公眾幸福感視角下環(huán)境污染的影響及定價(jià)研究

許志華，曾賢剛，虞慧怡，秦　穎

(1.中國(guó)海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，山東 青島　266100；2.中國(guó)人民大學(xué) 環(huán)境學(xué)院，北京　100872；3.中國(guó)環(huán)境科學(xué)研究院，北京　100012)

一、問題提出

近年來(lái)，中國(guó)霧霾事件頻發(fā)，不僅影響居民身體健康，亦影響工作與生活，并可能使居民產(chǎn)生恐慌感。即環(huán)境狀況對(duì)居民客觀和主觀生活質(zhì)量均可能產(chǎn)生影響。目前對(duì)主客觀生活質(zhì)量的研究較多，涉及心理學(xué)、社會(huì)學(xué)及經(jīng)濟(jì)學(xué)等諸多領(lǐng)域，但側(cè)重點(diǎn)有所差異，且并未達(dá)成統(tǒng)一共識(shí)。早期需求理論研究表明社會(huì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)促進(jìn)客觀生活質(zhì)量的改善[1]，但生活在社會(huì)經(jīng)濟(jì)較好社區(qū)的居民對(duì)生活的滿意度不一定比生活在較差區(qū)域的居民高[2]。比較理論則假設(shè)居民會(huì)依據(jù)相對(duì)價(jià)值作出判斷，認(rèn)為客觀條件會(huì)通過(guò)與其他可能替代品的比較而間接影響主觀生活質(zhì)量[3]。

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和收入增加，國(guó)家與居民逐漸意識(shí)到經(jīng)濟(jì)發(fā)展并非唯一目標(biāo)，主觀生活質(zhì)量研究越發(fā)受到重視，尤其是針對(duì)生活滿意度與幸福感的研究。生活滿意度與幸福感常被作為判斷主觀生活質(zhì)量或主觀福利水平的指標(biāo)，被視為用于推斷對(duì)生活的總體評(píng)價(jià)的一種認(rèn)知或判斷狀態(tài)[4]。對(duì)不同生活領(lǐng)域的主觀滿意度測(cè)量被認(rèn)為在分析客觀生存條件和公共政策對(duì)個(gè)人福利水平的影響中是必不可少的。居民的主觀生活質(zhì)量受到諸多因素影響，如研究表明居民對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和人口增長(zhǎng)的感知、個(gè)人生活階段、社會(huì)債券[5]等對(duì)主觀生活質(zhì)量有影響。此外生理及心理健康、自愿工作及個(gè)人的社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征[6]等也會(huì)影響生活滿意度或幸福感。

除上述個(gè)人社會(huì)經(jīng)濟(jì)和心理等特征外，環(huán)境狀況也受到眾多學(xué)者關(guān)注，被認(rèn)為是影響生活質(zhì)量及福利的重要因素。環(huán)境狀況包括多個(gè)方面，如噪音、綠地、生態(tài)系統(tǒng)多樣性等，諸多研究探討了不同環(huán)境維度對(duì)主觀幸福感的影響。如Ambrey等[7]分析表明生態(tài)系統(tǒng)多樣性的增加對(duì)幸福感有顯著正效應(yīng)，間接推斷得出居民為提高一單位生態(tài)系統(tǒng)多樣性(以辛普森多樣性指數(shù)測(cè)量)的年均支付意愿約為14 000美元。Ambrey等[8]將景觀服務(wù)分為10個(gè)等級(jí)，結(jié)合澳大利亞家庭、收入和勞動(dòng)調(diào)查及地理信息系統(tǒng)數(shù)據(jù)，分析景觀服務(wù)對(duì)昆士蘭東南部居民的生活滿意度的影響，結(jié)果表明景觀服務(wù)的提升對(duì)生活滿意度有顯著正效應(yīng)，且居民大約愿意為景觀服務(wù)提升1個(gè)等級(jí)而支付14 000美元。Luechinger等[9]運(yùn)用16個(gè)歐洲國(guó)家1973—1998年數(shù)據(jù)分析表明洪水對(duì)生活滿意度有顯著負(fù)效應(yīng)。

相比于其他環(huán)境維度，空氣污染對(duì)幸福感的影響研究更加普遍。Welsch[10]運(yùn)用1990—1997年10個(gè)歐洲國(guó)家的主觀幸福感、收入與空氣污染數(shù)據(jù)分析表明空氣污染對(duì)主觀幸福感有顯著負(fù)效應(yīng)，且間接推斷得出空氣中氮氧化物和鉛每年的價(jià)值分別為760和1 390美元。Ambrey等[11]分析表明生活滿意度與PM10濃度超過(guò)國(guó)家健康準(zhǔn)則的天數(shù)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且為減少PM10濃度超過(guò)國(guó)家健康準(zhǔn)則一天的平均支付意愿大約為5 164美元。Luechinger[12]運(yùn)用工具變量分析表明SO2和區(qū)域經(jīng)濟(jì)條件對(duì)福利有影響。Ferreira等[13]發(fā)現(xiàn)PM10濃度上升會(huì)降低主觀福利。目前國(guó)內(nèi)也有少量研究分析了空氣污染對(duì)幸福感的影響。楊繼東和章逸然[14]運(yùn)用2010年中國(guó)社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)分析表明NO2濃度與幸福感呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，且NO2濃度對(duì)幸福感的影響對(duì)于低收入群體、男性和農(nóng)村居民更加顯著，居民對(duì)NO2濃度降低1μg/m3的平均支付意愿為1 125元。黃永明等[15]運(yùn)用2003年和2006年CGSS分別分析環(huán)境污染主觀感知和客觀環(huán)境污染對(duì)幸福感的影響，結(jié)果表明主觀感知和客觀空氣污染均會(huì)顯著降低幸福感，且其發(fā)現(xiàn)空氣污染對(duì)幸福感的負(fù)效應(yīng)對(duì)東部居民更加顯著。陳永偉等[16]運(yùn)用2010年家庭追蹤調(diào)查及空氣污染數(shù)據(jù)分析表明，空氣污染對(duì)幸福感有顯著負(fù)效應(yīng)，且居民對(duì)PM10、SO2和NO2濃度降低1μg/m3的平均支付意愿分別為343.602元、45.197元及232.443元。

遺憾的是，目前研究大都僅分析了單一環(huán)境維度對(duì)幸福感的影響，缺乏不同環(huán)境維度對(duì)幸福感影響的比較及加入不同環(huán)境維度時(shí)結(jié)果的穩(wěn)健性分析。不同環(huán)境維度具有不同特征，如水污染和空氣污染的可感知性與后果嚴(yán)重性不同，可能導(dǎo)致公眾對(duì)其看法存在差異，從而不同環(huán)境維度對(duì)幸福感的影響可能存在差異。那么水污染對(duì)幸福感的影響與空氣污染是否存在差異？何種污染對(duì)幸福感的影響更加顯著、更加穩(wěn)健？公眾對(duì)空氣污染和水污染的平均支付意愿如何？哪些因素可能導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量對(duì)幸福感影響的差異性？本文利用2013年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查中幸福感數(shù)據(jù)，將省級(jí)空氣污染和水污染數(shù)據(jù)與之相匹配。在對(duì)省級(jí)經(jīng)濟(jì)變量與個(gè)人變量進(jìn)行控制后，分析空氣污染與水污染對(duì)幸福感的影響，比較兩者之間存在的差異。隨后通過(guò)異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)導(dǎo)致差異性的因素：首先按照樣本區(qū)域，分別分為城鄉(xiāng)與東中部地區(qū)；然后，根據(jù)被調(diào)查者主觀自評(píng)所處等級(jí)情況、環(huán)境知識(shí)情況與環(huán)境污染主觀感知情況分別進(jìn)行分組，以探究其中空氣污染和水污染對(duì)幸福感影響可能存在的異質(zhì)性。為驗(yàn)證結(jié)果穩(wěn)健性，本文將對(duì)不同估計(jì)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，并利用2012年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查、空氣污染和水?dāng)?shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步匹配分析。最后根據(jù)估計(jì)所得空氣污染、水污染、收入對(duì)幸福感的邊際效用結(jié)果，結(jié)合生活滿意度定價(jià)法對(duì)空氣污染與水污染定價(jià)。

二、模型設(shè)定及數(shù)據(jù)來(lái)源

環(huán)境物品屬于公共物品，因缺乏市場(chǎng)需采用非市場(chǎng)價(jià)值評(píng)估法進(jìn)行定價(jià)。目前可分為兩大類方法：一是揭示偏好法，通過(guò)尋找替代市場(chǎng)影子價(jià)格進(jìn)行定價(jià)，可分為人力資本法[17]、內(nèi)涵資產(chǎn)定價(jià)法[18]等；二為陳述偏好法，通過(guò)問卷直接或間接詢問被調(diào)查者對(duì)環(huán)境物品的偏好程度以進(jìn)行定價(jià)，分為意愿調(diào)查法[19]與選擇實(shí)驗(yàn)法[20]兩種。上述方法各有優(yōu)缺點(diǎn)，如意愿調(diào)查法通過(guò)問卷進(jìn)行調(diào)查，思路清晰簡(jiǎn)單，但存在假想偏誤、信息偏誤等問題；內(nèi)涵資產(chǎn)定價(jià)法使用客觀數(shù)據(jù)避免了主觀偏差，但因環(huán)境質(zhì)量可能無(wú)法完全反映于房地產(chǎn)市場(chǎng)等原因造成結(jié)果偏誤。生活滿意度法(Life Satisfaction Approach，LSA)則是通過(guò)主觀與客觀數(shù)據(jù)相結(jié)合的方式，主觀數(shù)據(jù)僅需要幸福感一項(xiàng)，無(wú)需直接詢問對(duì)環(huán)境物品的偏好，從而避免了假想偏差、策略性偏差等。

LSA是21世紀(jì)初提出的方法，時(shí)間較短，但運(yùn)用十分廣泛，眾多環(huán)境物品均有涉及，如綠地[21]、噪音[22]、景觀[8]、生態(tài)系統(tǒng)多樣性[7]、洪水災(zāi)害[9]以及空氣污染[10,11,23-24]等，但在中國(guó)運(yùn)用仍十分稀少[14,16]。LSA以個(gè)體效用最大化為基礎(chǔ)，假設(shè)公眾的效用水平由收入、市場(chǎng)物品或服務(wù)、環(huán)境物品或服務(wù)和主觀偏好等因素影響。假設(shè)公眾效用水平為u，市場(chǎng)商品為x，非市場(chǎng)環(huán)境物品為q(q越大表明環(huán)境質(zhì)量越好)，收入為y，主觀偏好和個(gè)體其他社會(huì)經(jīng)濟(jì)特征為s，其他隨機(jī)誤差項(xiàng)為ε，則效用函數(shù)可表示為u(x,q,y,s,ε)。且u與q和y均呈正相關(guān)關(guān)系，即?u(x,q,y,s,ε)/?q>0，?u(x,q,y,s,ε)/?y>0。假設(shè)x和s不變，則效用水平變化如下：

(1)

(2)

即LSA通過(guò)估計(jì)收入和環(huán)境質(zhì)量對(duì)效用的邊際效應(yīng)來(lái)為環(huán)境定價(jià)。研究表明居民幸福感會(huì)受其個(gè)人特征、所在地環(huán)境質(zhì)量狀況及當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平等諸多因素影響，因此本文構(gòu)建如下模型，分析環(huán)境質(zhì)量狀況對(duì)幸福感的影響。

Happinessi=β1Environmenti+β2Ii+β3Pi+εi

(3)

其中，Hapinessi表示第i個(gè)被調(diào)查者的幸福感；Environmenti表示被調(diào)查者所在地的環(huán)境質(zhì)量狀況集合，包括空氣污染和水污染等；Ii為個(gè)人變量集合，如被調(diào)查者i的性別、年齡等個(gè)人特征變量與家庭年收入、家庭經(jīng)濟(jì)檔次等家庭特征變量；Pi則為被調(diào)查i所在地的經(jīng)濟(jì)變量集合，如可支配收入、GNP等。β1、β2、β3分別為相應(yīng)的系數(shù)矩陣。此外因Hapinessi存在內(nèi)在的排序，結(jié)合以往研究[25]，本文將使用有序Probit模型進(jìn)行估計(jì)。

本文的幸福感數(shù)據(jù)來(lái)源于2013年中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查(CGSS)，其是最新公布的數(shù)據(jù)，并且首次調(diào)查了居民對(duì)不同環(huán)境問題嚴(yán)重性的主觀感知與環(huán)境知識(shí)情況。CGSS2013問卷中幸福感詢問方式為“總的來(lái)說(shuō)，您覺得您的生活是否幸福”，選項(xiàng)采用Likert五點(diǎn)量表形式，由“非常不幸福”到“非常幸福”。根據(jù)已有研究，將其視為5個(gè)級(jí)別進(jìn)行處理[14]。

解釋變量方面，我們首先關(guān)注空氣污染與水污染。因CGSS2013數(shù)據(jù)中并未公布至城市層面，因此運(yùn)用省級(jí)環(huán)境污染數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。數(shù)據(jù)來(lái)源于2014年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒、2013年度各省直轄市統(tǒng)計(jì)年鑒及環(huán)境質(zhì)量狀況公報(bào)等。在指標(biāo)選取方面，楊繼東和章逸然在考慮數(shù)據(jù)獲取性、污染物危害性、治理的滯后性等因素采用NO2作為空氣污染的指標(biāo)。此外其對(duì)SO2和PM10對(duì)幸福感的影響亦進(jìn)行了分析，結(jié)果表明SO2對(duì)幸福感的影響方向并不明確，PM10影響不顯著，但其認(rèn)為近年來(lái)隨著居民對(duì)于PM2.5與PM10的關(guān)注度的上升，PM10對(duì)幸福感的影響可能發(fā)生變化。因此本文將采用NO2作為空氣污染代表指標(biāo)，并亦將對(duì)PM10進(jìn)行分析。水污染指標(biāo)方面，主要包括廢水排放量、COD排放量與氨氮排放量三項(xiàng)，因廢水排放更易被居民觀察到，且居民相對(duì)更易了解，因此本文擬采用廢水排放量。此外相比于目前大都采用的工業(yè)廢水排放量[26-27]，本文認(rèn)為生活廢水排放量遠(yuǎn)大于工業(yè)廢水排放量，且與公眾生活密切相關(guān)，因此采用總廢水排放量。但在后面的探討中，本文會(huì)將其他污染物質(zhì)納入模型進(jìn)行分析。

控制變量包括個(gè)體變量與省經(jīng)濟(jì)變量。個(gè)體變量來(lái)源于綜合社會(huì)調(diào)查問卷，包括個(gè)人特征變量與家庭特征變量，其中個(gè)人特征變量包括性別、年齡、受教育程度、個(gè)人年收入、健康狀況、社會(huì)公平性、婚姻狀況；家庭特征變量包括家庭年收入、家庭人口、兒子數(shù)、女兒數(shù)、家庭經(jīng)濟(jì)狀況檔次、房產(chǎn)數(shù)、是否有車。限于篇幅，描述統(tǒng)計(jì)階段的變量賦值等具體處理方式不再贅述，有興趣者可與筆者聯(lián)系。在公眾所在地經(jīng)濟(jì)變量方面，楊繼東和章逸然對(duì)人均GDP進(jìn)行了控制，但本文認(rèn)為人均可支配收入對(duì)幸福感的影響可能更強(qiáng)，因此對(duì)可支配收入及其增長(zhǎng)率進(jìn)行控制，但亦對(duì)各省GDP及其增長(zhǎng)率進(jìn)行了控制，其中增長(zhǎng)率根據(jù)2008年及2013年可支配收入和GDP計(jì)算所得。

刪除缺失值及不合理值后最終樣本量為7 454，表1為樣本中上述變量的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示幸福感均值為3.79；省直轄市平均NO2濃度為37.70ug/m3，平均廢水排放量為26.45億噸。樣本中男女比例約各占一半；年齡均值為47.20歲；受教育水平均值為2.51；家庭年收入與個(gè)人年收入(自然對(duì)數(shù))分別為10.54和8.84；家庭平均人口在3人左右；82%家中沒有車。此外健康狀況均值為3.82，即大部分人認(rèn)為自身較為健康；社會(huì)公平性均值為2.96，家庭經(jīng)濟(jì)檔次均值為2.71，即社會(huì)公平性和家庭經(jīng)濟(jì)檔次處于一般水平。

表1　各變量描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

三、分析結(jié)果

(一)環(huán)境質(zhì)量對(duì)幸福感的影響

采用有序Probit模型估計(jì)方程1，結(jié)果如表2所示。因?yàn)檫\(yùn)用生活滿意度進(jìn)行環(huán)境公共物品定價(jià)時(shí)要求估計(jì)環(huán)境質(zhì)量和收入對(duì)幸福感的影響系數(shù)，且在個(gè)人年收入與家庭年收入間，家庭收入對(duì)幸福感的影響往往更大，因此所有模型均包含了家庭年收入變量。模型1和2分別加入了NO2濃度與廢水排放量，用于單獨(dú)分析空氣污染和水污染對(duì)幸福感的影響，模型3則同時(shí)分析空氣污染和水污染的影響，模型4和5則加入個(gè)人控制變量，不同之處在于模型4去除了其他反映家庭經(jīng)濟(jì)狀況的變量，包括家庭經(jīng)濟(jì)檔次、房產(chǎn)數(shù)及是否有車。模型6和7則在模型4和5基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入了省經(jīng)濟(jì)控制變量。

由表2可知，空氣污染代表指標(biāo)NO2濃度對(duì)幸福感的影響因素均為負(fù)值，且始終顯著，表明NO2濃度降低會(huì)顯著提高公眾幸福感。而水污染結(jié)果則較為有趣，模型2單獨(dú)分析廢水排放量對(duì)幸福感的影響時(shí)，并未得到顯著結(jié)果，模型3加入NO2濃度，結(jié)果并未改變。而模型對(duì)個(gè)人變量和省經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行控制后，廢水排放量對(duì)幸福感的影響系數(shù)變?yōu)樨?fù)值，且大都顯著。說(shuō)明廢水排放量對(duì)幸福感的影響并不如NO2顯著，這可能是因?yàn)榭諝馕廴靖泳哂锌捎^察性，且發(fā)生頻率更高，媒體關(guān)注度也相對(duì)更高，從而空氣污染對(duì)幸福感的影響顯著，但總體而言廢水排放量的降低仍會(huì)對(duì)幸福感起到提升作用。依據(jù)模型7，進(jìn)一步分析空氣污染和水污染對(duì)幸福感的邊際效應(yīng)，結(jié)果表明NO2濃度每上升1ug/m3，幸福感為非常不幸福、比較不幸福和一般的概率分別上升0.011%、0.065%和0.142%，而為比較幸福和非常幸福的概率分別下降0.084%和0.134%。而廢水排放量每增加1億噸，上述概率分別為0.005%、0.032%、0.070%、0.041%和0.066%。

表2　幸福感有序Probit估計(jì)

續(xù)表

注：括號(hào)中為標(biāo)準(zhǔn)誤差，*、**、***分別表示在10%、5%與1%水平下顯著。下表同

在個(gè)人變量方面，結(jié)果表明家庭年收入與幸福感呈正相關(guān)關(guān)系，而個(gè)人年收入對(duì)幸福感的影響大都不顯著。此外房產(chǎn)數(shù)及是否有車亦反映了家庭收入情況，結(jié)果表明房產(chǎn)數(shù)增加與有車均會(huì)顯著提升公眾幸福感。且在公眾主觀感知家庭經(jīng)濟(jì)狀況方面，相對(duì)于經(jīng)濟(jì)狀況遠(yuǎn)低于平均水平人群，其余4項(xiàng)人群的幸福感均顯著更高。此外通過(guò)對(duì)比模型4和5及模型6和7，我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)加入家庭經(jīng)濟(jì)檔次、房產(chǎn)數(shù)及是否有車這些亦能反映家庭收入狀況的變量后，其他變量估計(jì)結(jié)果變動(dòng)不大，但家庭年收入估計(jì)系數(shù)顯著降低。性別、年齡與受教育程度對(duì)幸福感的影響均與楊繼東和章逸然分析結(jié)果較為一致，女性幸福感顯著高于男性；隨著年齡上升，幸福感先降低后上升，且根據(jù)影響系數(shù)估算，幸福感在42歲左右為最低點(diǎn)，可能是因居民在42歲左右工作大都處于中層，而子女也正處于高中階段，居民工作和家庭壓力均較大，導(dǎo)致幸福感相對(duì)較低；受教育程度對(duì)幸福感并未表現(xiàn)出顯著影響。從家庭人員看，家庭人口數(shù)及兒子數(shù)并不會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生顯著影響，而女兒數(shù)卻會(huì)顯著提高幸福感。在婚姻狀況方面，相對(duì)于未婚，同居、初婚有配偶、再婚有配偶均會(huì)顯著提高幸福感，而分居未離婚、離婚及喪偶則未有顯著差別。在健康狀況方面，相較于很不健康，其余4類健康狀態(tài)均會(huì)顯著提高幸福感。此外公眾認(rèn)為社會(huì)越公平，其不滿等負(fù)面情緒可能相對(duì)越低，導(dǎo)致幸福感顯著上升。而在省級(jí)經(jīng)濟(jì)變量方面，可支配收入與GDP均未表現(xiàn)出顯著影響，可支配收入增長(zhǎng)率對(duì)幸福感有顯著正影響，而GDP增長(zhǎng)率顯現(xiàn)出顯著負(fù)影響，這可能是因GDP增長(zhǎng)率過(guò)高可能伴隨著物價(jià)快速上漲或其他社會(huì)不穩(wěn)定因素，降低幸福感。

(二)異質(zhì)性分析

眾多研究分析了影響幸福感中存在的異質(zhì)性。林江等[28]發(fā)現(xiàn)對(duì)于租房者，房?jī)r(jià)上漲與幸福感呈顯著負(fù)相關(guān)，而對(duì)擁有房產(chǎn)者則呈顯著正相關(guān)，且擁有多套房產(chǎn)者正效應(yīng)更強(qiáng)。胡洪曙等[29]發(fā)現(xiàn)收入不平等對(duì)城市老年人幸福感的負(fù)效應(yīng)要弱于對(duì)農(nóng)村老年人。陳剛等[30]發(fā)現(xiàn)政府服務(wù)質(zhì)量會(huì)對(duì)低收入居民的幸福感造成顯著影響，但對(duì)高收入者影響微弱。何立新等[31]發(fā)現(xiàn)機(jī)會(huì)不均等對(duì)低收入居民和農(nóng)村居民幸福感的負(fù)面影響相對(duì)較大，收入差距對(duì)低、中低和高收入階層的幸福感有顯著負(fù)效應(yīng)。部分研究亦對(duì)環(huán)境質(zhì)量對(duì)幸福感影響的異質(zhì)性進(jìn)行了分析。黃永明等發(fā)現(xiàn)煙塵污染和SO2污染對(duì)東部地區(qū)居民幸福感的負(fù)面影響大于中西部地區(qū)，但其并未發(fā)現(xiàn)不同收入階層、居住于不同社區(qū)類型居民中存在的異質(zhì)性。李夢(mèng)潔[26]發(fā)現(xiàn)環(huán)境污染對(duì)低收入居民的幸福感的負(fù)面影響相對(duì)較高。楊繼東和章逸然發(fā)現(xiàn)空氣污染對(duì)低收入者、男性與農(nóng)村居民幸福感的負(fù)面影響更為顯著。本文則主要從以下兩方面對(duì)環(huán)境污染對(duì)幸福感影響可能存在的異質(zhì)性進(jìn)行探討：一是區(qū)域效應(yīng)，分為城鄉(xiāng)與東中西；二是更針對(duì)被調(diào)查者主觀效應(yīng)。首先，本文認(rèn)為相比于收入，被調(diào)查者主觀自評(píng)所處等級(jí)更能反映其社會(huì)地位，因此對(duì)不同等級(jí)進(jìn)行分析。其次，則是針對(duì)環(huán)境知識(shí)與環(huán)境污染主觀感知。最后，在分析上述可能存在的異質(zhì)性時(shí)亦關(guān)注在空氣污染和水污染之間可能存在的差異性。

因CGSS將城鄉(xiāng)按居住類型分為市/縣城的中心地區(qū)、邊緣地區(qū)、城鄉(xiāng)結(jié)合部、以外的鎮(zhèn)、農(nóng)村5類，僅選取中心地區(qū)與農(nóng)村進(jìn)行城鄉(xiāng)對(duì)比。表3為環(huán)境污染對(duì)幸福感影響的區(qū)域異質(zhì)性。由表3可知，空氣污染對(duì)城鄉(xiāng)居民幸福感的影響并未表現(xiàn)出顯著差異，與楊繼東和章逸然、李夢(mèng)潔的發(fā)現(xiàn)有所差異，這可能是因2010年至2013年間居民對(duì)于空氣污染關(guān)注度上升，尤其是城市居民，導(dǎo)致空氣污染對(duì)城鄉(xiāng)居民幸福感的影響的差異縮小。而在水污染方面，廢水排放量對(duì)城市居民幸福感的負(fù)面影響更為顯著，這可能是因水污染在城市比農(nóng)村嚴(yán)重得多。而從東中西部地區(qū)看，空氣污染與水污染對(duì)幸福感的影響均存在顯著差異。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度最快，但因大都為粗放式發(fā)展，導(dǎo)致空氣污染與水污染均較為嚴(yán)重，對(duì)居民生活和工作均有較大影響，從而對(duì)居民幸福感均表現(xiàn)出顯著負(fù)影響。中部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展居中，亦大都為粗放式發(fā)展，空氣污染也較為嚴(yán)重，但中部大多數(shù)省份降水量充足，水污染相對(duì)較輕，因此空氣污染對(duì)幸福感有顯著負(fù)影響，而水污染并不顯著。西部則因經(jīng)濟(jì)發(fā)展相對(duì)滯后，人口密度較低，空氣污染和水污染對(duì)幸福感的負(fù)影響均不顯著。

在分析被調(diào)查者主觀異質(zhì)性效應(yīng)時(shí)，首先進(jìn)行相關(guān)分組。CGSS將被調(diào)查者自評(píng)所處等級(jí)分為10層，1至10表示等級(jí)由低到高。統(tǒng)計(jì)所得其均值為4.40，表明認(rèn)為處于中底層的人員居多。根據(jù)等級(jí)由低至高將其分為3組：底層組，等級(jí)選擇為1～3；中層組為4～6；高層組則為7～10。在環(huán)境污染主觀感知方面，CGSS詢問對(duì)當(dāng)?shù)夭煌h(huán)境污染的感知情況，選項(xiàng)則包括了很嚴(yán)重、比較嚴(yán)重等7項(xiàng)，但因其中存在不關(guān)心與沒有該問題2個(gè)選項(xiàng)，未避免完全不了解產(chǎn)生的偏誤，僅選取很嚴(yán)重、比較嚴(yán)重、不太嚴(yán)重和不嚴(yán)重4項(xiàng)進(jìn)行分析。將很嚴(yán)重、比較嚴(yán)重歸為感知嚴(yán)重組，而不太嚴(yán)重和不嚴(yán)重歸為感知不嚴(yán)重組。統(tǒng)計(jì)相應(yīng)頻數(shù)，結(jié)果表明空氣污染和水污染選擇比較嚴(yán)重的頻數(shù)均為最大，但嚴(yán)重組和不嚴(yán)重組的頻數(shù)約各占一半，說(shuō)明中國(guó)居民對(duì)于空氣污染和水污染的主觀感知總體并不強(qiáng)烈。在環(huán)境知識(shí)方面，CGSS詢問了10道環(huán)境相關(guān)問題，如“汽車尾氣不會(huì)對(duì)人體健康造成損害”，讓被調(diào)查者進(jìn)行判斷。統(tǒng)計(jì)被調(diào)查者答對(duì)題目數(shù)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明其均值為5.20，標(biāo)準(zhǔn)差為2.70，說(shuō)明中國(guó)居民環(huán)境知識(shí)總體情況并不樂觀，且居民間差異較大。根據(jù)答對(duì)題數(shù)分為3組：環(huán)境知識(shí)量相對(duì)較低組，回答正確0～3道題；中等組，答對(duì)4～7題；較高組，答對(duì)8～10題。隨后進(jìn)行異質(zhì)性分析，此外因在環(huán)境污染主觀感知分組中是根據(jù)空氣污染和水污染分別分組，因此在模型也僅加入相應(yīng)變量。最終結(jié)果如表4所示。

表3　環(huán)境污染與幸福感：區(qū)域效應(yīng)

注：控制變量包括表2模型7中所有控制變量。下表同

表4　環(huán)境污染與幸福感：主觀效應(yīng)

由表4可知，環(huán)境污染對(duì)幸福感的影響會(huì)因所處等級(jí)不同有所差異，空氣污染與水污染在同一等級(jí)亦有所差異。底層人群經(jīng)濟(jì)水平較差，難以通過(guò)醫(yī)療、購(gòu)買空氣凈化器和凈水器等經(jīng)濟(jì)手段彌補(bǔ)環(huán)境污染所造成的損失，易受環(huán)境污染的影響，且因其視野、精力等所限，難以經(jīng)常性關(guān)注環(huán)境問題，因此更易受到易觀察到的環(huán)境污染影響。空氣污染可視且近年來(lái)發(fā)生頻率較高，媒體近年來(lái)關(guān)注度也急劇上升，而水污染則相對(duì)難以察覺，關(guān)注度較低，因此底層居民幸福感受到空氣污染顯著負(fù)影響，而水污染并未有顯著影響。對(duì)于高層居民，主觀往往認(rèn)為其可能更加厭惡環(huán)境污染，但結(jié)果表明空氣污染與水污染對(duì)幸福感均未表現(xiàn)出顯著影響。可能因其經(jīng)濟(jì)水平較高，可通過(guò)其他手段彌補(bǔ)相關(guān)損失，從而影響并不顯著。中層民眾雖無(wú)法彌補(bǔ)環(huán)境污染損失，但相對(duì)于底層民眾，能更加關(guān)注于環(huán)境問題，因此空氣污染和水污染對(duì)其幸福感均表現(xiàn)出顯著負(fù)影響，但水污染對(duì)幸福感的負(fù)向影響顯著性仍低于空氣污染的影響。

客觀空氣污染對(duì)幸福感的影響是否會(huì)因環(huán)境污染主觀感知不同而產(chǎn)生差異？部分研究已經(jīng)探究了環(huán)境污染主觀感知對(duì)幸福感所產(chǎn)生的影響。Goetzke等[32]研究表明幸福感與居民受空氣污染影響程度的主觀感知呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。MacKerron等[33]發(fā)現(xiàn)主觀感知和實(shí)測(cè)空氣污染均對(duì)幸福感有顯著負(fù)影響。黃永明等以認(rèn)為環(huán)境問題不嚴(yán)重人群為對(duì)照組分析表明，認(rèn)為不太嚴(yán)重、比較嚴(yán)重和非常嚴(yán)重人群比對(duì)照組人群的幸福感顯著更低。本文此次不再探討主觀感知對(duì)幸福感的影響，而更關(guān)注對(duì)于在環(huán)境污染感知有所不同的人群間，客觀環(huán)境污染對(duì)幸福感的影響是否有所差別。由結(jié)果可以看出，無(wú)論對(duì)空氣污染還是水污染，感知不嚴(yán)重的人群環(huán)境污染對(duì)其幸福感的負(fù)影響均更加顯著。而感知嚴(yán)重人群并未表現(xiàn)出顯著影響。這一結(jié)果表明在治理環(huán)境污染時(shí)需注重與公眾的溝通，增強(qiáng)公眾了解度，減少恐懼感，并積極發(fā)布環(huán)境治理正面信息，降低環(huán)境污染嚴(yán)重性感知，有助于提高公眾幸福感。

公眾掌握的環(huán)境知識(shí)也會(huì)作用于環(huán)境污染對(duì)幸福感的影響。當(dāng)公眾對(duì)環(huán)境知識(shí)了解較少時(shí)，其可能并不清楚環(huán)境污染會(huì)對(duì)人身體、工作等產(chǎn)生的影響，也可能對(duì)環(huán)境問題并不關(guān)注，因此空氣污染和水污染并未對(duì)幸福感有顯著影響。而當(dāng)公眾對(duì)環(huán)境知識(shí)了解非常多時(shí)，其對(duì)于環(huán)境來(lái)源可能十分清楚，對(duì)于環(huán)境治理的信心更加充足，并且了解如何采取行為以降低環(huán)境污染造成的影響，因此環(huán)境污染對(duì)幸福的影響亦較弱。而對(duì)于環(huán)境知識(shí)了解程度一般時(shí)，公眾對(duì)環(huán)境污染判斷容易模棱兩可，了解其可能產(chǎn)生的有害影響，但對(duì)其治理措施了解不充分，易導(dǎo)致對(duì)治理缺乏信心，從而空氣污染與水污染對(duì)幸福感均表現(xiàn)出顯著負(fù)效應(yīng)。雖然公眾對(duì)環(huán)境知識(shí)了解較少時(shí)，幸福感受環(huán)境污染影響較小，但隨著公眾環(huán)境意識(shí)和受教育程度的上升，環(huán)境知識(shí)無(wú)法停留于少量階段，則公眾可能更易處于中等環(huán)境知識(shí)階段(頻數(shù)在三組中最大)，因此政府應(yīng)采取措施向高環(huán)境知識(shí)引導(dǎo)，如積極公布準(zhǔn)確的環(huán)境知識(shí)，讓公眾了解各類環(huán)境問題，尤其是相應(yīng)的政府治理及個(gè)人應(yīng)對(duì)知識(shí)。

(三)不同污染物對(duì)幸福感的影響分析

為驗(yàn)證不同污染物對(duì)于估計(jì)結(jié)果可能產(chǎn)生的影響，將不同污染物質(zhì)納入模型進(jìn)行分析。在空氣污染方面，中國(guó)監(jiān)測(cè)的指標(biāo)除了NO2，還有SO2和PM10，近年來(lái)隨著公眾對(duì)于PM2.5的關(guān)注，其監(jiān)測(cè)亦越發(fā)完善，但因2013年P(guān)M2.5省級(jí)數(shù)據(jù)缺失較多，因此僅檢驗(yàn)SO2和PM10的影響。在水污染方面，指標(biāo)除了廢水排放量，還有氨氮排放量與COD排放量，因此對(duì)氨氮排放量、COD排放量進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果如表5所示，其中A部分為不同空氣污染物對(duì)幸福感的影響，其中在對(duì)個(gè)人變量和省級(jí)經(jīng)濟(jì)變量進(jìn)行控制的同時(shí)，亦對(duì)廢水排放量進(jìn)行了控制；而B部分分析不同水污染物的影響時(shí)則對(duì)NO2濃度進(jìn)行了控制。此外我們均先分析不同污染物單獨(dú)加入模型時(shí)的影響，后將污染物同時(shí)加入模型分析其影響。

表5　不同污染物對(duì)居民主觀幸福感的影響

根據(jù)對(duì)不同空氣污染物的分析結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)單獨(dú)分析NO2和將三種指標(biāo)同時(shí)加入模型時(shí)，其結(jié)果均十分顯著，且為負(fù)值，說(shuō)明NO2對(duì)幸福感有顯著負(fù)影響，表明運(yùn)用NO2分析空氣污染對(duì)幸福感的影響具有穩(wěn)健性。將SO2單獨(dú)加入模型時(shí)，結(jié)果影響并不顯著，且將三種指標(biāo)均加入模型時(shí)，其結(jié)果并未有所改變，說(shuō)明SO2并不會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生影響。而將PM10單獨(dú)加入模型時(shí)其影響顯著且為負(fù)，而楊繼東和章逸然的結(jié)果顯示單獨(dú)分析時(shí)結(jié)果并不顯著，說(shuō)明隨著公眾對(duì)PM10和PM2.5的關(guān)注增加，PM10對(duì)幸福感的影響顯著性確實(shí)有所增大。然而在將三種指標(biāo)均加入模型時(shí)，PM10變?yōu)椴伙@著，而NO2仍十分顯著，說(shuō)明PM10對(duì)幸福感的負(fù)影響仍相對(duì)較小，但在之后的研究中仍需關(guān)注其影響。

不同水污染物分析結(jié)果表明單獨(dú)分析COD排放量與氨氮排放量對(duì)幸福感的影響時(shí)，結(jié)果均不顯著。將三者同時(shí)加如模型后，廢水排放量結(jié)果亦變得不顯著。我們推測(cè)這可能是因三者之間可能存在的較強(qiáng)相關(guān)性所導(dǎo)致，因此我們進(jìn)行相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果表明三者相關(guān)性最小為0.68，且均在5%水平上顯著，vif檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)氨氮排放量vif值為21.41，因此我們刪去氨氮排放量進(jìn)行進(jìn)一步分析，結(jié)果表明廢水排放量變?yōu)轱@著負(fù)影響，而COD排放量仍不顯著。因此總的來(lái)說(shuō)，廢水排放量對(duì)于幸福感有顯著負(fù)影響，而COD排放量與氨氮排放量對(duì)幸福感的影響并不顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

空氣污染和水污染對(duì)幸福感的影響可能受到估計(jì)方法的影響，因此我們運(yùn)用OLS和有序logit估計(jì)對(duì)模型7進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果如表6中A部分。此外本文采用2013年截面數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)，但因CGSS調(diào)查年度較少，并不連續(xù)，有些年度甚至缺少幸福感問題，無(wú)法形成面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，故可能存在結(jié)果的不穩(wěn)定性，因此我們采用2012年相關(guān)性數(shù)據(jù)再次進(jìn)行估計(jì)，以觀察結(jié)果的穩(wěn)健性。之所以采用2012年的數(shù)據(jù)，一是因?yàn)槿裟攴菹嗖钐h(yuǎn)，結(jié)果可能有較大差異；二是我們采用的CGSS的數(shù)據(jù)主要來(lái)自于其問卷A部分，而2012和2013年度問卷A部分基本一致。對(duì)2012年變量處理方式與2013年一致，進(jìn)行有序Probit回歸，最終結(jié)果如表6中B部分所示。

表6　穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由表6可知，OLS、有序logit和有序probit所得NO2濃度和廢水排放量對(duì)幸福感的影響有所差異，其中有序logit模型估計(jì)所得系數(shù)絕對(duì)值最大，OLS估計(jì)系數(shù)最小，但均顯著為負(fù)值。而根據(jù)2012年數(shù)據(jù)分析所得結(jié)果與2013年分析結(jié)果較為一致，NO2濃度和廢水排放量對(duì)幸福感的影響系數(shù)均顯著為負(fù)。由此說(shuō)明空氣污染和水污染對(duì)幸福感所存在的顯著負(fù)效應(yīng)較為穩(wěn)健。

(五)環(huán)境污染定價(jià)

對(duì)于有序probit模型，不同幸福感取值變量的邊際效用有所不同，因此常采用幸福感均值處的邊際效用，因本文幸福感均值為3.79，且統(tǒng)計(jì)幸福感頻數(shù)發(fā)現(xiàn)“比較幸福”頻數(shù)最高，為總樣本的60.33%，因此采用“比較幸福”處模型估計(jì)出來(lái)的邊際效用來(lái)估算平均支付意愿。此外因房產(chǎn)數(shù)等反映家庭經(jīng)濟(jì)狀況的變量加入模型會(huì)較大程度上降低家庭年收入對(duì)幸福感的影響，而房產(chǎn)數(shù)等變量難以以收入形式反映出來(lái)，因此若根據(jù)模型7估計(jì)結(jié)果進(jìn)行空氣污染和水污染的定價(jià)可能導(dǎo)致結(jié)果的偏大，因此我們采用模型6的估計(jì)結(jié)果進(jìn)行定價(jià)。結(jié)果如表7第一列所示，NO2濃度的邊際效用為-0.000 68，廢水排放量的邊際效用為-0.000 49，家庭年收入的邊際效用為0.012 81，此外樣本家庭年收入均值為60 939.79元，由上述計(jì)算公式可得NO2濃度和廢水排放的定價(jià)分別為3 234.90元和2 331.03元。即為保持幸福感不變，公眾愿意為降低1μg/m3的NO2和減少1億噸廢水排放而分別減少年收入3 234.90元和2 331.03元，占家庭年收入的5.31%和3.83%。所得結(jié)果高于楊繼東和章逸然的NO2濃度定價(jià)(1 125元，占收入的3.19%)，與MacKerron等[33]的NO2濃度定價(jià)結(jié)果相近(年收入的5.3%)。這可能是因2010年美國(guó)大使館公布PM2.5數(shù)據(jù)，之后中國(guó)媒體及公眾對(duì)環(huán)境問題的關(guān)注顯著上升，從而導(dǎo)致環(huán)境質(zhì)量?jī)r(jià)值顯著上升。

表7　空氣污染和水污染定價(jià)

表7第二和第三列分別為單獨(dú)分析NO2濃度和廢水排放量時(shí)的定價(jià)。Welsch發(fā)現(xiàn)同時(shí)削減不同污染物的價(jià)值略高于各自削減的價(jià)值之和。因此針對(duì)模型6，我們分別去除變量廢水排放量與NO2濃度，以分析單一污染物時(shí)其各自的定價(jià)，結(jié)果表明NO2濃度的定價(jià)為2 868.92元，而廢水排放量的定價(jià)為1 621.25元。即單獨(dú)分析時(shí)NO2濃度與廢水排放量的定價(jià)均低于同時(shí)分析時(shí)的結(jié)果。這可能是因?yàn)橥瑫r(shí)分析時(shí)更能代表總體環(huán)境質(zhì)量的改變，從而居民的平均支付意愿相對(duì)較高。第四和第五列為運(yùn)用OLS和有序logit模型進(jìn)行分析時(shí)的定價(jià)。Ferrer-I-Carbonell等[34]發(fā)現(xiàn)運(yùn)用線性回歸和有序probit及有序logit模型分析序數(shù)性幸福感時(shí)所得系數(shù)結(jié)果較為一致，楊繼東和章逸然[14]亦有相似發(fā)現(xiàn)。因此本文亦采用線性回歸和有序logit模型進(jìn)行估計(jì)并定價(jià)，結(jié)果表明線性回歸后NO2濃度和廢水排放量的定價(jià)分別為2 336.16元和2 288.14元，有序logit模型所得結(jié)果分別為3 231.95元和2 492.11元。不同模型分析表明廢水排放量定價(jià)結(jié)果并未有太大差別，但線性回歸所得NO2定價(jià)結(jié)果相對(duì)偏低，僅占收入的3.83%。第六列為根據(jù)2012年數(shù)據(jù)的定價(jià)結(jié)果，結(jié)果表明NO2定價(jià)并未有太大變化，但廢水排放量的定價(jià)存在較大不合理之處，達(dá)到收入的17.14%。結(jié)合穩(wěn)健性檢驗(yàn)中NO2濃度和廢水排放量對(duì)幸福感的影響說(shuō)明廢水排放量雖會(huì)對(duì)幸福感產(chǎn)生顯著負(fù)效應(yīng)，但運(yùn)用LSA對(duì)廢水排放量進(jìn)行定價(jià)可能存在不合理之處，需在將來(lái)的研究對(duì)其原因進(jìn)行更深入的探討。而NO2對(duì)幸福感的影響以及定價(jià)更具有穩(wěn)健性。

四、結(jié)論與啟示

本文通過(guò)匹配省級(jí)環(huán)境污染數(shù)據(jù)和個(gè)人幸福感數(shù)據(jù)，探討空氣污染和水污染對(duì)幸福感的影響。結(jié)果表明，在控制個(gè)人和省級(jí)經(jīng)濟(jì)等可能影響幸福感的變量后，NO2濃度與廢水排放量均會(huì)顯著降低幸福感，且對(duì)比而言，NO2濃度對(duì)幸福感的負(fù)面效應(yīng)顯著高于廢水排放量。環(huán)境污染對(duì)幸福感的影響在區(qū)域?qū)用媾c個(gè)人層面均存在異質(zhì)性。在區(qū)域?qū)用妫諝馕廴緦?duì)城鄉(xiāng)居民并未表現(xiàn)出顯著差別，但對(duì)東中部地區(qū)居民有顯著負(fù)影響；水污染對(duì)城市與東部居民的負(fù)面影響更大。在個(gè)人層面，客觀環(huán)境污染對(duì)主觀環(huán)境感知不嚴(yán)重人群的幸福感的負(fù)面影響更加顯著。空氣污染對(duì)中底層人群和環(huán)境知識(shí)中高等人群的負(fù)面影響更大；水污染對(duì)中層人群和環(huán)境知識(shí)中等人群的負(fù)效應(yīng)更顯著。此外通過(guò)LSA對(duì)NO2和廢水排放量進(jìn)行定價(jià)，定價(jià)結(jié)果對(duì)NO2濃度更具穩(wěn)健性，而對(duì)廢水排放量的定價(jià)并不穩(wěn)健，結(jié)果表明NO2濃度每降低1ug/m3，廢水排放量每減少1億噸，居民的平均支付意愿分別為3 239.30元和2 347.37元。

改革開放以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)并不等同于幸福感的上升，一味追求經(jīng)濟(jì)發(fā)展也并非發(fā)展的宗旨，且粗放式發(fā)展導(dǎo)致了嚴(yán)重的環(huán)境污染，而環(huán)境質(zhì)量惡化會(huì)降低居民幸福感。發(fā)展應(yīng)著眼于提高居民的幸福感，因此需注重經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的協(xié)調(diào)發(fā)展。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、居民收入增加的同時(shí)著手改善環(huán)境質(zhì)量，才能滿足居民的物質(zhì)生活與精神生活需求。在此過(guò)程中，各級(jí)政府、企業(yè)與公眾均應(yīng)明確各自定位，承擔(dān)自身所應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任，共同為環(huán)境污染治理作出貢獻(xiàn)。

提高環(huán)境規(guī)制水平對(duì)于促進(jìn)環(huán)境質(zhì)量改善、提高居民幸福感具有重要意義。對(duì)于環(huán)境污染問題，防范的效果遠(yuǎn)大于污染后治理。而中央政府作為政策設(shè)計(jì)最前端，若在政策制定時(shí)就加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)環(huán)境質(zhì)量改善能夠起到重要作用，且政策設(shè)計(jì)時(shí)需考慮地區(qū)差異性。環(huán)境質(zhì)量對(duì)城市和中東部地區(qū)的負(fù)面影響更為顯著，并且各地經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與環(huán)境質(zhì)量狀況存在差異，對(duì)于經(jīng)濟(jì)發(fā)展較好區(qū)域需實(shí)施更高的環(huán)境規(guī)制水平。地方政府作為環(huán)境政策實(shí)際執(zhí)行者，應(yīng)在中央政府制定標(biāo)準(zhǔn)上根據(jù)區(qū)域發(fā)展差異進(jìn)一步嚴(yán)格管理，不應(yīng)因地區(qū)經(jīng)濟(jì)需發(fā)展而放松政策執(zhí)行，忽視環(huán)境損害以達(dá)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目的。中央政府在此過(guò)程中需加強(qiáng)對(duì)地方政府的監(jiān)管。

政府在環(huán)境治理過(guò)程中需重視個(gè)體的差異性。環(huán)境污染對(duì)社會(huì)底層人員幸福感的負(fù)面影響更為顯著，且底層人員處于經(jīng)濟(jì)、環(huán)境污染與信息等多重不利位置，一方面難以通過(guò)經(jīng)濟(jì)技術(shù)手段彌補(bǔ)環(huán)境污染造成的損害，另一方面缺乏應(yīng)對(duì)環(huán)境污染問題所應(yīng)采取的策略知識(shí)。由于環(huán)境污染問題往往具有持久性，可能會(huì)令這部分人群產(chǎn)生強(qiáng)烈危機(jī)感，甚至形成恐慌感，加大對(duì)社會(huì)的不滿，造成巨大的社會(huì)損失。因此政府在環(huán)境治理過(guò)程中需重視這部分人群的感受，及時(shí)進(jìn)行溝通，減少其危機(jī)感，令公眾掌握環(huán)境問題相關(guān)知識(shí)與應(yīng)對(duì)所需策略知識(shí)，可以在一定程度上提高人群的幸福感。