI數(shù)值在10%的顯著性水平上為負,表示空氣質(zhì)量指數(shù)越高,居民的健康水平越低,即空氣污染會對居民的健康帶來消極影響;模型2進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對居民幸福感產(chǎn)生顯著的影響,驗證了空氣污染不但對居民幸福感具有直接的負向影響,并通過影響居民的健康進而對幸福感產(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向影響?

通過上述一系列分析得到空氣污染會對居民幸福感產(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？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)制的計量指標,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。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面影響。李夢潔的研究認為,各地區(qū)實施有效的環(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”和“相對剝奪效應”[29]。本文在一定程度上驗證了環(huán)境規(guī)制在改善空氣質(zhì)量、提高居民幸福感中的關鍵作用。

6 結(jié)論與啟示

在生態(tài)文明建設的背景下,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,同時進一步檢驗了空氣污染對居民幸福感的影響機制以及環(huán)境規(guī)制在緩解空氣污染對居民幸福感負向影響中的作用。通過匹配空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)與居民幸福感數(shù)據(jù)實證檢驗發(fā)現(xiàn):①在控制諸多影響居民幸福感的個體特征因素和區(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向影響更大;③采用斷點回歸設計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)論蘊含著豐富的政策建議，主要有以下幾點:①如何提升居民幸福感是實務界和學術(shù)界長期關注的焦點,在本文的研究中除了居民個體特征因素外,區(qū)域因素和自然生態(tài)環(huán)境也會對居民幸福感產(chǎn)生作用,這就需要從多個方面來促進居民幸福感的提升和社會福利的改善,將提升居民幸福感作為政策的出發(fā)點和落腳點;②在我國多年經(jīng)濟高速發(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)濟發(fā)展方式問題,因此必須轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式,提高經(jīng)濟效率,促進綠色發(fā)展,保護和改善生態(tài)環(huán)境,實現(xiàn)經(jīng)濟的高質(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)制措施能實現(xiàn)生態(tài)、經(jīng)濟和民生的協(xié)調(diào)統(tǒng)一,這對當前的生態(tài)文明建設和美麗中國建設具有重要作用和現(xiàn)實意義。