張振波

一、引 言

良好生態(tài)環(huán)境是最公平的公共產(chǎn)品，是最普惠的民生福祉；推進(jìn)生態(tài)系統(tǒng)協(xié)調(diào)治理、實(shí)現(xiàn)區(qū)域環(huán)境整體改善，從而更為全面、充分和永續(xù)地滿足人民群眾日益增長的環(huán)境福祉需求，是新時(shí)代生態(tài)文明建設(shè)和環(huán)境治理現(xiàn)代化的題中之義。應(yīng)該看到，自黨的十八大以來，“兩山”理念深入人心、生態(tài)制度建設(shè)持續(xù)推進(jìn)、各項(xiàng)環(huán)保措施相繼落地，中國環(huán)境治理能力持續(xù)提升、治理成效愈漸顯現(xiàn)。例如，據(jù)生態(tài)環(huán)境部統(tǒng)計(jì)，“十三五”期間全國地表水優(yōu)良水質(zhì)斷面比例上升8.9%，細(xì)顆粒物未達(dá)標(biāo)城市年均濃度下降23.1%，單位國內(nèi)生產(chǎn)總值二氧化碳排放下降18.8%(1)孫金龍：《深入打好污染防治攻堅(jiān)戰(zhàn) 持續(xù)改善環(huán)境質(zhì)量》，《旗幟》，2020年第11期。。伴隨環(huán)境質(zhì)量的整體改善，近年來人民群眾的環(huán)境獲得感、安全感和幸福感不斷增加。然而，有社會調(diào)查顯示,環(huán)境更優(yōu)區(qū)域內(nèi)社會公眾環(huán)境滿意度并不必然高于環(huán)境較差區(qū)域。例如，2012-2017年間上海和重慶的空氣質(zhì)量雖然整體優(yōu)于北京和天津(2)該階段內(nèi)，四個直轄市(即上海、重慶、北京和天津)的PM2.5均值分別為48.816、55.122、73.837和72.673。，調(diào)查卻發(fā)現(xiàn)后者的公眾環(huán)境滿意度明顯高于環(huán)境質(zhì)量更優(yōu)的前者(3)例如，據(jù)“中國社會狀況綜合調(diào)查(2017)”數(shù)據(jù)結(jié)果，來自重慶和北京受訪者的總體環(huán)境滿意度(分別為5.312和5.179)明顯高于上海和天津(分別為4.256和4.135)的受訪者。?？梢姡糜谛稳萁?jīng)濟(jì)收入非一致性地影響主觀幸福感的“伊斯特林悖論”假說，在生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域愈益顯現(xiàn)出其內(nèi)涵的現(xiàn)實(shí)映射：個體民眾的確會對環(huán)境質(zhì)量改善展現(xiàn)出更高獲得感，但宏觀層面上,環(huán)境更優(yōu)區(qū)域內(nèi)的公眾環(huán)境滿意度并不必然高于環(huán)境較差區(qū)域。

那么，環(huán)境質(zhì)量如何影響個體獲得感與整體滿意度？現(xiàn)有文獻(xiàn)大多探討“客觀環(huán)境質(zhì)量”與“主觀環(huán)境認(rèn)知”間的線性關(guān)聯(lián)，而跨越分析層次的整合研究相對不足，更鮮有闡析其內(nèi)在非一致性影響機(jī)制的理論研究。鑒于此，本研究基于“環(huán)境伊斯特林悖論”所指涉的現(xiàn)實(shí)背景，將公眾對環(huán)境污染的主觀風(fēng)險(xiǎn)認(rèn)知，與環(huán)境質(zhì)量非均衡性分布引起的公眾獲得感落差結(jié)合起來，基于“中國社會狀況綜合調(diào)查”(Chinese Social Survey，簡稱CSS)中的環(huán)境滿意度數(shù)據(jù)，分析城市內(nèi)空氣質(zhì)量區(qū)域非均衡分布如何影響城市居民的環(huán)境獲得感落差(即環(huán)境區(qū)域差異的相對剝奪效應(yīng))，并提出相應(yīng)對策建議。受到人際交往范圍、平均通勤距離等因素影響，公眾滿意度對城市空間內(nèi)環(huán)境質(zhì)量區(qū)域差異的敏感性更高，因此,相較于既往城市間比較研究，本文更能準(zhǔn)確捕捉環(huán)境差異的相對剝奪效應(yīng)，當(dāng)前尚未有基于城市內(nèi)部環(huán)境差異的幸福感效應(yīng)研究。將客觀環(huán)境污染對公眾滿意度的絕對影響，和因區(qū)域間環(huán)境差異而產(chǎn)生的相對剝奪效應(yīng)，置于同一檢驗(yàn)框架之中進(jìn)行交叉分析，有利于展現(xiàn)環(huán)境治理增進(jìn)公眾福祉的機(jī)制及其影響因素。

二、文獻(xiàn)綜述

主觀幸福感(subjective well-being)自20世紀(jì)50年代起日漸成為學(xué)術(shù)研究的熱點(diǎn)議題。相關(guān)研究一方面以個體間的變異性為共同出發(fā)點(diǎn),在主觀幸福感影響因素上形成了較為一致的研究結(jié)論，但另一方面又存在著日益激烈和復(fù)雜的研究爭論，其中最具代表性的爭論為美國經(jīng)濟(jì)學(xué)家Easterlin所提出的“伊斯特林悖論”(又稱為“幸福悖論”)。其基于11個國家的幸福感數(shù)據(jù)進(jìn)行比較研究發(fā)現(xiàn)：(1)在國家內(nèi)部，富人的幸福感高于窮人；(2)跨國比較上，富裕與貧困國家的民眾平均幸福感并無顯著高低之分；(3)從歷時(shí)性上，國家整體性經(jīng)濟(jì)增長并未帶來國民幸福感的普遍提升(4)Richard A.Easterlin, “Does economic growth improve the human lot? Some empirical evidence”, in Paul A.David, Melvin W.Reder, Nations and Households in Economic Growth, Academic Press, 1974, pp.89-125.。自伊斯特林悖論提出以來，來自經(jīng)濟(jì)學(xué)、社會學(xué)、政治學(xué)及心理學(xué)等學(xué)科的研究者圍繞這一命題開展了廣泛討論：一方面，基于西歐、日本以及中國樣本的研究在不同程度上驗(yàn)證了伊斯特林悖論的存在(5)Andrew E.Clark, Paul Frijters, Michael A.Shields, “Relative income, happiness and utility: An explanation for Easterlin paradox and other puzzles”, Journal of Economic Literature, vol.46, no.1(2008).Brendan Walsh, “Adjusting to the crisis: Well-being and economic conditions in Ireland, international”, Journal of Happiness and Development, vol.1, no.1(2012).邢占軍：《我國居民收入與幸福感關(guān)系的研究》，《社會學(xué)研究》，2011年第1期。；另一方面，質(zhì)疑這一悖論的研究同樣豐富，跨國層面與區(qū)域性研究都檢證出幸福感與收入水平具有高度一致性關(guān)系(6)Daniel W.Sacks, Betsey Stevenson, Justin Wolfers, “The new stylized facts about income and subjective well-being”, Emotion, vol.12, no.6(2012).Betsey Stevenson, Justin Wolfers, “Economic growth and subjective well-being: Reassessing the Easterlin Paradox”, Brookings Papers on Economic Activity, no.1(2008).Ruut Veenhoven, Michael Hagerty, “Rising happiness in nations 1946—2004: A reply to Easterlin”, Social Indicators Research, vol.79, no.3(2006).劉軍強(qiáng)、熊謀林、蘇陽：《經(jīng)濟(jì)增長時(shí)期的國民幸福感——基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究》，《中國社會科學(xué)》，2012年第6期。。

雖然關(guān)于伊斯特林悖論普遍存在性的爭論仍在繼續(xù)，但這并不妨礙將其拓展應(yīng)用于環(huán)境幸福感分析的可行性及其理論價(jià)值。在中國環(huán)境治理中，一個愈發(fā)鮮明的實(shí)踐特征是，雖然個體對于環(huán)境質(zhì)量改善的體驗(yàn)和評價(jià)越發(fā)積極，但環(huán)境質(zhì)量整體更優(yōu)區(qū)域內(nèi)公眾的環(huán)境幸福感并不必然更高于環(huán)境較差區(qū)域——從而呈現(xiàn)出“環(huán)境伊斯特林悖論”所指涉的現(xiàn)實(shí)狀態(tài)。用以闡釋社會公眾政治信任衍生機(jī)制的“政治現(xiàn)實(shí)模型”(the political reality model)和“社會剝奪模型”(the social deprivation model)，能夠較好地概括現(xiàn)有關(guān)于生態(tài)環(huán)境影響公眾滿意度的研究文獻(xiàn)。政治現(xiàn)實(shí)模型強(qiáng)調(diào)公眾的政治信任來源于政府對其利益與需要的實(shí)際滿足(即基于現(xiàn)實(shí)獲益程度的理性評價(jià))，包括教育、醫(yī)療衛(wèi)生、福利保障等；社會剝奪模型則關(guān)注公眾實(shí)際獲益之外的社會和情感因素對政治信任的影響，認(rèn)為相較于公眾的實(shí)際獲益程度，更為重要的是個體在交往與生活中受到社會因素綜合影響而形成的價(jià)值判斷與情感心理(7)Samuel Long, “Political alienation among black and white adolescents: A test of the social deprivation and political reality models”, American Politics Quarterly, vol.4, no.3(1976).?，F(xiàn)有研究中，公眾環(huán)境滿意度同樣可從“客觀環(huán)境質(zhì)量”和“主觀環(huán)境認(rèn)知”兩個方面探索其形成機(jī)制。

“客觀環(huán)境質(zhì)量”類文獻(xiàn)關(guān)注環(huán)境質(zhì)量及其改善對公眾環(huán)境滿意度的客觀影響。該類研究在國外開展較早，例如早在21世紀(jì)初期Welsch(8)Heinz Welsch, “Preferences over prosperity and pollution: Environmental valuation based on happiness surveys”, Kyklos, vol.55, no.4(2002).、Israel等(9)Debra Israel, Arik Levinson, “Examining the relationship between household satisfaction and pollution”, Eastern Economics Association Meetings, no.23(2003).就基于跨國數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)了客觀環(huán)境污染降低居民幸福感的現(xiàn)實(shí)證據(jù)，而Levinson(10)Arik Levinson, “Valuing public goods using happiness data: The case of air quality”, Journal of Public Economics, vol.96(2012).與Welsch(11)Heinz Welsch, “Environmental and happiness: Valuation of air pollution using life satisfaction data”, Ecological Economics, vol.58, no.4(2006).則分別基于美國和歐洲數(shù)據(jù)得出空氣污染拉低居民幸福感的結(jié)論?；谥袊{(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析同樣一致性地發(fā)現(xiàn)，更高程度的環(huán)境污染會通過身體健康、壽命、情緒等傳導(dǎo)途徑而降低民眾的幸福感(12)洪大用：《經(jīng)濟(jì)增長、環(huán)境保護(hù)與生態(tài)現(xiàn)代化——以環(huán)境社會學(xué)為視角》，《中國社會科學(xué)》，2012年第9期。Xin Zhang, Xiaobo Zhang, Xi Chen, “Happiness in the air: How does a dirty sky affect mental health and subjective well-being?” Journal of Environmental Economics and Management, vol.85(2017).。當(dāng)然，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量對公眾滿意度的影響存在異質(zhì)性，在人口學(xué)差異上，性別、年齡等個體特征顯著影響公眾幸福感對環(huán)境質(zhì)量的敏感性(13)李雪妮、蘇楊、周紹杰：《空氣質(zhì)量如何影響公眾主觀滿意度？——基于中國民生調(diào)查微觀數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《中國人口·資源與環(huán)境》，2020年第5期。；在地區(qū)差異上，相較于中西部地區(qū)而言東部地區(qū)民眾滿意度對環(huán)境污染的敏感性更高，東部地區(qū)綠色發(fā)展的幸福增進(jìn)效應(yīng)高于全國平均水平(14)黃永明、何凌云：《城市化、環(huán)境污染與居民主觀幸福感：來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《中國軟科學(xué)》，2013年第12期。；在城鄉(xiāng)差異上，城市居民滿意度比鄉(xiāng)村地區(qū)表現(xiàn)出更高污染敏感性(15)李順毅：《綠色發(fā)展與居民幸福感——基于中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)的實(shí)證分析》，《財(cái)貿(mào)研究》，2017年第1期。；環(huán)境污染對不同收入水平群體幸福感的影響程度也不同(16)李夢潔：《環(huán)境污染、政府規(guī)制與居民幸福感：基于CGSS(2008)微觀調(diào)查數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》，2015年第9期。。當(dāng)然，這些異質(zhì)性研究同樣是基于公眾環(huán)境滿意度與生態(tài)環(huán)境質(zhì)量之間的線性關(guān)聯(lián)機(jī)制這一邏輯基礎(chǔ)而展開的。

“主觀環(huán)境認(rèn)知”研究則關(guān)注主觀層面上的價(jià)值認(rèn)知和情感體驗(yàn)對環(huán)境幸福感的影響。例如Rehdanz和Maddison(17)Katrin Rehdanz, David J.Maddison, “Local environmental quality and life-satisfaction in Germany”, Ecological Economics, vol.64, no.4(2008).、Mackerron和Mourato(18)George MacKerron, Susana Mourato, “Life satisfaction and air quality in London”, Ecological Economics, vol.68, no.5(2009).分別基于德國和英國社會調(diào)查數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，主觀上認(rèn)為空氣污染嚴(yán)重的居民則會報(bào)告更低的環(huán)境幸福感。而國內(nèi)研究則發(fā)現(xiàn)，公眾對環(huán)保行政透明度、環(huán)境問責(zé)力度、環(huán)境投訴有效性等方面的主觀認(rèn)知都會顯著影響其環(huán)境幸福感(19)羅開艷、田啟波：《環(huán)保行政透明度與環(huán)境治理滿意度——基于CSS2013數(shù)據(jù)的研究》，《貴州社會科學(xué)》，2020年第8期，第158-168頁；史丹、汪崇金、姚學(xué)輝：《環(huán)境問責(zé)與投訴對環(huán)境治理滿意度的影響機(jī)制研究》，《中國人口·資源與環(huán)境》2020年第9期。。環(huán)境正義(environmental justice)日漸成為國外主觀環(huán)境認(rèn)知研究的主流議題，這類研究基于客觀環(huán)境質(zhì)量的既定影響，認(rèn)為病人、老年人、低教育和低收入水平人群等社會弱勢群體往往居住于城市中的重污染區(qū)域，且其對環(huán)境污染的應(yīng)對能力也更弱，因此其承受環(huán)境污染帶來的風(fēng)險(xiǎn)更高，而這種非正義性顯然會造成更低的環(huán)境幸福感(20)Gordon Mitchell, Danny Dorling, “An environmental justice analysis of British air quality”, Environmental and Planning A, vol.35(2003).。遺憾的是當(dāng)前國內(nèi)研究中較少關(guān)注環(huán)境正義議題(21)黃永明、何凌云：《城市化、環(huán)境污染與居民主觀幸福感：來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《中國軟科學(xué)》，2013年第12期。，已有研究普遍基于群體異質(zhì)性的滿意度研究，無法準(zhǔn)確捕捉微觀個體的心理落差?；诖耍狙芯繃L試剖析微觀層面環(huán)境相對剝奪效應(yīng)對宏觀層面公眾環(huán)境幸福感的影響，從而解析環(huán)境伊斯特林悖論的生成機(jī)制。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源

本研究旨在對社會公眾因環(huán)境質(zhì)量區(qū)域差異而產(chǎn)生的環(huán)境相對剝奪感進(jìn)行分析，以驗(yàn)證環(huán)境伊斯特林悖論的存在性及其生成機(jī)制。公眾對環(huán)境區(qū)域差異的感知受到多重因素影響，且根據(jù)“嫉妒定律”，人們往往對周邊切實(shí)見聞的差異現(xiàn)象更為敏感，因此同一城市中的區(qū)域性環(huán)境差異往往更能引起居民的環(huán)境福祉獲得感上的心理落差。在當(dāng)前可公開獲取的全國性社會調(diào)查數(shù)據(jù)庫中，“中國社會狀況綜合調(diào)查”(CSS)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)并公開了受訪者的城市內(nèi)區(qū)縣歸屬信息(尤指四個直轄市)。CSS是中國社會科學(xué)院社會學(xué)研究所于2005年發(fā)起的一項(xiàng)全國范圍內(nèi)的雙年度抽樣調(diào)查項(xiàng)目，其對全國公眾的勞動就業(yè)、家庭及社會生活、社會態(tài)度等方面進(jìn)行了連續(xù)性縱貫調(diào)查，調(diào)查條目涵蓋個人基礎(chǔ)信息、經(jīng)濟(jì)狀況、社會階層、社會價(jià)值觀等內(nèi)含，能夠較好地滿足本研究的數(shù)據(jù)信息需求。在該調(diào)查可供申請索取的數(shù)據(jù)中，只有2011—2015年的三份調(diào)查數(shù)據(jù)庫同時(shí)公開了受訪者區(qū)縣信息且包含有環(huán)境滿意度調(diào)查條目，因此本研究篩取了其中四個直轄市的受訪者數(shù)據(jù)，并為其匹配市域經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展數(shù)據(jù)，以及城市內(nèi)次級區(qū)縣的年度空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)。四個直轄市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)來源于各市政府發(fā)布的歷年經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)，空氣質(zhì)量數(shù)據(jù)來源于中國空氣質(zhì)量在線監(jiān)測分析平臺(https://www.aqistudy.cn/)。

(二)模型建構(gòu)

本研究的實(shí)證檢驗(yàn)過程基于兩個層級的變量，即微觀層面的個體屬性變量與宏觀層面的區(qū)域環(huán)境變量。由于宏觀層面僅涉及中國四個直轄市中的9個區(qū)縣，因此采用區(qū)縣層面的聚類穩(wěn)健回歸模型。我們在Levinson(22)Arik Levinson, “Valuing public goods using happiness data: The case of air quality”, Journal of Public Economics, vol.96(2012).的基礎(chǔ)上，對其環(huán)境幸福感計(jì)量檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)行擴(kuò)展：

Happiness=β1Pollution+β2Deprivation+β3Pollution×Deprivation+β4X+city+ε(1)

其中，因變量Happiness為受訪者分別在三個調(diào)查年度中所報(bào)告的環(huán)境幸福感，以CSS數(shù)據(jù)庫中的環(huán)境滿意度數(shù)據(jù)測度。其中變量Happiness在2011年的取值范圍為1～4，而在2013和2015年其取值范圍則為1～10；數(shù)值越大表示滿意度越高。可見，計(jì)量模型因變量為可以區(qū)分的有序變量，采用有序Probit模型來進(jìn)行估計(jì)，該方法目前已廣泛應(yīng)用于離散有序變量估計(jì)模型之中(23)Jeffrey M.Wooldridge, Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, MIT Press, 2002, pp.525-544.。當(dāng)然，有學(xué)者也指出，如果模型設(shè)定正確，則基于普通最小二乘法(OLS)——即將公眾環(huán)境滿意度評分作為連續(xù)數(shù)值進(jìn)行處理的估計(jì)效果同樣可行(24)Ada Ferrer-i-Carbonell, Paul Frijters, “How important is methodology for the estimates of the determinants of happiness?”，The Economic Journal, vol.114(2004).。溫忠麟等(25)溫忠麟、侯杰泰、馬什赫伯特：《潛變量交互效應(yīng)分析方法》，《心理科學(xué)進(jìn)展》，2003年第5期。也認(rèn)為在實(shí)際應(yīng)用中可以將有序變量當(dāng)作連續(xù)變量來處理。因此，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們還基于OLS模型對方程(1)進(jìn)行檢驗(yàn)。

解釋變量中，Pollution為受訪者所屬區(qū)縣上兩個年度的平均空氣質(zhì)量，以PM2.5濃度作為代理變量。分析兩年的平均影響是考慮到公眾對空氣污染感知的長期效應(yīng)(26)李雪妮、蘇楊、周紹杰：《空氣質(zhì)量如何影響公眾主觀滿意度？——基于中國民生調(diào)查微觀數(shù)據(jù)的證據(jù)》，《中國人口·資源與環(huán)境》，2020年第5期。，且雙年度CSS調(diào)查體現(xiàn)了公眾對過去兩年環(huán)境質(zhì)量的滿意程度，當(dāng)然穩(wěn)健性檢驗(yàn)中也估計(jì)了一年觀察期的幸福感影響。空氣污染長期以來都是中國公眾最為關(guān)注的環(huán)境問題(27)根據(jù)零點(diǎn)指標(biāo)數(shù)據(jù)“中國公眾評價(jià)政府及政府公共服務(wù)調(diào)查”(2015)，“空氣污染”(32.9%)是公眾認(rèn)為當(dāng)前最嚴(yán)重的環(huán)境問題，領(lǐng)先于對“水污染”(21.1%)和“食品安全”(17.1%)的關(guān)注度。參見http://finance.china.com.cn/roll/20150726/3251922.shtml。，直接影響到其對于生態(tài)安全的直觀感知和環(huán)境福祉的獲得感(28)楊繼東、章逸然：《空氣污染的定價(jià)：基于幸福感數(shù)據(jù)的分析》，《世界經(jīng)濟(jì)》，2014年第12期。。Deprivation為受訪者所在區(qū)縣與本市其他區(qū)縣年均PM2.5濃度之差值，用以測度空氣環(huán)境質(zhì)量的區(qū)域間差異?？刂谱兞恐?，參照相關(guān)研究通行做法，引入個體和區(qū)域變量群組X以控制其對主觀環(huán)境幸福感的影響，具體包括：Age(年齡)及其平方項(xiàng)、Gender(分類變量，1為男性、0為女性)、Education(受教育水平，1～9分別為未上學(xué)至研究生學(xué)歷)、Income(家庭總收入的自然對數(shù))、Stratum(當(dāng)前社會層次自我評估，1～5分別為最高至最低)以及Pergdp(城市人均GDP的自然對數(shù))。另外，city為城市固定效應(yīng)，ε為誤差項(xiàng)。

表1所示為主要變量描述性統(tǒng)計(jì)情況。環(huán)境滿意度變量Happiness在2011年的均值為2.602(取值范圍1～4)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.814；2013和2015年的均值則分別為6.312和5.851(取值范圍1～10)，其對應(yīng)標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.129和2.363。這表明，相較于2013年，2015年受訪者的環(huán)境幸福感略低且個體間差異增大，而這與受訪者所在區(qū)域的空氣質(zhì)量改善形成鮮明對比(兩個調(diào)查期內(nèi)的Pollution均值分別為65.773和63.782)。這一悖論或可從Deprivation的均值變化進(jìn)行解釋：2013年其均值為-0.169，表明受訪者所在區(qū)域相較同城其他區(qū)縣的環(huán)境污染程度更低；2015年則與之相反，調(diào)查對象因位處污染更嚴(yán)重區(qū)域而產(chǎn)生更高程度的環(huán)境福祉獲得感落差，當(dāng)這一相對剝奪效應(yīng)大于空氣質(zhì)量整體改善所產(chǎn)生的環(huán)境滿足感，則社會公眾就會有更低的環(huán)境滿意度與幸福感。當(dāng)然，因變量Happiness之變動可能受到更多其他因素的影響，因此將會進(jìn)行更為全面的實(shí)證檢驗(yàn)。

表1 主要變量分年份描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了四個直轄市中的樣本分布，以及環(huán)境滿意度和區(qū)域空氣質(zhì)量兩個變量在三個年份點(diǎn)上的均值變動情況。四個直轄市在不同年份上的樣本分布較為均衡，但環(huán)境滿意度與空氣質(zhì)量之間卻呈現(xiàn)出非均衡、不匹配的變動趨勢。這體現(xiàn)在：一方面，同一年份，空氣質(zhì)量更差的城市卻有更高的受訪者滿意度(如2013年的重慶市和2015年的天津市)；另一方面，不同年份空氣質(zhì)量和環(huán)境滿意度的波動趨勢呈現(xiàn)非匹配性，特別是在2013和2015年(兩波調(diào)研對象在各市中所屬區(qū)域相同，因此更具可比性)更見一斑：天津和北京的空氣質(zhì)量惡化但其受訪者的滿意度卻各有升降，上海和重慶受訪者的環(huán)境滿意度卻隨大氣污染改善而降低。除不同年份受訪對象各異的因素之外，空氣質(zhì)量和環(huán)境滿意度的非匹配性，更有可能是源于生態(tài)環(huán)境相對剝奪感的主觀因素所導(dǎo)致，這就需要更為深入的實(shí)證檢驗(yàn)。另外，統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示四個直轄市中變量Deprivation的標(biāo)準(zhǔn)差分別為24.779、4.337、13.405和20.745，可見受訪者所在區(qū)域的空氣質(zhì)量與同市其他區(qū)域之間皆存在不同程度的差異性，這也為后續(xù)實(shí)證分析創(chuàng)造了條件。

表2 四個直轄市中的樣本分布及核心變量的均值變化

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)空氣質(zhì)量及其區(qū)域差異對公眾環(huán)境幸福感的影響

表3為采用有序Probit模型對方程(1)的估計(jì)結(jié)果。對于每一年度樣本數(shù)據(jù)，基于溫忠麟等(29)溫忠麟、侯杰泰、張雷：《調(diào)節(jié)效應(yīng)與中介效應(yīng)的比較和應(yīng)用》，《心理學(xué)報(bào)》，2005年第2期。提出的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行層次回歸，將空氣污染變量、污染區(qū)域差異變量及兩者交互項(xiàng)(中心化后)逐次引入方程，觀察主要變量回歸系數(shù)和測定系數(shù)的變動情況。由表3可見，基于2011年樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果僅報(bào)告了空氣污染變量對公眾環(huán)境滿意度的顯著影響(β1=-0.019，p<0.01)。對2013年樣本檢驗(yàn)同樣發(fā)現(xiàn)公眾滿意度因空氣質(zhì)量惡化而顯著降低(β1=-0.008，p<0.01)，而模型5則表明污染差異將顯著降低公眾滿意度(β2=-0.003，p<0.01)并擾動污染程度的絕對影響。模型6所示結(jié)果進(jìn)一步解釋了污染區(qū)域差異的影響：污染區(qū)域差異變量為負(fù)(β2=-0.016，p<0.01)且其與空氣污染變量的交互項(xiàng)系數(shù)也為負(fù)(β3=-0.0002，p<0.1)，表明城市的污染程度越高則污染區(qū)域差異對公眾滿意度的影響越小?；?015年樣本數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果同樣發(fā)現(xiàn)了污染程度和污染區(qū)域差異對公眾環(huán)境滿意度的負(fù)向影響，但加入交互項(xiàng)后污染區(qū)域差異變量為負(fù)(β2=-0.024，p<0.05)且其與污染程度變量的交互項(xiàng)系數(shù)為正(β3=0.0013，p<0.01)，表明環(huán)境區(qū)域差異對公眾滿意度的邊際影響隨空氣質(zhì)量惡化而增加，且當(dāng)PM2.5濃度超過18.46 μg/m3時(shí)將顯著強(qiáng)化公眾對環(huán)境惡化的負(fù)面感知、放大空氣污染對環(huán)境幸福感的負(fù)面效應(yīng)。

表3 空氣質(zhì)量及其區(qū)域差異與公眾環(huán)境滿意度的有序Probit估計(jì)

實(shí)證分析中還進(jìn)行了邊際效應(yīng)和年份效應(yīng)檢驗(yàn)。(1)由于有序Probit模型估計(jì)系數(shù)僅僅反映了空氣污染及其區(qū)域差異對公眾環(huán)境滿意度之影響的方向，所以還需估計(jì)這一影響的實(shí)際邊際效應(yīng)。2013年的邊際效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，城市內(nèi)PM2.5濃度區(qū)域差異每提高10 μg/m3，報(bào)告“非常不滿意”(Happiness=1)的可能性提升2.67%(p<0.05)，受訪者報(bào)告“非常滿意”(Happiness=10)的可能性下降2.56%(p<0.05)。2015年的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，城市內(nèi)PM2.5濃度區(qū)域差異每提高10 μg/m3，報(bào)告“非常不滿意”的可能性提升10.46%(p<0.01)，受訪者報(bào)告“非常滿意”的可能性下降13.31%(p<0.01)。(2)在年份效應(yīng)檢驗(yàn)中，對2013和2015年主要變量是否存在結(jié)構(gòu)性差異進(jìn)行了Chow檢驗(yàn)(30)雖然CSS每一年所選取的調(diào)查樣本都不完全相同，但2013年和2015年四個直轄市所選樣本皆來自各市的相同區(qū)縣(見表2)，因此為跨年度比較創(chuàng)造了可行條件；當(dāng)然，這一比較結(jié)果可能有失嚴(yán)謹(jǐn)，因此僅作為本研究的探索性結(jié)論而不能做一般化推演。。模型4和7中Pollution系數(shù)雖有增加但并未通過顯著性檢驗(yàn)(p=0.386)，表明兩個統(tǒng)計(jì)年度內(nèi)空氣污染皆為公眾環(huán)境幸福感的影響因素。模型5和8中Deprivation系數(shù)絕對值增加且通過顯著性檢驗(yàn)(p=0.074)，表明公眾環(huán)境幸福感愈發(fā)受到空氣質(zhì)量區(qū)域差異之相對剝奪效應(yīng)的影響。模型5和8中，交互項(xiàng)系數(shù)絕對值顯著增加(p<0.001)，表明環(huán)境質(zhì)量區(qū)域差異對社會公眾“空氣質(zhì)量-環(huán)境滿意度”的線性關(guān)系產(chǎn)生了更強(qiáng)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

(二)機(jī)制分析及異質(zhì)性檢驗(yàn)

在機(jī)制分析中，進(jìn)一步檢驗(yàn)了空氣污染程度及其區(qū)域差異對于公眾環(huán)境觀念的具體影響。目前可公開獲取的全國性調(diào)查數(shù)據(jù)中，僅有2013年CSS同時(shí)調(diào)查并發(fā)布了個體所屬區(qū)縣及其環(huán)境偏好與環(huán)保參與(即第E8題項(xiàng))等數(shù)據(jù)信息。本文對該題項(xiàng)下的9個子條目進(jìn)行正向語義轉(zhuǎn)換并做0-1編碼(具體定義與編碼方法限于篇幅省略備索)，并分別將其作為因變量代入方程(1)，估計(jì)結(jié)果如表4所示。由表4可見，與空氣污染程度的影響相反，城市內(nèi)空氣質(zhì)量的區(qū)域差異性越高(即受訪者遭受到相較同城其他區(qū)縣更高的空氣污染)，則受訪者報(bào)告更高程度的環(huán)境關(guān)注度、更低的環(huán)保(支出)行動及輿論參與以及更強(qiáng)的鄰避思維，且污染區(qū)域差異對公眾環(huán)保觀念的影響相較整體空氣質(zhì)量而言在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上更為顯著。這表明，一方面，在城市生態(tài)環(huán)境治理中，環(huán)境福祉獲得感的心理落差更能引起公眾的環(huán)境關(guān)注；另一方面，環(huán)境福祉的相對剝奪效應(yīng)引發(fā)公眾不滿情緒，從而也會挫敗其環(huán)保參與的積極性，這與現(xiàn)有研究普遍報(bào)道的環(huán)境滿意度與環(huán)保行為正相關(guān)之結(jié)論相一致(31)施生旭、甘彩云：《環(huán)保工作滿意度、環(huán)境知識與公眾環(huán)保行為——基于CGSS2013數(shù)據(jù)分析》，《軟科學(xué)》，2017年第11期；汪卓群、梅鳳喬：《環(huán)境滿意度與環(huán)境負(fù)責(zé)行為關(guān)系研究——以深圳市紅樹林海濱生態(tài)公園為例》，《北京大學(xué)學(xué)報(bào)(自然科學(xué)版)》，2018年第6期。。

表4 空氣質(zhì)量區(qū)域差異與個體環(huán)保觀念的Probit估計(jì)

本文還以2013和2015年CSS調(diào)查統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)為樣本，基于性別、年齡、教育水平和收入水平等群體差異進(jìn)行了異質(zhì)性效應(yīng)檢驗(yàn)，結(jié)果列示于表5?？傮w來說，男性、年長(48歲以上)受訪者的環(huán)境滿意度更低且對污染區(qū)域差異的敏感性更高，這可能是由于男性群體更加關(guān)注環(huán)境問題以及因環(huán)境獲得感落差所指向的政府治理行為，年長群體可能因?yàn)橛懈嗟膽敉鈺r(shí)間或?qū)Ω鼉?yōu)周邊環(huán)境有更高需求因而對污染區(qū)域差異更為敏感(32)Xin Zhang, Xiaobo Zhang, Xi Chen, “Happiness in the air: How does a dirty sky affect mental health and subjective well-being?”，Journal of Environmental Economics and Management, vol.85(2017).洪大用、肖晨陽：《環(huán)境關(guān)心的性別差異》，《社會學(xué)研究》，2007年第2期。。教育或收入水平更低群體的環(huán)境滿意度受到污染區(qū)域差異的影響更為顯著，這可能是由于這部分群體不能像高學(xué)歷、高收入群體那樣通過購買環(huán)境優(yōu)良區(qū)域住房等物質(zhì)條件彌補(bǔ)空氣污染的損害，他們除了消極、被動地呼吸較差空氣之外別無選擇，因此更加不滿于因城市產(chǎn)業(yè)布局或環(huán)保治理行為而產(chǎn)生的污染區(qū)域差異(33)楊繼東、章逸然：《空氣污染的定價(jià)：基于幸福感數(shù)據(jù)的分析》，《世界經(jīng)濟(jì)》，2014年第12期。韓璇、趙波：《“奢侈”的藍(lán)天——房價(jià)中的優(yōu)質(zhì)空氣溢價(jià)估計(jì)及其異質(zhì)性》，《經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)》，2021年第3期。。

表5 基于性別、年齡、教育水平和收入水平的異質(zhì)性檢驗(yàn)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為提升研究結(jié)論的可靠性和可信性，進(jìn)行下述穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)另有研究者提出OLS與有序Probit回歸并無優(yōu)劣之分，甚至認(rèn)為前者的解釋能力更強(qiáng)，為此基于OLS回歸方法對實(shí)證模型進(jìn)行再次檢驗(yàn)；(2)計(jì)算受訪者所在區(qū)域前兩年的空氣污染水平，雖然能夠捕捉公眾環(huán)境認(rèn)知的累積效應(yīng)，但可能無法準(zhǔn)確捕捉社會調(diào)查時(shí)民眾的即時(shí)性心理狀態(tài)，因此將Pollution和Deprivation轉(zhuǎn)換為一年期計(jì)算所得變量進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)；(3)在機(jī)制檢驗(yàn)中，對于9個因變量保持原來1～4的取值范圍，采用有序Probit模型進(jìn)行再次檢驗(yàn)。限于篇幅，這里略去具體檢驗(yàn)過程。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，實(shí)證分析結(jié)果并未發(fā)生實(shí)質(zhì)變化，證明本研究結(jié)論具有一定程度的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與討論

根據(jù)“環(huán)境伊斯特林悖論”假說，雖然微觀個體的環(huán)境滿意度會隨環(huán)境質(zhì)量的改善而提升，但在宏觀層面上生態(tài)優(yōu)良區(qū)域的公眾環(huán)境滿意度卻并非必然顯著高于環(huán)境較差區(qū)域。本研究認(rèn)為，環(huán)境改善的區(qū)域非均衡性會造成公眾環(huán)境獲得感落差，進(jìn)而降低其環(huán)境滿意度；亦即，環(huán)境區(qū)域差異所造成的相對剝奪效應(yīng)能夠成為“環(huán)境伊斯特林悖論”形成的詮釋與解析路徑。本研究基于CSS三波調(diào)查中四個直轄市的區(qū)縣樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了空氣污染程度及其區(qū)域差異對公眾環(huán)境滿意度的影響效應(yīng)，驗(yàn)證了環(huán)境伊斯特林悖論的存在性，提出了環(huán)境相對剝奪效應(yīng)是導(dǎo)致區(qū)域環(huán)境質(zhì)量與整體環(huán)境獲得感之間呈現(xiàn)非一致性關(guān)系的誘因。研究結(jié)論及其總結(jié)討論如下：

首先，當(dāng)不考慮環(huán)境質(zhì)量區(qū)域差異的影響時(shí)，公眾環(huán)境滿意度對空氣污染程度呈現(xiàn)高度敏感性，積極推動空氣環(huán)境質(zhì)量改善是提升公眾環(huán)境獲得感的重要舉措。伴隨國民經(jīng)濟(jì)增長和物質(zhì)生活水平的持續(xù)提升，良好生態(tài)環(huán)境愈發(fā)成為社會公眾最普遍的民生福祉訴求，也是新時(shí)期政府滿足民眾美好生活需求的必要內(nèi)容。為此，應(yīng)保持生態(tài)文明建設(shè)和綠色發(fā)展轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略定力，推動環(huán)保制度創(chuàng)新與政策創(chuàng)制、縱向環(huán)境治理權(quán)責(zé)調(diào)適與權(quán)能調(diào)配、政府績效考核與官員拔擢評價(jià)的生態(tài)化轉(zhuǎn)向以及促進(jìn)清潔生產(chǎn)與低碳生活模式等措施，將區(qū)域生態(tài)質(zhì)量的整體改善和民眾環(huán)境福祉的普遍獲得作為國家治理效能提升的內(nèi)容和目標(biāo)。

其次，空氣質(zhì)量的區(qū)域差異愈發(fā)成為影響公眾環(huán)境幸福感的重要因素，且會強(qiáng)化公眾對環(huán)境污染的負(fù)面感知，從而導(dǎo)致環(huán)境伊斯特林悖論的形成。機(jī)制分析顯示，環(huán)境區(qū)域差異的相對剝奪效應(yīng)會挫傷公眾環(huán)保參與的積極性，并有可能激發(fā)鄰避思維。這一結(jié)論擴(kuò)充了區(qū)域環(huán)境比較研究的觀察界域，將既往基于東西部或城鄉(xiāng)區(qū)域差異的傳統(tǒng)分析，拓展至城市內(nèi)部環(huán)境質(zhì)量的區(qū)域間差異及其對公眾主觀滿意度的影響。相應(yīng)地，在因地制宜進(jìn)行環(huán)保政策制定與推行的過程中，除考慮東西部或城鄉(xiāng)區(qū)域間的發(fā)展階段性與政策差異性之外，也要考量城市內(nèi)部區(qū)域間環(huán)境質(zhì)量落差的影響。亦即，地方政府不僅應(yīng)切實(shí)完善城市產(chǎn)業(yè)與功能布局，減少工業(yè)聚集區(qū)對居住生活區(qū)域的污染侵害，也應(yīng)扎實(shí)推進(jìn)城市環(huán)境治理的整體性和重點(diǎn)性相結(jié)合，特別是針對環(huán)境質(zhì)量較差區(qū)域應(yīng)制定相應(yīng)的治理措施，實(shí)現(xiàn)區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的全面改善。

最后，男性和年長群體對環(huán)境質(zhì)量區(qū)域差異更為關(guān)注，而社會脆弱群體(低收入、低教育水平等群體)受到環(huán)境相對剝奪效應(yīng)的影響程度更高。其蘊(yùn)含的政策啟示在于：首先，暢通社會民眾與地方政府間的訴求表達(dá)、治理反饋及互動交流等信息溝通渠道，將環(huán)境易感知群體的環(huán)保關(guān)注度切實(shí)轉(zhuǎn)化為環(huán)境共治的責(zé)任感與參與度；其次，由于城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)功能布局帶來環(huán)境質(zhì)量的區(qū)域分異、進(jìn)而使得所有社會成員難以均等享有環(huán)境治理福祉，這就需要建構(gòu)與城市產(chǎn)業(yè)布局相配套的治理責(zé)任分擔(dān)、環(huán)保成本補(bǔ)償與企業(yè)社區(qū)回饋等機(jī)制以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與生態(tài)的利益協(xié)調(diào)；最后，地方政府應(yīng)特別關(guān)注社會公眾、特別是社會脆弱群體的環(huán)保訴求，提供均等化、高質(zhì)量的環(huán)境公共服務(wù)，這不僅有助于提升區(qū)域環(huán)境治理的效率，也有利于打造負(fù)責(zé)任的服務(wù)型政府形象。

本研究尚存以下待完善之處：一是實(shí)證分析樣本略顯不足，雖然中國四個直轄市城市規(guī)模較大，區(qū)域內(nèi)存在明顯的產(chǎn)業(yè)功能布局特征，但限于CSS僅在其部分區(qū)縣展開，研究樣本未能覆蓋其他更大城市范圍，這可能降低實(shí)證研究的一般外部有效性；二是實(shí)證研究時(shí)效性不足，由于現(xiàn)有全國性調(diào)查數(shù)據(jù)僅CSS(2011—2015)可公開獲取受訪者所屬區(qū)縣信息，因此未能對2015年后中國快速改善的空氣質(zhì)量及其對公眾環(huán)境幸福感之影響展開分析；三是缺乏對受訪者個體的追蹤研究，這可能制約本研究對環(huán)境改善影響公眾幸福感的動態(tài)效應(yīng)分析的可靠性和穩(wěn)健性。