褚 敏，尚思宁，常 钰

(东北财经大学 产业组织与企业组织研究中心，辽宁 大连 116025)

一、引言

随着经济的高速增长，我国逐渐面临双重困境：经济受制于“环境陷阱”，国民桎梏于“幸福停滞”。中国需要大力发展生产力以摆脱经济困局，提升国民生活幸福度；而粗放型发展方式往往导致环境污染和破坏，其结果是损毁居民的健康和生活质量，反而降低了幸福度。中国长期依赖资源，经济发展以透支环境为代价，工业生产所生成的巨量废弃污染物是造成环境破坏的核心原因。中国能源加工转换效率始终未能突破75%，2020年中国一次性能源消费量为145.46百亿亿焦耳，成为全球一次性能源消费地区最高国家。①2016—2019年，工业污染源排放占全国二氧化硫总量的比重达86.46%～90.13%，占全国颗粒物排放的比重则高达83.04%～85.58%[1]，中国每年基于污染造成的损失，由疾病成本估算相当于GDP的1.2%，基于支付意愿估算则高达GDP的3.8%。②

为遏制环境的进一步恶化，地方政府逐渐增加环境保护财政支出，但其占GDP的比例也始终未超过2%，节能环保支出増速放缓，与财政支出和GDP的増长率并不协同。而国际经验表明，只有当一国环境投资占国内生产总值的比例达1.5%左右时可减缓污染扩散情况，比重高于3%时方能有效扭转环境恶化的趋势。诚然，我国环境治理投资总金额总体呈平稳上升态势，但环境治理投资总额占GDP的比重反呈下降趋势，如图1所示。2017年比例已不足1.2%。2002—2013年，我国环保支出占GDP的比例平均值为1.14%，比基本越过治污高峰的欧盟28国平均水平2.15%低1.01个百分点。中国污染治理设施直接投资占全社会固定资产投资比例的平均值为1.3%，比欧盟成员国平均值低2.5个百分点[2]。

图1 中国环境污染治理投资总额和工业污染治理投资总额

“绿水青山就是金山银山”。环境是人类、经济和社会发展的基本载体，是影响公民幸福指数的关键因素。环境质量对居民幸福感有显著影响[3]，是助推居民幸福感提升的重要前提条件。空气污染损害了居民身心健康(客观身体健康和主观情绪)，严重降低了居民的幸福感[4]。改善空气质量有利于居民生活满意度的提升[5]。劣质的环境给人带来负面的情绪波动，空气中二氧化硫(SO2)的浓度与居民幸福感呈显著负相关[6]。Levinson[7]也得出大气中PM10浓度攀升将导致居民幸福感越低的结论。Rehdanz和Maddison[8]发现糟糕的生活环境(如空气污染)显著降低了德国居民幸福感。Yuan 等[9]研究发现，空气质量指数(AQI)越低或绿色植被覆盖率越高，越有利于提升中国居民的主观幸福感。财政支出是地方政府环境保护投入的主要方式，是决定环境质量的重要因素之一。那么，如何通过增加政府环境支出，改善环境质量，进而提高居民的幸福感？

基于此，本文旨在通过匹配省市宏观环境支出数据和个人微观幸福感调查数据(CGSS2013)，实证研究政府环境支出对我国居民幸福感的具体影响和传导机制，探究政府环境支出的社会福利效果。本文的贡献在于：第一，环境支出是实现生态保护、环境治理的重要手段，涵盖了环境和政府能力两方面因素。目前文献大多从整体财政或其他支出项目对幸福感的影响着手，或者关注污染物和环境对幸福感的作用。不涉及环境问题的研究无法全面反映财政支出对居民幸福感的作用机制，而且研究政府环境支出也顺应了中国的重要发展思路：“社会发展”和“人民幸福”并重。第二，政府增加环境支出能否实现环境保护与“幸福发展”之间的“双赢”？环境支出对于幸福水平的影响具体如何？环境支出通过怎样的路径机制来影响居民幸福感？这些问题的答案不仅是对政府环境支出效果的检验，也会对政府环境支出的合理运用产生一定现实启发，因而是本文的主要创新点。

二、研究假说

国内外众多学者从不同视角研究了影响居民幸福感的环境因素，其中不少文献探索了政府支出的作用，以及同环境因素、居民幸福之间的关系。环境公共支出相对规模提升意味着地区环境污染规制水平增强。一方面，合理的环境规制类财政支出会“倒逼”被规制企业，促使其产生后发优势，提高生产效率并诱发技术创新。地方财政环保支出是中国工业技术升级的重要突破口，在节约能源方面有显著的正效益，可加速促进产业转型升级，是绿色经济发展最为直接的动力[10]。另一方面，积极扩张的环境财政政策将有助于促进地区间的良性竞争、公共福利的改进和社会的协调发展[11]。而且，政府环境财政支出具有“知识外溢”的特征，环境财政支出中科研、教育等方面的开支可以为企业研发生产提供良好的外部技术环境；环境公共支出中的环境规制和健康预防性支出则可以提升企业技术效率、促进经济增长[12]。赵新宇和高庆昆[13]表明，民生类支出(如医疗卫生、教育及科研投入、农林水和环保支出)对公众幸福感有明显的正面作用。

大量文献表明政府环境支出的增加促进了居民主观幸福感的提升。通过增加有利于社会进步的财政预算支出，如环境、教育、健康与安全的保障等，可以实现人民幸福增长的目标[14]。政府公共政策的改善可使居民幸福提升层级。财政支出作为政府进行宏观调控的重要手段，可通过作用于居民生存环境进而影响其幸福感。而政府节能环保支出是中国环境治理的中枢所在。环境治理支出金额的大小从根本上决定了城市环境质量的改善程度，环境治理通过改善生态环境，提高居民身心健康，有助于提升居民幸福感[15]，居住环境的改善也使得居民幸福程度随之提升[16]。基于此，本文提出假说1：

假说1：政府环境支出与居民幸福感水平呈正相关关系。

中国幅员辽阔、人口众多，存在广泛的群体性差异。对于不同群体来说，政府环境支出造成的幸福感增进幅度可能会有所不同。在对影响幸福感的各种因素的研究中发现：经济收入、居住环境、受教育程度、社会保障、政府公信力等因素，对幸福感的影响存在着明显的地区差异、性别差异、收入差异、城乡群体差异等。由于中国东、中和西部地区处在不同的经济发展阶段，政府环境支出对居民幸福感的影响也可能存在显著的异质性。罗心慧和周晨[3]研究发现，客观环境质量对居民幸福感的影响在中国东部和中西部地区存在区域差异；黄永明和何凌云[18]研究了居住环境及工作环境与我国城市居民幸福感的关系，结果表明优质的环境对幸福感的提升有积极影响，且该影响具有显著的区域异质性。石华平和易敏利[15]也发现，环境治理对居民幸福感存在区域、城乡、收入异质性。因此，本文提出假说2：

假说2：环境支出对居民幸福感的影响在不同收入组、性别、城乡群体之间存在异质性。

三、数据来源与模型设定

(一)数据来源、变量定义

本文采用的幸福感数据源于中国综合社会调查(China General Social Survey，简称CGSS)。CGSS项目始于2003年，为中国人民大学和香港科技大学合作的全国性大规模抽样调查，包含有关居民个人、家庭、社会各方面的信息。譬如：年收入、教育、社会态度、身心健康等等。CGSS2013涵盖了全国28个省市自治区，采取多阶分层概率抽样法，综合性强、调研方法科学、代表性强，调研数据可信度高。在剔除研究变量中错漏答案及不适用答案后，最终用于分析的有效样本为8812个。

依据CGSS2013问卷里的问题：“总的来说，你认为自己的生活是否幸福？”，答案选项依次为：“很不幸福”“比较不幸福”“居于幸福和不幸福之间”“比较幸福”和“完全幸福”，获取幸福感数据。本文依据样本回答将幸福感变量分为5个等级的有序变量1～5加以处理。样本的幸福感分布如表1所示。

表1 居民幸福感分布情况及其比例 单位：%

本文的核心解释变量是政府环境支出，用各省市节能环保支出(envir)表示。2011年财政部政府收支分类改革，正式将“环境保护”支出更名为“节能环保”支出。③考虑到政府支出效用发挥的滞后性，本文的核心自变量政府环境支出使用了2012年的数据。而被解释变量幸福感为2013年调查时点的情况，由此可消除反向因果造成的内生性问题。同时，本文选取了人均工业污染投资额(wrtz)作为替代解释变量，检验结果的敏感性与稳健性。重化工业的污染排放量占据中国环境污染物总量的绝大部分，是我国各类污染问题频发的主要原因。工业污染治理投资金额是中国治污取得成效的重要推手。而且，工业污染的投资金额与政府环境支出的变动，保持了较强的协调同步性，是较好的替代解释变量。本文选取的宏观解释变量数据来源于2013年中国及各省统计年鉴、各省市环境质量状况公报及中经网统计数据库。

为了尽可能减少估计偏误，本文较全面地选取控制变量加入回归模型。具体包括省市宏观特征变量和个体微观特征变量。本文的省市特征变量有省市人均GDP、第二产业占GDP比重(衡量产业结构)、房价、商品零售价格指数(RPI，衡量物价或通胀)。个体特征变量中，主要控制了受访者的经济基本情况，包括个人年收入、社会经济地位层级、住房面积；基本特征，包括性别、年龄、健康状况、受教育水平(以“受教育年限”衡量)、婚姻情况；身份特征，包括政治身份、民族、户籍。

(二)模型设定

借鉴Levinson[7]的实证计量模型，构建如下模型用以估计政府环境支出对居民幸福感的影响。

Happyi=αlnenvirj+βlnincomei+θYj+λXi+εi

(1)

其中，Happyi表示第i个居民的幸福感程度，lnenvirj表示第j个省市环境支出金额的对数值，系数α反映环境支出对居民幸福感的影响程度，lnincomei表示经对数平滑化处理的第i个居民的个人年收入，系数β反映其对居民幸福感的影响程度。

Yj表示第j个省市的特征变量集合，即宏观经济变量，包括人均GDP、物价水准、产业结构、房价。系数θ表示其对居民幸福感的影响程度。

Xi是个人特征变量集合，即微观经济变量，包括第i个人的性别、年龄、健康、教育水平、政治身份、住房面积、婚姻情况、户口所在地、民族等特征变量。系数λ表示其对居民幸福感的影响程度。εi表示残差项。

四、实证结果

(一)环境支出对居民幸福感的影响

由于衡量居民主观幸福度的指标是1～5的定序变量，为保证自变量对因变量影响的准确性，本文采用Order Logit方法进行回归分析。表2中模型1～4分别显示了环境支出对居民幸福感的回归结果，以及加入个人收入一项个体特征、加入更多微观控制变量和加入全部宏观控制变量四种情况下，环境支出对居民主观幸福感的影响程度。

表2 居民幸福感与环境支出的有序Logit估计

模型1未添加控制变量，环境支出对居民幸福感的回归系数符号为正，且在1%的显著性水平上显著，表明环境支出对居民幸福感具有显著的正向促进作用。模型2引入个人年收入控制个人经济情况，环境支出的系数仍显著为正。模型3和模型4在原有的基础上进一步添加其他微观控制变量和宏观控制变量，其回归结果与模型1相比变化不大，环境支出对幸福感的回归系数符号均为正，且在1%的统计水平上显著。说明模型设置较合理，达到了稳健的回归效果，即在其他条件不变的情况下，政府环境支出提高会显著提升居民的主观幸福感。

考虑到有序Logit模型估计系数仅反映环境支出对幸福感影响的方向，本文根据模型4估计环境支出对于幸福感影响的边际效果。结果发现，政府环境支出每增加1个单位(百万)，居民“非常不幸福”“比较不幸福”和“说不上幸福不幸福”的概率分别下降0.14%、0.59%和0.94%，“比较幸福”和“非常幸福”的概率分别上升0.6%和 1.08%，假说1进一步得到了验证。为了促进居民幸福感的提升，政府应进一步优化公共支出结构，增加环境支出预算，改善环境质量，以打破国民“幸福陷阱”。

控制变量的结果与预期基本相符。人均GDP水平越高的省市可提供给民众更优质的基础设施、发展平台和就业机遇，其居民幸福感水平也越高。工业结构对居民幸福感的影响不显著。国人在传统“安居思想”造成的“买房刚需”影响下，高昂的房价成为居民负累，阻碍幸福感提高。同理，物价越高，幸福感也越低。从个体微观特征变量看，个人收入越高，幸福感相应越高。女性比男性幸福程度更优。幸福感与年龄呈现了显著的“U型”走势，青年和老年人有充分的休闲时间和较少的经济压力。身体健康程度越好，幸福感越强。教育水平对居民幸福感的影响为正向但并不显著。“不患寡而患不均”，社会公平度对居民幸福有显著的正效应。党员身份对于幸福感有正向作用，中共党员的社会认可度和个人荣誉感更高。已婚人群幸福感高于未婚，组建家庭的人士可相互分担生活压力，心理上的稳定感和安全感更强。住房面积的系数为正与预期一致，较大的住房面积会给人带来生活上的愉悦快乐。民族系数说明少数民族同胞相对更加乐观幸福。

(二)环境支出影响幸福感的异质性分析

为检验政府环境支出对居民主观幸福感的影响是否存在异质性，本文考察了政府环境支出对不同收入群组、城乡居民和不同性别群组的幸福感影响是否有差异(具体见表3)。

表3 环境支出对幸福感影响的异质性分析

本文根据居民个人收入水平，由低到高将全部样本划分为三组。位于前后三分之一的居民分别被列入“低收入组”和“高收入组”；而居中的样本则划定为“中等收入组”。经过数据整理，低收入组为1000元到12000元，中等收入组为12000元到30000元，高收入组超过30000元。回归结果见表3，结果显示，政府环境支出对幸福感的影响随收入的不同而发生变化。政府环境支出对中等收入居民幸福感的影响较大，系数为0.2499，且在1%统计水平上显著。而政府环境支出对于低收入、高收入者的幸福感影响程度则不如预期明显。首先，依据“马斯洛需求层次理论”，低收入者基础的物质生活尚未满足，对环境的要求较低，经济因素而非环境因素对其幸福感的影响更强。其次，一般认为高收入者会更重视环境而厌恶污染，政府提高环境支出解决污染问题应当有助于其幸福感大幅提升。但结果却显示政府环境支出对高收入者幸福感的影响较小且不显著。这可能是由于，高收入者拥有更多的时间和金钱来弥补环境污染带来的福利损害。譬如：良好的医疗保健措施、选择风向或绿化好的地段定居、外出度假疗养等。高收入者对政府环境支出的硬性需求反而比中低收入者更小。中等收入人群重视安全需求和健康保障，对优良的生活居住环境有一定的标准。虽然中等收入者尚具有一定的物质经济能力，但追求高质量环境仍有较大负担。因此，中等人群对政府通过宏观财政开支提供环保公共品、进行污染防护工作更具有依赖性，其幸福感增益最强。

从城乡居民幸福感影响的差异性来看，政府环境支出对城市居民的正面作用较显著。但对农村居民的影响与预期并不相符，系数为-0.2197且在10%统计水平上显著。这可能是由于，首先，城市相比农村拥有更好的医疗水准、更多的收入和就业机会，更强的消费能力以及更佳的城市绿化等，这些都在一定程度上防御并削减了污染对城市居民身心健康的侵害。其次，“城乡分治”的二元经济体制下，政府的环境保护行为存在不合理的城乡差异。环境支出大多偏重于城市，进行如公园绿化、城市卫生建设、污染物处理(三废和城市垃圾)、重化企业整治迁移等工作。再次，相较于城市健全的公共品供应及分配体系，农村环境治理体制松散，进一步导致了城乡环境公共品供给数量和效率的差距。更加严峻的现实问题是，重化污染产业在政府环卫整治工作下，大多不会选择落地高收入群体和城市富裕地区，而是向低收入群体、弱势群体和落后郊区、农村地区、中西部地区迁移。农村等劣势地区环境情况更加恶化，定居民众的健康和幸福度进一步受损。这导致了城市居民相较农村居民享受了更多政府环境支出带来的益处。因此，应改善“重城市，轻农村”的现象，进一步提升对弱势群体和弱势地区的环境支持力度。避免政府环保支出增益城市居民幸福感，削减农村居民的幸福，扩大“幸福鸿沟”。

从性别的反应差异来看，环境支出对女性幸福感的影响相对更强，系数为0.1770且在1%的统计水平上显著，对男性也有正面效应但不显著(见表3)。整体而言，女性更广泛地参与家庭生活，更加重视环境质量。随着独立意识的觉醒，女性对政府举措、污染等公共事务的敏感度、关注度显著提升，并陆续走出家门从事生产外部性的工作和劳动，因而接触环境污染侵害的时间增加，损害健康的概率提高。这些导致了政府环境支出对女性幸福感的增益比男性更强。

(三)传导机制分析

幸福感的本质是一种社会心理，会受到多重动因的影响。环境质量的恶化会导致居民健康水平下降，促使其对医疗服务需求和健康支出的增加。政府环境支出可改善居民生活环境质量，降低医疗卫生成本，减轻居民负担，促进消费，实现经济和幸福感双重增长。也就是说，政府环境支出影响了居民收入、消费能力和主观心情等因素，从而增强了居民幸福感。因此，本文提出假设：政府环境支出主要通过影响居民的客观收入、消费能力和主观情绪来改变其幸福度。

若该传导机制成立，在方程(1)中加入收入、消费因素后，政府环境支出对幸福感的影响则将不显著或显著性下降。为验证该假设，回归结果见表4，环境支出的系数为0.1062，在5%的统计水平上显著。加入收入和消费因素后，其系数变为0.1001和0.0284。环境支出的系数变小，对于幸福感影响的显著性也下降。

表4 环境支出影响幸福感的客观因素

进一步，我们将方程(1)的被解释变量替换为收入水平和消费水平，控制变量与模型1保持一致。若回归系数显著，则表明环境支出是影响收入和消费的重要因素。

lnIncomei=αlnenvirj+θYj+λXi+εi

(2)

lnXiaofei=αlnenvirj+θYj+λXi+εi

(3)

结果如表5所示，政府环境支出对居民收入和消费具有显著的正面影响。增加节能环保等一系列有利于民生的政府预算，相当于增加公民实际可支配收入，可以促使其主动提升消费水平，从而减少生活后顾之忧，增进幸福指数。

表5 政府环境支出对居民收入和消费能力的影响

政府环境支出还可能通过影响人们的主观心情进而影响幸福感。本文将居民心情(xq)的好坏程度作为解释变量，对幸福感(happy)进行回归，控制变量与模型1保持一致。心情的喜悦程度同样来自CGSS2013的问题：“在过去四周，您感到心情抑郁或沮丧频繁程度是？”依据答案分别为其赋值1～5，具体为：总是1、经常2、有时3、很少4、从不5；居民主观心情越佳赋值越高。回归结果如表6所示。

表6 主观情绪对居民幸福感的影响

居民的心情愉悦程度对居民主观幸福感的影响系数为0.3975，在1%统计水平上显著。回归结果表明居民的主观心情与幸福感为显著的正向关系。与预期一致，人们心情越好，幸福度越高。倘若环境污染严重，即使居民身体健康暂无切实损害，但长期暴露在劣质环境中，会使居民忧虑污染导致罹患病痛的风险。这种感知风险的不良情绪会进而影响其心理健康，必然会带来幸福感的下降。同时，污染物如垃圾山、恶臭水、噪音等，会给居民的视觉、嗅觉及其他身体感官造成极大的负向恶性刺激。环境恶化导致的问题，如雾霾天气、光化学污染、酸雨等，甚至能损伤地表建筑物和公用设施，给人们出行、工作、生活各方面带来不便影响，会直接干扰居民心情，从而使得居民幸福感水平进一步下落。

表7的结果说明，环境支出越多，人们越容易感到心情愉悦。政府环境支出对个人心情有正向效果，且政府环境支出对中低收入人群的心情增益作用相比于高收入群体更强且更为显著。政府通过增加节能环保支出(相当于环境税收)来治理污染和改善环境，这种心理预期也使得居民的主观幸福感水平更高。

表7 政府环境支出对居民主观心情的影响

(四)稳健性检验

在回归方程设定正确的前提条件下，不少文献曾指出，将主观幸福感视作定序变量，采用有序 Logit模型或有序 Probit模型进行回归的结果，与将幸福感视作连续基数变量，使用OLS回归的结果在参数估计的方向和显著性上都是一致的。且相对于有序Probit模型和有序Logit模型，OLS模型的回归结果反而更加直观地呈现边际效应，免于进一步处理。

因此，为了验证估计结果是否具有稳健性，本文同时采取OLS最小二乘法回归和有序Probit估计方法对模型1进行估计以检验幸福感方程的稳健性和显著性。具体结果见表8。结果显示，OLS和有序Probit两种估计得到的政府环境支出对幸福感影响的系数均显著为正。政府环境支出增强了居民的幸福感，与基准回归结果是一致的。

表8 OLS最小二乘法有序和probit回归结果

近年来，环境污染治理投资的增长推动政府环保工程建设的顺利进行，在很大程度上促进了环境状况的改善。我国工业污染治理投资完成额主要来源于四部分：政府财政补助(如排污费补助)、企业自筹、银行贷款以及利用外资。资金主要用于治理企业生产造成的三废排放及噪声等其他危害环境和居民生活的污染源。工业污染治理投资是解决当前环境恶化、树立绿色低碳发展理念、促进经济社会与生态环境协调发展的重要手段和途径。因此，本文进一步选取了各省人均工业污染投资额(wrtc)为政府环境支出的替代解释变量进行回归，以检验方程的有效性和稳健性。

表9显示，人均工业污染投资的系数为0.3033，在1%的统计水平上显著，表明人均工业污染投资与居民幸福感呈显著的正相关性。同时，本文运用OLS和有序Probit模型进行回归，其系数方向和显著性均保持一致，说明工业污染投资金额的增长将有效助推我国居民幸福度的改善。进一步证明了模型1的结果具有稳健性。

表9 居民幸福感与人均工业污染投资的回归估计

五、结论与政策建议

本文通过匹配政府环境支出数据和个人幸福感数据，探讨了政府环境支出对居民幸福感的影响，并分析了其对不同群体主观幸福感的差异作用。在控制诸多影响幸福感的因素后得出结论：提高政府环境支出可显著增强居民幸福感，且对中等收入人群、城市居民和女性居民幸福感的增进更强。政府环境支出对环境的改善，不仅直接影响人们的健康水平，而且通过间接机制影响人们收入、消费以及心理情绪来影响居民幸福感。发展的最终目的是提高人们的幸福水平，牺牲环境和居民幸福生活的经济发展，其意义将大打折扣。合理地提高环境支出，如增加环保基础设施建设、节能技术体系的研发性资助、污染处理和清洁生产的运用等，可以改善环境质量和提升居民幸福感。地方政府在产业结构调整升级的过程中，应打破固有的“幸福停滞”的经济增长范式，助推高质量的绿色经济发展，使社会整体幸福感进一步提升。

[注 释]

① 数据来源：《2022—2028年中国能源行业市场研究分析及投资前景评估报告》。

② 引自：《迈向环境可持续的未来——中华人民共和国国家环境分析》报告。

③ 节能环保支出共计16个大项，68个科目类别。具体涵盖四类支出：环境保护(环境管理与监测、污染防治、退耕还林还草等)、能源节约利用、自然生态保护及其他，具有较强的覆盖性和解释性。