政府環(huán)境支出提升了居民幸福感嗎？
——基于CGSS2013的實證分析

褚 敏，尚思寧，常 鈺

(東北財經大學 產業(yè)組織與企業(yè)組織研究中心，遼寧 大連 116025)

一、引言

隨著經濟的高速增長，我國逐漸面臨雙重困境：經濟受制于“環(huán)境陷阱”，國民桎梏于“幸福停滯”。中國需要大力發(fā)展生產力以擺脫經濟困局，提升國民生活幸福度；而粗放型發(fā)展方式往往導致環(huán)境污染和破壞，其結果是損毀居民的健康和生活質量，反而降低了幸福度。中國長期依賴資源，經濟發(fā)展以透支環(huán)境為代價，工業(yè)生產所生成的巨量廢棄污染物是造成環(huán)境破壞的核心原因。中國能源加工轉換效率始終未能突破75%，2020年中國一次性能源消費量為145.46百億億焦耳，成為全球一次性能源消費地區(qū)最高國家。①2016—2019年，工業(yè)污染源排放占全國二氧化硫總量的比重達86.46%～90.13%，占全國顆粒物排放的比重則高達83.04%～85.58%[1]，中國每年基于污染造成的損失，由疾病成本估算相當于GDP的1.2%，基于支付意愿估算則高達GDP的3.8%。②

為遏制環(huán)境的進一步惡化，地方政府逐漸增加環(huán)境保護財政支出，但其占GDP的比例也始終未超過2%，節(jié)能環(huán)保支出増速放緩，與財政支出和GDP的増長率并不協同。而國際經驗表明，只有當一國環(huán)境投資占國內生產總值的比例達1.5%左右時可減緩污染擴散情況，比重高于3%時方能有效扭轉環(huán)境惡化的趨勢。誠然，我國環(huán)境治理投資總金額總體呈平穩(wěn)上升態(tài)勢，但環(huán)境治理投資總額占GDP的比重反呈下降趨勢，如圖1所示。2017年比例已不足1.2%。2002—2013年，我國環(huán)保支出占GDP的比例平均值為1.14%，比基本越過治污高峰的歐盟28國平均水平2.15%低1.01個百分點。中國污染治理設施直接投資占全社會固定資產投資比例的平均值為1.3%，比歐盟成員國平均值低2.5個百分點[2]。

圖1 中國環(huán)境污染治理投資總額和工業(yè)污染治理投資總額

“綠水青山就是金山銀山”。環(huán)境是人類、經濟和社會發(fā)展的基本載體，是影響公民幸福指數的關鍵因素。環(huán)境質量對居民幸福感有顯著影響[3]，是助推居民幸福感提升的重要前提條件。空氣污染損害了居民身心健康(客觀身體健康和主觀情緒)，嚴重降低了居民的幸福感[4]。改善空氣質量有利于居民生活滿意度的提升[5]。劣質的環(huán)境給人帶來負面的情緒波動，空氣中二氧化硫(SO2)的濃度與居民幸福感呈顯著負相關[6]。Levinson[7]也得出大氣中PM10濃度攀升將導致居民幸福感越低的結論。Rehdanz和Maddison[8]發(fā)現糟糕的生活環(huán)境(如空氣污染)顯著降低了德國居民幸福感。Yuan 等[9]研究發(fā)現，空氣質量指數(AQI)越低或綠色植被覆蓋率越高，越有利于提升中國居民的主觀幸福感。財政支出是地方政府環(huán)境保護投入的主要方式，是決定環(huán)境質量的重要因素之一。那么，如何通過增加政府環(huán)境支出，改善環(huán)境質量，進而提高居民的幸福感？

基于此，本文旨在通過匹配省市宏觀環(huán)境支出數據和個人微觀幸福感調查數據(CGSS2013)，實證研究政府環(huán)境支出對我國居民幸福感的具體影響和傳導機制，探究政府環(huán)境支出的社會福利效果。本文的貢獻在于：第一，環(huán)境支出是實現生態(tài)保護、環(huán)境治理的重要手段，涵蓋了環(huán)境和政府能力兩方面因素。目前文獻大多從整體財政或其他支出項目對幸福感的影響著手，或者關注污染物和環(huán)境對幸福感的作用。不涉及環(huán)境問題的研究無法全面反映財政支出對居民幸福感的作用機制，而且研究政府環(huán)境支出也順應了中國的重要發(fā)展思路：“社會發(fā)展”和“人民幸福”并重。第二，政府增加環(huán)境支出能否實現環(huán)境保護與“幸福發(fā)展”之間的“雙贏”？環(huán)境支出對于幸福水平的影響具體如何？環(huán)境支出通過怎樣的路徑機制來影響居民幸福感？這些問題的答案不僅是對政府環(huán)境支出效果的檢驗，也會對政府環(huán)境支出的合理運用產生一定現實啟發(fā)，因而是本文的主要創(chuàng)新點。

二、研究假說

國內外眾多學者從不同視角研究了影響居民幸福感的環(huán)境因素，其中不少文獻探索了政府支出的作用，以及同環(huán)境因素、居民幸福之間的關系。環(huán)境公共支出相對規(guī)模提升意味著地區(qū)環(huán)境污染規(guī)制水平增強。一方面，合理的環(huán)境規(guī)制類財政支出會“倒逼”被規(guī)制企業(yè)，促使其產生后發(fā)優(yōu)勢，提高生產效率并誘發(fā)技術創(chuàng)新。地方財政環(huán)保支出是中國工業(yè)技術升級的重要突破口，在節(jié)約能源方面有顯著的正效益，可加速促進產業(yè)轉型升級，是綠色經濟發(fā)展最為直接的動力[10]。另一方面，積極擴張的環(huán)境財政政策將有助于促進地區(qū)間的良性競爭、公共福利的改進和社會的協調發(fā)展[11]。而且，政府環(huán)境財政支出具有“知識外溢”的特征，環(huán)境財政支出中科研、教育等方面的開支可以為企業(yè)研發(fā)生產提供良好的外部技術環(huán)境；環(huán)境公共支出中的環(huán)境規(guī)制和健康預防性支出則可以提升企業(yè)技術效率、促進經濟增長[12]。趙新宇和高慶昆[13]表明，民生類支出(如醫(yī)療衛(wèi)生、教育及科研投入、農林水和環(huán)保支出)對公眾幸福感有明顯的正面作用。

大量文獻表明政府環(huán)境支出的增加促進了居民主觀幸福感的提升。通過增加有利于社會進步的財政預算支出，如環(huán)境、教育、健康與安全的保障等，可以實現人民幸福增長的目標[14]。政府公共政策的改善可使居民幸福提升層級。財政支出作為政府進行宏觀調控的重要手段，可通過作用于居民生存環(huán)境進而影響其幸福感。而政府節(jié)能環(huán)保支出是中國環(huán)境治理的中樞所在。環(huán)境治理支出金額的大小從根本上決定了城市環(huán)境質量的改善程度，環(huán)境治理通過改善生態(tài)環(huán)境，提高居民身心健康，有助于提升居民幸福感[15]，居住環(huán)境的改善也使得居民幸福程度隨之提升[16]。基于此，本文提出假說1：

假說1：政府環(huán)境支出與居民幸福感水平呈正相關關系。

中國幅員遼闊、人口眾多，存在廣泛的群體性差異。對于不同群體來說，政府環(huán)境支出造成的幸福感增進幅度可能會有所不同。在對影響幸福感的各種因素的研究中發(fā)現：經濟收入、居住環(huán)境、受教育程度、社會保障、政府公信力等因素，對幸福感的影響存在著明顯的地區(qū)差異、性別差異、收入差異、城鄉(xiāng)群體差異等。由于中國東、中和西部地區(qū)處在不同的經濟發(fā)展階段，政府環(huán)境支出對居民幸福感的影響也可能存在顯著的異質性。羅心慧和周晨[3]研究發(fā)現，客觀環(huán)境質量對居民幸福感的影響在中國東部和中西部地區(qū)存在區(qū)域差異；黃永明和何凌云[18]研究了居住環(huán)境及工作環(huán)境與我國城市居民幸福感的關系，結果表明優(yōu)質的環(huán)境對幸福感的提升有積極影響，且該影響具有顯著的區(qū)域異質性。石華平和易敏利[15]也發(fā)現，環(huán)境治理對居民幸福感存在區(qū)域、城鄉(xiāng)、收入異質性。因此，本文提出假說2：

假說2：環(huán)境支出對居民幸福感的影響在不同收入組、性別、城鄉(xiāng)群體之間存在異質性。

三、數據來源與模型設定

(一)數據來源、變量定義

本文采用的幸福感數據源于中國綜合社會調查(China General Social Survey，簡稱CGSS)。CGSS項目始于2003年，為中國人民大學和香港科技大學合作的全國性大規(guī)模抽樣調查，包含有關居民個人、家庭、社會各方面的信息。譬如：年收入、教育、社會態(tài)度、身心健康等等。CGSS2013涵蓋了全國28個省市自治區(qū)，采取多階分層概率抽樣法，綜合性強、調研方法科學、代表性強，調研數據可信度高。在剔除研究變量中錯漏答案及不適用答案后，最終用于分析的有效樣本為8812個。

依據CGSS2013問卷里的問題：“總的來說，你認為自己的生活是否幸福？”，答案選項依次為：“很不幸福”“比較不幸福”“居于幸福和不幸福之間”“比較幸福”和“完全幸福”，獲取幸福感數據。本文依據樣本回答將幸福感變量分為5個等級的有序變量1～5加以處理。樣本的幸福感分布如表1所示。

表1 居民幸福感分布情況及其比例 單位：%

本文的核心解釋變量是政府環(huán)境支出，用各省市節(jié)能環(huán)保支出(envir)表示。2011年財政部政府收支分類改革，正式將“環(huán)境保護”支出更名為“節(jié)能環(huán)保”支出。③考慮到政府支出效用發(fā)揮的滯后性，本文的核心自變量政府環(huán)境支出使用了2012年的數據。而被解釋變量幸福感為2013年調查時點的情況，由此可消除反向因果造成的內生性問題。同時，本文選取了人均工業(yè)污染投資額(wrtz)作為替代解釋變量，檢驗結果的敏感性與穩(wěn)健性。重化工業(yè)的污染排放量占據中國環(huán)境污染物總量的絕大部分，是我國各類污染問題頻發(fā)的主要原因。工業(yè)污染治理投資金額是中國治污取得成效的重要推手。而且，工業(yè)污染的投資金額與政府環(huán)境支出的變動，保持了較強的協調同步性，是較好的替代解釋變量。本文選取的宏觀解釋變量數據來源于2013年中國及各省統計年鑒、各省市環(huán)境質量狀況公報及中經網統計數據庫。

為了盡可能減少估計偏誤，本文較全面地選取控制變量加入回歸模型。具體包括省市宏觀特征變量和個體微觀特征變量。本文的省市特征變量有省市人均GDP、第二產業(yè)占GDP比重(衡量產業(yè)結構)、房價、商品零售價格指數(RPI，衡量物價或通脹)。個體特征變量中，主要控制了受訪者的經濟基本情況，包括個人年收入、社會經濟地位層級、住房面積；基本特征，包括性別、年齡、健康狀況、受教育水平(以“受教育年限”衡量)、婚姻情況；身份特征，包括政治身份、民族、戶籍。

(二)模型設定

借鑒Levinson[7]的實證計量模型，構建如下模型用以估計政府環(huán)境支出對居民幸福感的影響。

Happyi=αlnenvirj+βlnincomei+θYj+λXi+εi

(1)

其中，Happyi表示第i個居民的幸福感程度，lnenvirj表示第j個省市環(huán)境支出金額的對數值，系數α反映環(huán)境支出對居民幸福感的影響程度，lnincomei表示經對數平滑化處理的第i個居民的個人年收入，系數β反映其對居民幸福感的影響程度。

Yj表示第j個省市的特征變量集合，即宏觀經濟變量，包括人均GDP、物價水準、產業(yè)結構、房價。系數θ表示其對居民幸福感的影響程度。

Xi是個人特征變量集合，即微觀經濟變量，包括第i個人的性別、年齡、健康、教育水平、政治身份、住房面積、婚姻情況、戶口所在地、民族等特征變量。系數λ表示其對居民幸福感的影響程度。εi表示殘差項。

四、實證結果

(一)環(huán)境支出對居民幸福感的影響

由于衡量居民主觀幸福度的指標是1～5的定序變量，為保證自變量對因變量影響的準確性，本文采用Order Logit方法進行回歸分析。表2中模型1～4分別顯示了環(huán)境支出對居民幸福感的回歸結果，以及加入個人收入一項個體特征、加入更多微觀控制變量和加入全部宏觀控制變量四種情況下，環(huán)境支出對居民主觀幸福感的影響程度。

表2 居民幸福感與環(huán)境支出的有序Logit估計

模型1未添加控制變量，環(huán)境支出對居民幸福感的回歸系數符號為正，且在1%的顯著性水平上顯著，表明環(huán)境支出對居民幸福感具有顯著的正向促進作用。模型2引入個人年收入控制個人經濟情況，環(huán)境支出的系數仍顯著為正。模型3和模型4在原有的基礎上進一步添加其他微觀控制變量和宏觀控制變量，其回歸結果與模型1相比變化不大，環(huán)境支出對幸福感的回歸系數符號均為正，且在1%的統計水平上顯著。說明模型設置較合理，達到了穩(wěn)健的回歸效果，即在其他條件不變的情況下，政府環(huán)境支出提高會顯著提升居民的主觀幸福感。

考慮到有序Logit模型估計系數僅反映環(huán)境支出對幸福感影響的方向，本文根據模型4估計環(huán)境支出對于幸福感影響的邊際效果。結果發(fā)現，政府環(huán)境支出每增加1個單位(百萬)，居民“非常不幸福”“比較不幸福”和“說不上幸福不幸福”的概率分別下降0.14%、0.59%和0.94%，“比較幸福”和“非常幸福”的概率分別上升0.6%和 1.08%，假說1進一步得到了驗證。為了促進居民幸福感的提升，政府應進一步優(yōu)化公共支出結構，增加環(huán)境支出預算，改善環(huán)境質量，以打破國民“幸福陷阱”。

控制變量的結果與預期基本相符。人均GDP水平越高的省市可提供給民眾更優(yōu)質的基礎設施、發(fā)展平臺和就業(yè)機遇，其居民幸福感水平也越高。工業(yè)結構對居民幸福感的影響不顯著。國人在傳統“安居思想”造成的“買房剛需”影響下，高昂的房價成為居民負累，阻礙幸福感提高。同理，物價越高，幸福感也越低。從個體微觀特征變量看，個人收入越高，幸福感相應越高。女性比男性幸福程度更優(yōu)。幸福感與年齡呈現了顯著的“U型”走勢，青年和老年人有充分的休閑時間和較少的經濟壓力。身體健康程度越好，幸福感越強。教育水平對居民幸福感的影響為正向但并不顯著。“不患寡而患不均”，社會公平度對居民幸福有顯著的正效應。黨員身份對于幸福感有正向作用，中共黨員的社會認可度和個人榮譽感更高。已婚人群幸福感高于未婚，組建家庭的人士可相互分擔生活壓力，心理上的穩(wěn)定感和安全感更強。住房面積的系數為正與預期一致，較大的住房面積會給人帶來生活上的愉悅快樂。民族系數說明少數民族同胞相對更加樂觀幸福。

(二)環(huán)境支出影響幸福感的異質性分析

為檢驗政府環(huán)境支出對居民主觀幸福感的影響是否存在異質性，本文考察了政府環(huán)境支出對不同收入群組、城鄉(xiāng)居民和不同性別群組的幸福感影響是否有差異(具體見表3)。

表3 環(huán)境支出對幸福感影響的異質性分析

本文根據居民個人收入水平，由低到高將全部樣本劃分為三組。位于前后三分之一的居民分別被列入“低收入組”和“高收入組”；而居中的樣本則劃定為“中等收入組”。經過數據整理，低收入組為1000元到12000元，中等收入組為12000元到30000元，高收入組超過30000元。回歸結果見表3，結果顯示，政府環(huán)境支出對幸福感的影響隨收入的不同而發(fā)生變化。政府環(huán)境支出對中等收入居民幸福感的影響較大，系數為0.2499，且在1%統計水平上顯著。而政府環(huán)境支出對于低收入、高收入者的幸福感影響程度則不如預期明顯。首先，依據“馬斯洛需求層次理論”，低收入者基礎的物質生活尚未滿足，對環(huán)境的要求較低，經濟因素而非環(huán)境因素對其幸福感的影響更強。其次，一般認為高收入者會更重視環(huán)境而厭惡污染，政府提高環(huán)境支出解決污染問題應當有助于其幸福感大幅提升。但結果卻顯示政府環(huán)境支出對高收入者幸福感的影響較小且不顯著。這可能是由于，高收入者擁有更多的時間和金錢來彌補環(huán)境污染帶來的福利損害。譬如：良好的醫(yī)療保健措施、選擇風向或綠化好的地段定居、外出度假療養(yǎng)等。高收入者對政府環(huán)境支出的硬性需求反而比中低收入者更小。中等收入人群重視安全需求和健康保障，對優(yōu)良的生活居住環(huán)境有一定的標準。雖然中等收入者尚具有一定的物質經濟能力，但追求高質量環(huán)境仍有較大負擔。因此，中等人群對政府通過宏觀財政開支提供環(huán)保公共品、進行污染防護工作更具有依賴性，其幸福感增益最強。

從城鄉(xiāng)居民幸福感影響的差異性來看，政府環(huán)境支出對城市居民的正面作用較顯著。但對農村居民的影響與預期并不相符，系數為-0.2197且在10%統計水平上顯著。這可能是由于，首先，城市相比農村擁有更好的醫(yī)療水準、更多的收入和就業(yè)機會，更強的消費能力以及更佳的城市綠化等，這些都在一定程度上防御并削減了污染對城市居民身心健康的侵害。其次，“城鄉(xiāng)分治”的二元經濟體制下，政府的環(huán)境保護行為存在不合理的城鄉(xiāng)差異。環(huán)境支出大多偏重于城市，進行如公園綠化、城市衛(wèi)生建設、污染物處理(三廢和城市垃圾)、重化企業(yè)整治遷移等工作。再次，相較于城市健全的公共品供應及分配體系，農村環(huán)境治理體制松散，進一步導致了城鄉(xiāng)環(huán)境公共品供給數量和效率的差距。更加嚴峻的現實問題是，重化污染產業(yè)在政府環(huán)衛(wèi)整治工作下，大多不會選擇落地高收入群體和城市富裕地區(qū)，而是向低收入群體、弱勢群體和落后郊區(qū)、農村地區(qū)、中西部地區(qū)遷移。農村等劣勢地區(qū)環(huán)境情況更加惡化，定居民眾的健康和幸福度進一步受損。這導致了城市居民相較農村居民享受了更多政府環(huán)境支出帶來的益處。因此，應改善“重城市，輕農村”的現象，進一步提升對弱勢群體和弱勢地區(qū)的環(huán)境支持力度。避免政府環(huán)保支出增益城市居民幸福感，削減農村居民的幸福，擴大“幸福鴻溝”。

從性別的反應差異來看，環(huán)境支出對女性幸福感的影響相對更強，系數為0.1770且在1%的統計水平上顯著，對男性也有正面效應但不顯著(見表3)。整體而言，女性更廣泛地參與家庭生活，更加重視環(huán)境質量。隨著獨立意識的覺醒，女性對政府舉措、污染等公共事務的敏感度、關注度顯著提升，并陸續(xù)走出家門從事生產外部性的工作和勞動，因而接觸環(huán)境污染侵害的時間增加，損害健康的概率提高。這些導致了政府環(huán)境支出對女性幸福感的增益比男性更強。

(三)傳導機制分析

幸福感的本質是一種社會心理，會受到多重動因的影響。環(huán)境質量的惡化會導致居民健康水平下降，促使其對醫(yī)療服務需求和健康支出的增加。政府環(huán)境支出可改善居民生活環(huán)境質量，降低醫(yī)療衛(wèi)生成本，減輕居民負擔，促進消費，實現經濟和幸福感雙重增長。也就是說，政府環(huán)境支出影響了居民收入、消費能力和主觀心情等因素，從而增強了居民幸福感。因此，本文提出假設：政府環(huán)境支出主要通過影響居民的客觀收入、消費能力和主觀情緒來改變其幸福度。

若該傳導機制成立，在方程(1)中加入收入、消費因素后，政府環(huán)境支出對幸福感的影響則將不顯著或顯著性下降。為驗證該假設，回歸結果見表4，環(huán)境支出的系數為0.1062，在5%的統計水平上顯著。加入收入和消費因素后，其系數變?yōu)?.1001和0.0284。環(huán)境支出的系數變小，對于幸福感影響的顯著性也下降。

表4 環(huán)境支出影響幸福感的客觀因素

進一步，我們將方程(1)的被解釋變量替換為收入水平和消費水平，控制變量與模型1保持一致。若回歸系數顯著，則表明環(huán)境支出是影響收入和消費的重要因素。

lnIncomei=αlnenvirj+θYj+λXi+εi

(2)

lnXiaofei=αlnenvirj+θYj+λXi+εi

(3)

結果如表5所示，政府環(huán)境支出對居民收入和消費具有顯著的正面影響。增加節(jié)能環(huán)保等一系列有利于民生的政府預算，相當于增加公民實際可支配收入，可以促使其主動提升消費水平，從而減少生活后顧之憂，增進幸福指數。

表5 政府環(huán)境支出對居民收入和消費能力的影響

政府環(huán)境支出還可能通過影響人們的主觀心情進而影響幸福感。本文將居民心情(xq)的好壞程度作為解釋變量，對幸福感(happy)進行回歸，控制變量與模型1保持一致。心情的喜悅程度同樣來自CGSS2013的問題：“在過去四周，您感到心情抑郁或沮喪頻繁程度是？”依據答案分別為其賦值1～5，具體為：總是1、經常2、有時3、很少4、從不5；居民主觀心情越佳賦值越高。回歸結果如表6所示。

表6 主觀情緒對居民幸福感的影響

居民的心情愉悅程度對居民主觀幸福感的影響系數為0.3975，在1%統計水平上顯著。回歸結果表明居民的主觀心情與幸福感為顯著的正向關系。與預期一致，人們心情越好，幸福度越高。倘若環(huán)境污染嚴重，即使居民身體健康暫無切實損害，但長期暴露在劣質環(huán)境中，會使居民憂慮污染導致罹患病痛的風險。這種感知風險的不良情緒會進而影響其心理健康，必然會帶來幸福感的下降。同時，污染物如垃圾山、惡臭水、噪音等，會給居民的視覺、嗅覺及其他身體感官造成極大的負向惡性刺激。環(huán)境惡化導致的問題，如霧霾天氣、光化學污染、酸雨等，甚至能損傷地表建筑物和公用設施，給人們出行、工作、生活各方面帶來不便影響，會直接干擾居民心情，從而使得居民幸福感水平進一步下落。

表7的結果說明，環(huán)境支出越多，人們越容易感到心情愉悅。政府環(huán)境支出對個人心情有正向效果，且政府環(huán)境支出對中低收入人群的心情增益作用相比于高收入群體更強且更為顯著。政府通過增加節(jié)能環(huán)保支出(相當于環(huán)境稅收)來治理污染和改善環(huán)境，這種心理預期也使得居民的主觀幸福感水平更高。

表7 政府環(huán)境支出對居民主觀心情的影響

(四)穩(wěn)健性檢驗

在回歸方程設定正確的前提條件下，不少文獻曾指出，將主觀幸福感視作定序變量，采用有序 Logit模型或有序 Probit模型進行回歸的結果，與將幸福感視作連續(xù)基數變量，使用OLS回歸的結果在參數估計的方向和顯著性上都是一致的。且相對于有序Probit模型和有序Logit模型，OLS模型的回歸結果反而更加直觀地呈現邊際效應，免于進一步處理。

因此，為了驗證估計結果是否具有穩(wěn)健性，本文同時采取OLS最小二乘法回歸和有序Probit估計方法對模型1進行估計以檢驗幸福感方程的穩(wěn)健性和顯著性。具體結果見表8。結果顯示，OLS和有序Probit兩種估計得到的政府環(huán)境支出對幸福感影響的系數均顯著為正。政府環(huán)境支出增強了居民的幸福感，與基準回歸結果是一致的。

表8 OLS最小二乘法有序和probit回歸結果

近年來，環(huán)境污染治理投資的增長推動政府環(huán)保工程建設的順利進行，在很大程度上促進了環(huán)境狀況的改善。我國工業(yè)污染治理投資完成額主要來源于四部分：政府財政補助(如排污費補助)、企業(yè)自籌、銀行貸款以及利用外資。資金主要用于治理企業(yè)生產造成的三廢排放及噪聲等其他危害環(huán)境和居民生活的污染源。工業(yè)污染治理投資是解決當前環(huán)境惡化、樹立綠色低碳發(fā)展理念、促進經濟社會與生態(tài)環(huán)境協調發(fā)展的重要手段和途徑。因此，本文進一步選取了各省人均工業(yè)污染投資額(wrtc)為政府環(huán)境支出的替代解釋變量進行回歸，以檢驗方程的有效性和穩(wěn)健性。

表9顯示，人均工業(yè)污染投資的系數為0.3033，在1%的統計水平上顯著，表明人均工業(yè)污染投資與居民幸福感呈顯著的正相關性。同時，本文運用OLS和有序Probit模型進行回歸，其系數方向和顯著性均保持一致，說明工業(yè)污染投資金額的增長將有效助推我國居民幸福度的改善。進一步證明了模型1的結果具有穩(wěn)健性。

表9 居民幸福感與人均工業(yè)污染投資的回歸估計

五、結論與政策建議

本文通過匹配政府環(huán)境支出數據和個人幸福感數據，探討了政府環(huán)境支出對居民幸福感的影響，并分析了其對不同群體主觀幸福感的差異作用。在控制諸多影響幸福感的因素后得出結論：提高政府環(huán)境支出可顯著增強居民幸福感，且對中等收入人群、城市居民和女性居民幸福感的增進更強。政府環(huán)境支出對環(huán)境的改善，不僅直接影響人們的健康水平，而且通過間接機制影響人們收入、消費以及心理情緒來影響居民幸福感。發(fā)展的最終目的是提高人們的幸福水平，犧牲環(huán)境和居民幸福生活的經濟發(fā)展，其意義將大打折扣。合理地提高環(huán)境支出，如增加環(huán)保基礎設施建設、節(jié)能技術體系的研發(fā)性資助、污染處理和清潔生產的運用等，可以改善環(huán)境質量和提升居民幸福感。地方政府在產業(yè)結構調整升級的過程中，應打破固有的“幸福停滯”的經濟增長范式，助推高質量的綠色經濟發(fā)展，使社會整體幸福感進一步提升。

[注 釋]

① 數據來源：《2022—2028年中國能源行業(yè)市場研究分析及投資前景評估報告》。

② 引自：《邁向環(huán)境可持續(xù)的未來——中華人民共和國國家環(huán)境分析》報告。

③ 節(jié)能環(huán)保支出共計16個大項，68個科目類別。具體涵蓋四類支出：環(huán)境保護(環(huán)境管理與監(jiān)測、污染防治、退耕還林還草等)、能源節(jié)約利用、自然生態(tài)保護及其他，具有較強的覆蓋性和解釋性。