內(nèi)容提要：本文利用中國產(chǎn)品層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)構(gòu)建差異化的省級貿(mào)易自由化指標，并通過將其與世界價值觀調(diào)查（WVS）的中國部分微觀數(shù)據(jù)匹配，定量對貿(mào)易自由化與中國居民幸福感的關(guān)系以及其可能的影響機制進行經(jīng)驗研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：隨著貿(mào)易自由化程度的深入，居民個人幸福感顯著提升，貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，居民幸福感提升得越多;異質(zhì)性分析顯示貿(mào)易自由化對男性居民幸福感提升更大，但對不同收入水平的居民幸福感的影響不具顯著差異。機制分析表明，貿(mào)易自由化主要通過收入因素與非收入因素共同提升居民的幸福感，總體而言貿(mào)易自由化主要通過改善民生而間接地提升中國居民的幸福感。

關(guān)鍵詞：貿(mào)易自由化;幸福感;異質(zhì)性;收入因素;非收入因素

中圖分類號：F71 ?文獻標識碼：A ?文章編號：1001-148X（2020）11-0025-10

收稿日期：2020-08-01

作者簡介：何冰（1989-），女，遼寧阜新人，東北財經(jīng)大學(xué)國際經(jīng)濟貿(mào)易學(xué)院講師，研究生導(dǎo)師，經(jīng)濟學(xué)博士，研究方向：國際貿(mào)易與要素市場。

基金項目：遼寧省教育廳青年科技人才“育苗”項目，項目編號：LN2019Q17。

一、引言

普通人的幸福感、滿意度是國家治理績效的“晴雨表”，涉及政治與社會的穩(wěn)定性，幸福感的提升是衡量民生改善程度的重要指標。自從所謂的“Easterlin悖論”（1974）[1]提出以來，經(jīng)濟增長與國民幸福感的關(guān)系被廣泛研究，部分學(xué)者支持其“國民收入的增長并不必然導(dǎo)致國民幸福感水平的提高”的觀點[2];但也有一些研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長與居民的主觀幸福感高度正相關(guān)[3]。田國強和楊立巖（2006）[4]認為存在社會收入的臨界值，當?shù)陀谠撆R界值時，增加收入會提高幸福感，而當超過臨界值，增加收入會降低總體幸福感。Easterlin et al.（2010）[5]也修正了“Easterlin悖論”，其認為在一定時期內(nèi)，收入與幸福感是正相關(guān)的，而在長期，幸福感不能隨著收入的增長而得到提升。那么進一步討論，作為經(jīng)濟增長重要推動力的貿(mào)易開放是否是提升國民幸福感的重要因素，這是本文關(guān)注的核心問題。

貿(mào)易開放與幸福感關(guān)系的經(jīng)驗研究沒有統(tǒng)一的結(jié)論，且大部分研究主要集中在跨國研究上。Tsai（2009）[6]利用跨國數(shù)據(jù)實證發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟開放會提升幸福感;Khun et al.（2015）[7]利用跨國的個體調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：具有較低水平貿(mào)易限制的國家，居民的幸福感更強，并且這種效應(yīng)取決于個體和國家的相對人力資本稟賦，其研究支持斯托爾帕-薩繆爾森（S-S）定理的相對結(jié)論;Hessami（2011）[8]利用歐盟15國的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：全球化與生活滿意度呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系。也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)貿(mào)易開放對幸福感具有負向影響，會降低居民的幸福感。Di Tella and MacCulloch（2008）[9]認為貿(mào)易開放對主觀幸福感具有顯著的負效應(yīng);Dluhosch and Horgos（2013）[10]利用不同的貿(mào)易開放指標和跨國個體調(diào)查數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由度（作為貿(mào)易價值的選擇權(quán)）對個體的主觀幸福感具有顯著的正向影響，而貿(mào)易流量（貿(mào)易依存度）僅對低收入國家的個體具有顯著的負向影響。關(guān)于中國貿(mào)易開放與幸福感關(guān)系的研究還相對匱乏，且缺乏系統(tǒng)性的研究。Xin and Smyth（2010）[11]、馬汴京和蔡海靜（2014）[12]分別利用2003年和2008年的中國個體微觀數(shù)據(jù)得到相反的結(jié)論，前者認為貿(mào)易開放越高的地區(qū)，居民幸福感越低，而后者得出貿(mào)易開放可通過改善民生等相關(guān)渠道提升中國居民幸福感;蒲德祥（2017）[13]在研究改革開放對居民幸福感的影響時，利用2005年的個體微觀數(shù)據(jù)，從制度和貿(mào)易兩方面入手研究居民的幸福感，其發(fā)現(xiàn)對外貿(mào)易對低收入者、農(nóng)村居民和中西部居民的幸福感具有顯著的正效應(yīng)。以上研究僅利用單一年份的橫截面數(shù)據(jù)很難反映居民動態(tài)幸福變化，且時間相對久遠;另外，貿(mào)易開放指標多采用貿(mào)易依存度這一指標衡量，容易產(chǎn)生內(nèi)生性問題，且不能區(qū)分進口貿(mào)易與出口貿(mào)易的影響。

在我國新一輪開放的背景下，作為改革重要手段之一的貿(mào)易自由化政策能否改善民生，提升居民幸福感，是值得關(guān)注的重要問題。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，利用產(chǎn)品層面的關(guān)稅和不同地區(qū)就業(yè)結(jié)構(gòu)構(gòu)建差異化的地區(qū)貿(mào)易自由化指標，并通過將其與世界價值觀調(diào)查（WVS）①的中國部分微觀數(shù)據(jù)匹配，選取WVS中中國部分2001年、2007年和2012年的數(shù)據(jù)組成獨立混合橫截面數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究貿(mào)易自由化對居民幸福感的影響以及其可能的影響機制。本文的貢獻可能主要體現(xiàn)在以下幾個方面。（1）與以往采用貿(mào)易依存度衡量貿(mào)易自由化不同，本文實證中對貿(mào)易自由化衡量采用能夠減弱內(nèi)生性的計算方法，基于產(chǎn)品層面關(guān)稅和不同地區(qū)初始經(jīng)濟行業(yè)空間分布差異計算地區(qū)層面的貿(mào)易自由化指標，且利用獨立混合橫截面數(shù)據(jù)進行研究，擴大了樣本代表性，獲得了更精密的估計量和更有效的檢驗統(tǒng)計量[14]，使得文章的結(jié)論更為可靠。（2）研究視角主要集中在進口貿(mào)易自由化對居民幸福感的地區(qū)差異影響。近來相關(guān)研究認為由于一國內(nèi)部地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)存在差異，這種差異會導(dǎo)致貿(mào)易自由化的成本與收益存在地區(qū)差異，不過相關(guān)研究主要集中在貿(mào)易自由化對勞動力市場收入與就業(yè)的地區(qū)差異影響上[15-16]。本文在此基礎(chǔ)上考察貿(mào)易自由化對居民幸福感的地區(qū)差異影響，考察貿(mào)易自由化是否會引起地區(qū)福利分配的不均。（3）系統(tǒng)地探究貿(mào)易自由化對居民主觀幸福感的影響、異質(zhì)性效應(yīng)以及傳導(dǎo)渠道，對于相關(guān)的貿(mào)易政策的制定與民生發(fā)展方向具有重要的借鑒與指導(dǎo)意義。

二、理論機制

改革開放以來，尤其是中國加入WTO后，貿(mào)易自由化進程進一步加快，無論是關(guān)稅壁壘還是非關(guān)稅壁壘都得到大幅度的削減，進口貿(mào)易和出口貿(mào)易也得到了大幅度的提升。一方面，貿(mào)易自由化通常意味著出口機會的增加，進口產(chǎn)品價格下降[12]。出口機會的增加帶來大量的工作崗位，尤其是解決了大量農(nóng)村剩余勞動力的就業(yè)問題;而進口產(chǎn)品價格的下降提升了居民的實際購買力，以削減關(guān)稅和非關(guān)稅壁壘為表征的進口貿(mào)易自由化引致進口品種類增多和進口品價格的下降，這會進一步促使國內(nèi)產(chǎn)品市場價格下降，相比貿(mào)易自由化前，貿(mào)易自由化后相同的貨幣收入能夠購買的產(chǎn)品的種類和數(shù)量都得到提升，貿(mào)易自由化提高了消費者的福利水平。但另外一方面，進口品關(guān)稅壁壘和非關(guān)稅壁壘大幅度削減的貿(mào)易自由化會促使國內(nèi)產(chǎn)品市場競爭加劇，表現(xiàn)為本國產(chǎn)品市場價格的下降，產(chǎn)品市場的價格下降會進一步傳導(dǎo)到要素市場中，引起勞動力市場中就業(yè)的損失或勞動力工資的下降[17]，居民的收入可能會下降。與本文類似采用全國層面行業(yè)關(guān)稅與地區(qū)層面就業(yè)結(jié)構(gòu)相結(jié)合的方法衡量我國地區(qū)層面的貿(mào)易自由化指標的相關(guān)研究中，張明志等（2014）[18]的研究顯示，我國加入WTO后，貿(mào)易自由化引起了勞動力工資的下降，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，微觀居民的工資下降幅度越大。Kovak（2013）[19]對巴西的相關(guān)研究也顯示，貿(mào)易自由化程度越深入的城市，當?shù)貏趧恿べY下降得越多或者上升的幅度越小。而大量文獻表明，絕對收入或相對收入等收入因素的增加是幸福感提升的主要來源[20]，絕對收入的增加有利于滿足生理和安全需求，相對收入的增加有利于居民的福利改善，有助于推動居民幸福感的提升。

但貿(mào)易自由化對我國勞動力市場中居民絕對收入和相對收入的影響可能存在相反的作用。其中貿(mào)易自由化對居民幸福感的影響可能取決于貿(mào)易自由化通過對居民主觀收入滿意度的提升和對居民客觀收入規(guī)模的降低進而影響居民幸福感的作用的大小，因此貿(mào)易自由化通過收入機制影響居民幸福感的作用是不確定的。一方面，貿(mào)易自由化引致的產(chǎn)品市場價格的下降可能會提高居民的主觀收入滿意度，從而提升居民的幸福感;但另一方面，貿(mào)易自由化引致的勞動力市場勞動報酬的下降可能會降低居民的客觀收入規(guī)模，從而降低居民的幸福感，貿(mào)易自由化通過收入因素影響居民幸福感作用的方向與大小取決于其對國內(nèi)產(chǎn)品市場和勞動力市場的影響。除了收入因素外，貿(mào)易自由化促進了國家間經(jīng)濟、文化的交流，豐富了產(chǎn)品的多樣性，開闊了本國居民的視野，可能在非物質(zhì)上提升居民幸福感[13]。但物質(zhì)生活是保證人類生存的基本條件，只有在物質(zhì)生活得到保證的情況下，非物質(zhì)的影響才會發(fā)生作用，人們首要關(guān)注的是自身收入水平的變動。

因此，本文認為貿(mào)易自由化會通過個體絕對收入、相對收入、非收入因素三種途徑影響居民的幸福感，其中，相對收入、非收入因素提升居民幸福感，絕對收入抑制幸福感的提升。

三、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)選擇

（一）模型設(shè)定與內(nèi)生性討論

為了檢驗貿(mào)易自由化與居民幸福感的關(guān)系，參考相關(guān)文獻，本文建立如下的計量模型：

Happinessidt=α+βTrtariffdt+∑nj=1ηjXidt+γt+σq+εidt（1）

其中，Happinessidt為d省t時刻個體i的幸福感;Trtariffdt為d省t時刻由二分位細分行業(yè)加權(quán)的地區(qū)關(guān)稅保護程度，關(guān)稅保護程度下降越多說明該地區(qū)貿(mào)易自由化程度越深入;Xidt為一系列個體特征控制變量，包括性別、年齡、年齡的平方、子女數(shù)量、健康狀況、就業(yè)狀況;γt為時間趨勢的控制②;σq為區(qū)域不可觀測因素的控制③;εidt是誤差項。

關(guān)于貿(mào)易自由化的衡量，多采用貿(mào)易依存度作為貿(mào)易開放的代理指標，這種方法衡量的貿(mào)易自由化指標只是數(shù)量上的變動，貿(mào)易依存度并不是政策變量，可能并不意味著更加開放的經(jīng)濟，且存在較嚴重的內(nèi)生性問題[7]。本文借鑒Topalova（2007）[15]、周申和何冰（2017）[16]的計算方法計算地區(qū)層面的關(guān)稅保護程度指標，地區(qū)關(guān)稅保護程度變動越大說明該地區(qū)貿(mào)易自由化程度越高，具體指標構(gòu)建如下文式（2）所示。地區(qū)貿(mào)易自由化的差異主要來自全國層面行業(yè)關(guān)稅的變動與不同地區(qū)初始年份就業(yè)結(jié)構(gòu)的差異。構(gòu)建指標的主要思想是，雖然各地區(qū)面臨統(tǒng)一的全國層面各細分行業(yè)關(guān)稅或關(guān)稅的變動，但是各地區(qū)在加入WTO初始年份2001年行業(yè)結(jié)構(gòu)存在差異，表現(xiàn)在本文中的就業(yè)結(jié)構(gòu)上，若某個地區(qū)的就業(yè)主要集中在關(guān)稅削減較多的行業(yè)，那么該地區(qū)相對于其他地區(qū)受貿(mào)易自由化影響就會更大。由于本文中地區(qū)貿(mào)易自由化指標的構(gòu)建方法，全國層面的行業(yè)關(guān)稅的變動不會受某一特定地區(qū)宏觀經(jīng)濟活動的影響，且本文樣本時間的選擇為2001-2012年，此階段由于中國加入WTO的外生事件，關(guān)稅變動具有較強的外生性。故認為本文構(gòu)造的省級層面的貿(mào)易自由化指標不受地區(qū)層面宏觀因素如收入水平的影響。另外，宏、微觀數(shù)據(jù)的結(jié)合，避免了雙向因果關(guān)系的存在，一般認為地區(qū)關(guān)稅保護程度不受個體幸福感的影響，另外全國層面的行業(yè)關(guān)稅不受某個地區(qū)經(jīng)濟政策的影響，利用地區(qū)初始行業(yè)結(jié)構(gòu)作為全國層面行業(yè)關(guān)稅的權(quán)重衡量的地區(qū)關(guān)稅保護程度較好地控制了內(nèi)生性。

（二）數(shù)據(jù)來源及變量

本文的數(shù)據(jù)主要來自WITS數(shù)據(jù)庫和WVS數(shù)據(jù)庫。選取WVS數(shù)據(jù)庫2001年、2007年和2012年三輪調(diào)查數(shù)據(jù)的中國部分，由于三輪調(diào)查的地區(qū)不盡相同，我們選擇每次調(diào)查都出現(xiàn)的地區(qū)作為本文的樣本地區(qū)④;相應(yīng)年份的樣本地區(qū)的關(guān)稅保護程度指標由WITS數(shù)據(jù)庫產(chǎn)品層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)計算得出，行業(yè)就業(yè)數(shù)據(jù)來自于《中國第二次基本單位普查資料匯編》。

本文的相關(guān)變量構(gòu)造如下。

被解釋變量：主觀幸福感（Happiness）。我們通過世界價值觀調(diào)查WVS中的問題“總的來說，您覺得幸福嗎？”這一問題來識別居民的主觀幸福感。回答該問題有四個選項，包括“非常幸?！?、“幸?！?、“不是很幸?！?、“一點也不幸?！?，每個選項按照1-4的順序賦予不同的數(shù)值，本文利用5減去調(diào)查值得到居民的主觀幸福感（Happiness），那么1代表受訪者回答為“一點也不幸?！保?代表受訪者回答“非常幸?！?。

主要解釋變量：地區(qū)關(guān)稅保護程度（Trtariff）。借鑒Topalova（2007）[15]、周申和何冰（2017）[16]的方法，利用產(chǎn)品層面的關(guān)稅數(shù)據(jù)計算全國層面細分行業(yè)關(guān)稅，進而利用各地區(qū)初始行業(yè)就業(yè)作為權(quán)重測算省級關(guān)稅保護程度，測度公式如下：

Trtariffdt=∑jWorkerdj2001*tariffjt/TotalWorkerd2001（2）

其中，Workerdj2001表示?。ㄊ?、自治區(qū)）初始年份各行業(yè)的就業(yè)人數(shù);tariffjt為歷年各細分行業(yè)關(guān)稅水平，由HS8位碼歷年進口關(guān)稅數(shù)據(jù)計算而來⑤;TotalWorkerd2001為初始年份?。ㄊ?、自治區(qū)）總體就業(yè)情況。本文關(guān)于地區(qū)關(guān)稅保護水平的計算，采用各地區(qū)可貿(mào)易行業(yè)（農(nóng)業(yè)和工業(yè)行業(yè)）為權(quán)重計算，剔除與貿(mào)易自由化無關(guān)的因素對居民幸福感的混淆影響。并且利用全部行業(yè)為權(quán)重的tariffdt來做穩(wěn)健性檢驗，這種構(gòu)造方法下，地區(qū)關(guān)稅保護水平受非貿(mào)易部門結(jié)構(gòu)的影響，可能會產(chǎn)生與貿(mào)易自由化無關(guān)因素影響居民幸福感的混淆結(jié)果。地區(qū)關(guān)稅保護程度下降得越多，表示該地區(qū)貿(mào)易自由化程度越深入。

為了考察貿(mào)易自由化對居民幸福感的影響，本文進一步控制可能影響居民幸福感的人口學(xué)特征變量：（1）性別，利用0、1虛擬變量來表示性別狀況，若為男性個體，則賦值為1，若為女性個體，則賦值為0。（2）年齡，利用WVS數(shù)據(jù)庫調(diào)查的年齡數(shù)據(jù)，為了考察年齡與居民幸福感是否存在非線性關(guān)系，我們還引入年齡的平方項。（3）婚姻狀況，根據(jù)WVS調(diào)查，取0、1二值變量來表示婚姻狀況，已婚為1，未婚為0。（4）子女數(shù)量，WVS調(diào)查了生育狀況，設(shè)置0-8的不同選項，代表不同的生育情況。（5）健康狀況，WVS進行了自評身體健康的調(diào)查，設(shè)置1-5不同健康程度選項，分別代表從身體“非常好”到“非常不好”的情況。（6）就業(yè)狀況，根據(jù)WVS中就業(yè)狀態(tài)的調(diào)查，將“全職”、“兼職”和“個體經(jīng)營”三種具有工作且有貨幣收入的就業(yè)狀態(tài)歸類為“就業(yè)”，賦值為1，將“退休”、“家庭主婦”、“學(xué)生”、“失業(yè)”和“其他”幾種就業(yè)狀態(tài)歸類為“非就業(yè)”，賦值為0。

收入因素也是影響居民幸福感的主要因素，但貿(mào)易自由化可能通過收入因素間接影響居民幸福感，因此在本文的基準回歸中并未控制收入因素，若在基準回歸中納入收入因素，會導(dǎo)致貿(mào)易自由化對居民幸福感的影響估計結(jié)果存在偏誤，存在高估或低估的問題。在考察貿(mào)易自由化對居民幸福感的影響機制時，考慮到貿(mào)易自由化可能通過收入因素進而影響居民幸福感，在機制分析中，本文進一步控制住個體的客觀收入規(guī)模（income）和主觀經(jīng)濟滿意度（fina），用以考察貿(mào)易自由化影響居民幸福感的收入與非收入機制。WVS數(shù)據(jù)庫并沒有提供個體的具體收入數(shù)據(jù)，我們根據(jù)WVS提供的收入等級來作為居民客觀收入規(guī)模的衡量，WVS調(diào)查了個體的收入規(guī)模（Scale of income），共設(shè)置11個選項，1-11代表收入水平從低到高，對應(yīng)不同的收入規(guī)模;主觀收入滿意度的衡量采用WVS調(diào)查中經(jīng)濟滿意度來衡量，WVS調(diào)查中經(jīng)濟滿意度設(shè)置了1-10的選項代表經(jīng)濟滿意度從“最不滿意”到“最滿意”的不同程度。

我們利用省級層面的關(guān)稅保護程度與WVS中2001年、2007年和2012年數(shù)據(jù)進行匹配，組成獨立混合橫截面數(shù)據(jù)，并對數(shù)據(jù)進行進一步處理，刪除那些存在變量缺失或回答為不清楚的觀測值，共得到3740個觀測值，各變量的描述性統(tǒng)計如表1所示。在樣本期內(nèi)，表1中地區(qū)關(guān)稅保護程度的最大值為18.22，最小值為6.87，標準差為2.68，這說明不同地區(qū)關(guān)稅保護程度不同。圖1更加直觀地顯示樣本地區(qū)2001年、2007年和2012年各年地區(qū)貿(mào)易保護程度情況，可以看出，關(guān)稅壁壘的削減主要集中在2001-2007年，2012年幾乎與2007年重合，且不同地區(qū)以加權(quán)關(guān)稅衡量的貿(mào)易保護指標在2001-2007年的變動也存在差異，貿(mào)易保護程度削減得越多，表明該地區(qū)貿(mào)易自由化程度越深入。圖2進一步顯示2001-2007年樣本地區(qū)貿(mào)易保護程度變動衡量的貿(mào)易自由化程度，可以看出，2001-2007年樣本省份中，上海、浙江、江蘇、福建以及廣東等長三角地區(qū)和珠三角地區(qū)貿(mào)易保護程度削減較大，貿(mào)易自由化進程更加深入。不同地區(qū)貿(mào)易自由化程度具有差異性，貿(mào)易自由化的這種地區(qū)差異性是否對居民幸福感具有影響，是本文主要研究的問題。

四、貿(mào)易自由化的幸福效應(yīng)的實證結(jié)果

（一）基準回歸

為了考察貿(mào)易自由化對居民幸福感的影響，對式（1）進行回歸分析。關(guān)于估計方法的選擇，由于居民主觀幸福感是有序離散變量，適合采用有序結(jié)果模型（Ordered logit或Orderde probit）。本文除采用有序結(jié)果模型進行回歸外，還利用最小二乘法（ols）進行穩(wěn)健性檢驗。

基準回歸結(jié)果表2顯示，無論采用何種模型進行估計，主要解釋變量Trtariff的系數(shù)均為負，且在1%的水平上顯著，這表明隨著地區(qū)關(guān)稅保護程度的下降居民的幸福感會有所提升，即貿(mào)易自由化顯著促進了居民幸福感的提升，這與許多文獻的研究結(jié)果一致[7，12-13]，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)居民幸福感提升越大。貿(mào)易自由化可能通過物質(zhì)與非物質(zhì)的方式提升居民幸福感，貿(mào)易自由化后，居民消費福利水平的提升、民生的改善對幸福感無疑具有顯著的提升作用;另外，貿(mào)易自由化能夠促進國與國之間的經(jīng)濟、文化交流，豐富了居民的生活，在非物質(zhì)方面提升居民幸福感。

控制變量的回歸結(jié)果顯示，女性的幸福感要顯著高于男性;年齡與幸福感存在顯著的非線性關(guān)系，呈現(xiàn)U型關(guān)系，隨著年齡的增長，幸福感先降低后上升，這表明年少和年老的個體的幸福感相對較高;已婚個體相比未婚個體，幸福感更高;子女數(shù)量系數(shù)為負，但不顯著，子女越多可能承受的壓力越大，幸福感越低，但這種效應(yīng)不是那么顯著;個體越健康，其幸福感越高;就業(yè)狀況系數(shù)為負，但不顯著，這可能是由于工作不但會通過收入的增加與成就感提升個體的幸福感，反過來，工作也可能通過工作壓力和其對健康的負面影響、對閑暇的擠占等方面降低個體的幸福感，兩種相反的作用互相抵消工作對個體幸福感的影響?？刂谱兞康姆较蚺c顯著性基本與已有的相關(guān)研究一致，基本符合預(yù)期。

由于有序模型（ologit或oprobit）估計的回歸結(jié)果的系數(shù)不夠直觀，其僅能用來辨識貿(mào)易自由化對居民主觀幸福感影響的方向和顯著性，需要進一步計算貿(mào)易自由化對居民幸福感影響的邊際效應(yīng)。因此，本文進一步計算基準回歸中ologit和oprobit估計的邊際效應(yīng)，表3中的回歸結(jié)果顯示，觀察ologit模型的回歸系數(shù)，當所有解釋變量取均值時，地區(qū)貿(mào)易壁壘每下降一單位，能促使居民自評“一點也不幸福”、“不是很幸福”的概率分別下降0.3%和1.5%，而自評“非常幸?！钡母怕噬仙?.8%。而oprobit模型估計的回歸結(jié)果也顯示類似的效應(yīng)。由此，地區(qū)貿(mào)易自由化程度越深入，貿(mào)易壁壘削減得越多，居民的幸福感提升得越多，貿(mào)易自由化對居民幸福感具有顯著的提升效應(yīng)，且這種效應(yīng)存在地區(qū)差異，貿(mào)易自由化進程越深入的地區(qū)，這種提升效應(yīng)越大。

（二）貿(mào)易自由化對居民幸福感的異質(zhì)性效應(yīng)

通過基準回歸我們發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化對中國居民幸福感具有顯著的提升作用，那么貿(mào)易自由化對居民幸福感的效應(yīng)是否存在異質(zhì)性？下面分別從性別、收入狀況來分析貿(mào)易自由化對居民幸福感的異質(zhì)性效應(yīng)。

1.性別對貿(mào)易自由化幸福效應(yīng)的影響。為了檢驗貿(mào)易自由化對不同性別居民幸福感的影響是否具有異質(zhì)性，建立如下計量模型：

Happinessidt=α+βTrtariffdt+θgenderidt* Trtaiffdt+ηgenderidt+∑nj=1ηjXidt+γt+σq+εidt（3）

在基準回歸的基礎(chǔ)上加入性別與地區(qū)關(guān)稅保護程度的交互項，估計方法與基準回歸相同。相關(guān)回歸結(jié)果表4顯示，性別與貿(mào)易自由化的交互項系數(shù)為負且在10%的水平上顯著，這表明貿(mào)易自由化對男性幸福感的提升要顯著高于女性。中國的大量經(jīng)驗證據(jù)表明，貿(mào)易開放無論是從就業(yè)還是工資角度來說，對男性的提升作用要顯著高于女性，貿(mào)易自由化對男性的福利改善要顯著大于女性[21]，這可能是貿(mào)易自由化對居民幸福感的正向作用存在性別差異的原因。

2.不同收入狀況下貿(mào)易自由化的幸福效應(yīng)。為了檢驗貿(mào)易自由化對不同收入水平居民幸福感的影響是否存在不同，本文參考袁正和李玲（2017）[22]的劃分方法，根據(jù)收入規(guī)模將居民收入劃分為三種類型，收入水平在1-3為低收入組，收入水平在4-7為中等收入組，收入水平在8-10之間為高收入組，且令中等收入組為基準組。我們建立如下計量模型式（4）。

Happinessidt=α+βTrtariffdt+λlow_incomeidt* Trtaiffdt+high_incomeidt*Trtaiffdt+θlow_incomeidt+ζhigh_incomeidt+∑nj=1ηjXidt+γt+σq+εidt（4）

在式（1）的基礎(chǔ)上加入低收入組、高收入組虛擬變量與地區(qū)關(guān)稅保護程度的交互項，且加入是否是低收入組和是否是高收入組的控制變量?；貧w結(jié)果表5顯示，主要解釋變量的系數(shù)仍然為負，且在0.01的水平上顯著，表明貿(mào)易自由化顯著提升居民幸福感結(jié)論的穩(wěn)健性;觀察交互項的系數(shù)與顯著性，低收入組交互項的系數(shù)為正，高收入組交互項的系數(shù)為負，這可能表明相對于中等收入，貿(mào)易自由化對高收入群體的幸福感的提升要更大，而對低收入群體的幸福感的提升要小，但交互項的系數(shù)均不顯著，表明這種效應(yīng)不顯著。

五、貿(mào)易自由化影響幸福感的機制研究

為了檢驗貿(mào)易自由化是否通過收入機制影響居民幸福感，借鑒Baron and Kenny（1986）經(jīng)典的檢驗中介效應(yīng)的方法，其具體檢驗思路如下：首先，對被解釋變量與關(guān)注的主要解釋變量進行回歸，在本文中表現(xiàn)為基準回歸式（1）;之后對中間機制變量與關(guān)注的主要解釋變量進行回歸，表現(xiàn)為下文中計量方程式（5）的設(shè)定;最后，被解釋變量對關(guān)注的主要解釋變量和中間機制變量回歸，表現(xiàn)為下文中計量方程式（6）。若三個回歸分析中依次滿足以下條件，則可驗證中間機制的存在，關(guān)注的主要解釋變量顯著影響被解釋變量，關(guān)注的主要解釋變量顯著影響中間機制變量，中間機制變量顯著影響被解釋變量。若關(guān)注的主要解釋變量在式（1）和式（6）第一步和第三步的回歸中系數(shù)均顯著，但第三步式（6）系數(shù)小于第一步式（1）的系數(shù)，則表明存在部分中介效應(yīng)，貿(mào)易自由化除了通過收入因素影響居民幸福感外，還可以直接或間接通過其他因素影響居民幸福感;若在第三步式（6）的回歸分析中，關(guān)注的主要解釋變量的系數(shù)不顯著，則表明存在完全中介效應(yīng)，貿(mào)易自由化完全通過收入機制影響居民幸福感。

進一步分別從客觀收入規(guī)模和主觀收入滿意度兩方面來進行分析貿(mào)易自由化可能通過收入渠道影響居民幸福感的機制;并在基準回歸的基礎(chǔ)上，在控制了客觀收入規(guī)模與主觀經(jīng)濟滿意度后，檢驗排除收入機制的影響后貿(mào)易自由化對幸福感的影響是否顯著，考察貿(mào)易自由化是否還通過非收入性因素影響居民的幸福感。具體設(shè)置下文中計量方程式（5）和式（6），結(jié)合式（1）進行中間機制分析。

（一）貿(mào)易自由化對個體收入水平的影響

為了考察貿(mào)易自由化是否通過收入機制影響居民的幸福感，我們首先對貿(mào)易自由化與居民客觀收入規(guī)模與經(jīng)濟滿意度之間的關(guān)系進行經(jīng)驗檢驗，構(gòu)建如式（5）所示的計量方程式。

Yidt=α+λTrtaiffdt+∑nj=1ηjXidt+γt+σq+εidt（5）

其中，被解釋變量Yidt表示時間t地區(qū)d中的個體i的收入規(guī)模（income）或經(jīng)濟滿意度（fina），Xidt是與式（1）相同的個體層面的控制變量。表6顯示了貿(mào)易自由化對居民收入規(guī)模與經(jīng)濟滿意度影響的回歸結(jié)果，因為WVS調(diào)查數(shù)據(jù)提供的居民收入規(guī)模和經(jīng)濟滿意度并不是具體的收入值而是按照由小到大的數(shù)字排序，故與幸福感的相關(guān)實證分析相同，分別采用ologit、oprobit和ols進行回歸分析。表6的回歸結(jié)果中，前（1）-（3）列示了不同回歸方法下，貿(mào)易自由化影響居民收入規(guī)模的回歸結(jié)果，地區(qū)關(guān)稅保護程度的系數(shù)均為正且在1%的水平下顯著，這表明貿(mào)易自由化顯著地降低了個體的收入規(guī)模，貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，個體收入水平的降低幅度越大，關(guān)稅降低引起的貿(mào)易自由化引起了本國產(chǎn)品市場價格水平的下降，而產(chǎn)品市場價格水平的下降會進一步傳導(dǎo)到勞動力市場中，勞動力價格下降，即表現(xiàn)為居民客觀收入規(guī)模的下降，而就業(yè)分布集中在關(guān)稅下降較多行業(yè)的地區(qū)，面臨的貿(mào)易自由化沖擊更強，收入下降更多。表6中（4）-（6）列示了不同回歸方法下，貿(mào)易自由化對居民經(jīng)濟滿意度影響的回歸結(jié)果，地區(qū)關(guān)稅保護程度的系數(shù)均為負且在1%的水平下顯著，這表明貿(mào)易自由化顯著地提升了個體的經(jīng)濟滿意度，貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，個體經(jīng)濟滿意度的提升幅度越大，關(guān)稅降低引起的貿(mào)易自由化導(dǎo)致了本國產(chǎn)品市場競爭加劇，產(chǎn)品市場價格下降，產(chǎn)品種類增多，產(chǎn)品市場中產(chǎn)品種類的增加和產(chǎn)品價格的下降，有利于消費者福利的提升，相同的貨幣收入下消費者能夠購買的產(chǎn)品種類與數(shù)量增加，而貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，產(chǎn)品市場的價格下降得越多，經(jīng)濟滿意度的提升更多。

綜上，貿(mào)易自由化對居民客觀收入規(guī)模與經(jīng)濟滿意度具有相反的影響，顯著地降低了我國居民收入規(guī)模，但提升了其相對的經(jīng)濟滿意度，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，這種效應(yīng)越強。

（二）貿(mào)易自由化影響幸福感的機制

由表6的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，貿(mào)易自由化對個體收入規(guī)模與經(jīng)濟滿意度存在顯著不同的影響，貿(mào)易自由化降低了個體的客觀收入規(guī)模，卻提升了個體的經(jīng)濟滿意度，且這種效應(yīng)在貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)越大。那么貿(mào)易自由化是否由于對居民收入規(guī)模和經(jīng)濟滿意度影響不同而對居民幸福感具有不同作用？貿(mào)易自由化除了通過收入機制影響居民的幸福感外，非收入機制會否發(fā)生作用？為了考察貿(mào)易自由化影響居民幸福感的收入與非收入因素，在基準回歸的基礎(chǔ)上分別控制居民的收入規(guī)模、經(jīng)濟滿意度和同時控制兩者分別進行回歸分析。計量方程如式（6）所示。

Happinessidt=α+βTrtariffdt+incomeidt+finaidt+∑nj=1ηjXidt+γt+σq+εidt（6）

本文由地區(qū)初始就業(yè)結(jié)構(gòu)與全國層面行業(yè)關(guān)稅結(jié)合構(gòu)造的地區(qū)關(guān)稅保護指標以及樣本時期2001-2012年的選擇保證了貿(mào)易自由化的外生性，加入WTO期間關(guān)稅的變動具有相對的外生性，并不受其他因素的影響，排除了反向因果和遺漏變量問題引起的內(nèi)生性問題。式（6）的回歸結(jié)果表7中，（1）-（4）列示了是否控制個體收入規(guī)模、經(jīng)濟滿意度的相關(guān)oprobit的回歸結(jié)果，對比表7中第（1）列和第（4）列，在同時控制客觀收入規(guī)模與經(jīng)濟滿意度后，主要解釋變量地區(qū)關(guān)稅保護程度系數(shù)的絕對值要顯著小于不控制收入因素的地區(qū)關(guān)稅保護程度系數(shù)的絕對值，但下降幅度較小，并且仍然顯著。這表明，在排除貿(mào)易自由化通過收入機制影響居民幸福感后，貿(mào)易自由化對居民幸福感仍然具有提升作用，這種提升作用是通過非收入因素作用于居民幸福感的，即貿(mào)易自由化促進了國家間經(jīng)濟、文化的交流，豐富了產(chǎn)品的多樣性，貿(mào)易自由化主要通過非收入因素影響的非物質(zhì)方面促進居民幸福感的提升。而在收入因素方面，第（4）列的主要解釋變量地區(qū)關(guān)稅保護程度系數(shù)的絕對值要小于第（1）列主要系數(shù)的絕對值，表明貿(mào)易自由化同樣通過收入因素提升居民幸福感;但用第（4）列主要解釋變量地區(qū)關(guān)稅保護程度的系數(shù)分別對比第（2）列僅控制了客觀收入規(guī)模和第（3）列僅控制了經(jīng)濟滿意度的主要解釋變量的系數(shù)，我們發(fā)現(xiàn)第（2）列主要解釋變量的系數(shù)顯著為負，且絕對值顯著大于第（4）列主要解釋變量系數(shù)的絕對值，這表明貿(mào)易自由化通過提升居民經(jīng)濟滿意度顯著提升了居民的幸福感;而第（3）列主要解釋變量的系數(shù)雖然也顯著為負，但其絕對值要顯著小于第（4）列主要解釋變量系數(shù)的絕對值，這表明，貿(mào)易自由化通過降低居民客觀收入規(guī)模而降低了居民的幸福感，貿(mào)易自由化通過作用于客觀收入規(guī)模與主觀經(jīng)濟滿意度的效應(yīng)不同而對居民幸福感具有顯著不同的影響，但兩者互相作用后，貿(mào)易自由化通過提升居民經(jīng)濟滿意度引起的幸福感的提升要顯著大于其通過降低居民收入規(guī)模引起的居民幸福感的降低，即總的來說貿(mào)易自由化仍然通過收入因素顯著提升了居民的幸福感。表7中（5）-（8）為ologit的相應(yīng)回歸結(jié)果，其與（1）-（4）的回歸結(jié)果類似，表明本文驗證的貿(mào)易自由化影響居民幸福感的機制的穩(wěn)健性。

綜上，貿(mào)易自由化通過收入因素與非收入因素共同提升了居民的幸福感。其中，貿(mào)易自由化豐富了本國產(chǎn)品的多樣性，促進了國家間的經(jīng)濟、社會和文化的交流，開闊了本國居民的視野，通過非物質(zhì)因素提升居民的幸福感。另外，貿(mào)易自由化通過進口競爭壓低了本國產(chǎn)品市場的價格水平，居民的消費者福利水平提升，經(jīng)濟滿意度有所提升，幸福感也得到提升;但貿(mào)易自由化的進口競爭效應(yīng)引起的產(chǎn)品市場價格水平的下降會進一步傳遞到勞動力市場中，可能會壓低居民工資性收入，客觀收入水平的下降會引起幸福感的下降。即貿(mào)易自由化通過提升居民主觀經(jīng)濟滿意度和降低客觀收入共同作用于居民的幸福感，但通過提升經(jīng)濟滿意度提升的居民幸福感要大于通過降低客觀收入從而降低的居民幸福感，最終貿(mào)易自由化通過收入因素引起了居民幸福感的提升。

六、穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗貿(mào)易自由化對居民幸福感具有顯著提升作用這一結(jié)論的穩(wěn)健性，本文分別重構(gòu)主要解釋變量與被解釋變量：（1）對主要解釋變量地區(qū)關(guān)稅保護程度，利用全部行業(yè)就業(yè)加權(quán)重新計算，用tariff表示;（2）生活滿意度在一定程度上能夠衡量居民的幸福感，利用生活滿意度來代替幸福感，驗證貿(mào)易自由化與生活滿意度的關(guān)系。相關(guān)穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果如表8和表9所示。表8和表9的回歸結(jié)果均顯示，貿(mào)易自由化提升中國居民幸福感這一結(jié)論的穩(wěn)健性。

七、結(jié)論與政策建議

本文利用地區(qū)層面的關(guān)稅保護程度指標結(jié)合世界價值觀調(diào)查（WVS）中國部分2001年、2007年和2012年的微觀數(shù)據(jù)，實證檢驗了貿(mào)易自由化對中國居民幸福感的影響及其相關(guān)機制。有以下主要結(jié)論：首先，貿(mào)易自由化提升了中國居民的幸福感，且貿(mào)易自由化程度越深入的地區(qū)，居民幸福感的提升越大。其次，這種效應(yīng)對不同類型個體具有異質(zhì)性，貿(mào)易自由化對男性個體幸福感提升效應(yīng)更強，但對不同收入水平個體的影響不具顯著差異。最后，貿(mào)易自由化通過收入因素與非收入因素共同提升了中國居民幸福感，其主要通過非收入因素提升居民幸福感，貿(mào)易自由化引致產(chǎn)生市場產(chǎn)品種類的豐富、促進對外經(jīng)濟和文化的交流，并且開闊居民視野，可能通過以上非收入因素提升居民幸福感。機制分析表明，貿(mào)易自由化通過降低居民客觀收入而抑制了幸福感的提升，但卻通過產(chǎn)品市場的價格下降提升消費者的福利，表現(xiàn)為居民經(jīng)濟滿意度的提升，進而提升中國居民幸福感，且貿(mào)易自由化通過提升居民經(jīng)濟滿意度從而對幸福感的提升作用大于貿(mào)易自由化通過降低居民客觀收入規(guī)模而抑制幸福感的提升，兩者共同作用，貿(mào)易自由化通過收入因素提升了居民的幸福感。總體而言，貿(mào)易自由化主要通過改善民生而間接地提升中國居民的幸福感。

中國應(yīng)利用進一步對開放的契機，推動全方位的對外開放來進一步提升我國居民的幸福感。我國目前存在地區(qū)間貿(mào)易自由化程度不均的現(xiàn)象，呈現(xiàn)東部更加開放的態(tài)勢，應(yīng)積極推動“一帶一路”建設(shè)，推動中西部地區(qū)參與開放經(jīng)濟，將開放的成果惠及中西部地區(qū)居民，帶動其幸福感的提升;另外，在積極推進對外開放的同時，防范內(nèi)、外部負面沖擊的影響，積極加快完善各方面體制機制，進一步完善社會保障、醫(yī)療、教育、住房、就業(yè)等公共服務(wù)體系，使發(fā)展的成果惠及全體中國人民。

注釋：

① 世界價值感調(diào)查（World Value Survey）是一項調(diào)查世界各國價值觀情況的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)，至今已經(jīng)完成六輪全球性的調(diào)查，中國自從第2次起參與了五輪調(diào)查，本文采用了第4次（1999-2004）、第五次（2005-2009）和第6次（2010-2014）調(diào)查中中國的部分。

② 獨立混合橫截面數(shù)據(jù)可能存在時間趨勢因素的影響，故本文加入控制時間趨勢的年份虛擬變量。

③ 本文將樣本所涉及?。ㄊ?、自治區(qū)）按照東部、中部、西部、東北劃分為四大區(qū)域，在實證分析中控制區(qū)域固定效應(yīng)。

④ 樣本地區(qū)包括：北京、河北、山西、遼寧、黑龍江、上海、江蘇、浙江、安徽、福建、江西、山東、河南、湖北、湖南、廣東、廣西、貴州和陜西。

⑤ 歷年二位行業(yè)關(guān)稅的計算，首先，根據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計司提供的轉(zhuǎn)換表，將進口關(guān)稅統(tǒng)一轉(zhuǎn)換為HS2002版本，然后根據(jù)Upward et al.（2010）提供的HS2002與中國GB/T2002行業(yè)轉(zhuǎn)換表計算GB二分位細分行業(yè)關(guān)稅。

⑥ 我們還在表2的基礎(chǔ)上引入主要解釋變量與2007年和2012年的年度虛擬變量的交互項，考察貿(mào)易自由化對居民幸福感的動態(tài)影響，回歸結(jié)果顯示貿(mào)易自由化能夠提升居民的幸福感，但2007年和2012年的這種提升效應(yīng)并沒有顯著的大于2001年的提升效應(yīng)。

⑦ 表4中回歸結(jié)果控制了相應(yīng)的個體特征控制變量，為了節(jié)約篇幅，并未列出相應(yīng)結(jié)果，備索，后文相應(yīng)回歸結(jié)果也作此處理。

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Abstract：This paper uses China′s tariff data at the product level to build a differentiated provincial trade liberalization index， and makes a quantitative empirical study of the relationship between trade liberalization and Chinese residents′ well-being and its possible impact mechanism through matching it with some micro data of China from the World Values Survey （WVS）.The results show that： with the deepening of trade liberalization， residents′ personal well-being is significantly improved， and the deeper the degree of trade liberalization is， the more residents′ well-being is improved;heterogeneity analysis shows that trade liberalization has a greater impact on the well-being of male residents， but there is no significant difference on the well-being of residents with different income levels.Mechanism analysis shows that trade liberalization improves residents′ well-being mainly through income factors and non income factors. In general， trade liberalization indirectly improves Chinese residents′ well-being mainly through improving people′s livelihood.

Key words：trade liberalization; well- being; heterogeneity; income factor; non income factor

（責(zé)任編輯：嚴元）