綠色發展與居民幸福感
——基于中國綜合社會調查數據的實證分析

李順毅

(貴州財經大學 經濟學院，貴州 貴陽 550025)

財貿研究 2017.1

綠色發展與居民幸福感
——基于中國綜合社會調查數據的實證分析

李順毅

(貴州財經大學 經濟學院，貴州 貴陽 550025)

綠色發展對居民幸福感的影響可以通過增長效應和綠色效應發揮作用。運用2010年中國省際綠色發展指數和中國綜合社會調查(CGSS)數據進行實證分析,結果表明：從全國層面看，綠色發展總體上有利于增強居民幸福感；從區域角度看，在東部地區，綠色發展不僅能有效促進居民幸福感的提升，而且其幸福增進效應高于全國平均水平，但在中西部地區，綠色發展并沒有產生顯著的幸福增進效應；從城鄉角度看，綠色發展將有效提升城鎮居民的幸福感，但對農村居民幸福感的影響并不顯著。因此，轉變經濟發展方式、堅持綠色發展對于增進居民幸福感，從而破解中國的“幸福悖論”具有重要意義，但同時也需要重視區域和城鄉存在的差異。

綠色發展;幸福感;區域差異;城鄉差異

一、引言與文獻綜述

發展的根本目的在于不斷增進人們的福祉，讓人們感受到更多的幸福。然而，在以追求經濟增長為導向的傳統發展方式下，多數研究表明中國人的主觀幸福感或生活滿意度并沒有隨著高速的經濟增長而顯著上升(周紹杰 等，2015)。造成這種結果的原因之一是，伴隨著經濟高增長，中國的生態環境不斷惡化。居民的幸福感不僅與自身及其家庭的收入、相對地位等個體特征有關，而且也與影響生活質量的各種外部條件密切相關。生態環境的惡化不僅會破壞人們的生活環境，而且危害身體健康，勢必降低人們的幸福感(楊繼東 等，2014)。由此反映出，以犧牲生態環境為代價、片面追求經濟增長的傳統發展方式在提升居民幸福感上存在著嚴重的局限性。

黨的十八屆五中全會將“綠色發展”確定為推動中國經濟社會發展和實現全面建成小康社會目標的五大發展理論之一。綠色發展要求既有發展，又要綠色，即人與自然和諧共進，更加注重發展的質量和效益，堅持環保、節約、高效、可持續的發展原則，將生產發展、生活富裕、生態良好的多維發展目標有機融合。綠色發展與傳統增長方式顯著不同，那么，綠色發展能否突破傳統增長方式在提升居民幸福感上的局限，有效增強人們的幸福感受呢？而且，中國區域、城鄉差異明顯，綠色發展對居民幸福感的影響是否會因此而產生差異？回答這些問題不僅有助于豐富我們對主觀幸福感影響因素的認識，同時對于更好地堅持綠色發展理念和切實提升居民幸福感也具有重要的現實意義。

近年來，對居民主觀幸福感影響因素的探討已成為學者廣泛關注的問題。現有文獻中影響中國居民幸福感的因素總體上可分為兩大類：一類是個體和家庭特征，主要包括絕對收入和相對收入(官皓，2010;李清彬 等，2013)，以及性別、年齡、教育、宗教、婚姻、就業、健康、情緒、預期、住房狀況、社會資本等因素(Helliwell，2003；劉軍強 等，2012；李濤 等，2011；李磊 等，2012；張梁梁 等，2015)；另一類是影響居民感受的外部環境因素，例如經濟增長與宏觀經濟環境、經濟全球化、收入差距和機會不均等、戶籍制度與城鄉分割、政府質量、社會犯罪、腐敗、財稅體制和財政支出等(羅楚亮，2006；魯元平 等，2011；何立新 等，2011；Easterlin et al.，2012；陳剛 等，2012；陳釗 等，2012；馬汴京 等，2014；張國林 等，2015；楊志安 等，2015)。

由于居民幸福感的外部影響因素研究具有較強的政策指導意義，因而成為近幾年來學者關注的重點。在此類研究中，除上述各因素外，生態環境對居民幸福感的影響正在日益受到重視。Levinson(2012)對美國的實證分析表明，空氣污染會顯著降低居民的幸福感；Ferreira et al.(2013)運用歐洲社會調查數據也得到與上述研究一致的結論。黃永明等(2013)、楊繼東等(2014)、李夢潔(2015)、武康平等(2015)、鄭君君等(2015)的實證研究都表明環境污染或空氣質量惡化總體上對于居民幸福感的影響是負面的。另外，環境對居民幸福感的影響還具有明顯的異質性，例如：黃永明等(2013)發現，環境污染對中國東部地區居民的主觀幸福感影響較大，而對中西部地區居民的影響尚不顯著；鄭君君等(2015)發現，空氣污染對居民幸福感的影響存在城鄉差異；李夢潔(2015)認為，環境污染對于不同收入水平群體幸福感的影響程度也不相同。

從現有文獻看，盡管眾多因素已被納入幸福感研究之中，但經濟發展方式對居民幸福感的影響還沒有得到充分討論。面對日益突出的資源環境約束，加快經濟發展綠色化轉型的任務十分迫切。綠色發展不是片面追求經濟增長，也并非為了保護生態環境而放棄增長，而是經濟社會發展與生態環境改善的有機統一。因此，綠色發展對居民幸福感的影響既與經濟增長的影響不同，也不完全等同于生態環境的影響。那么，綠色發展的綜合效應對中國居民幸福感的影響究竟如何，目前還沒有實證研究進行檢驗。本文將運用北京師范大學等單位聯合發布的“中國綠色發展指數”和中國綜合社會調查(CGSS)數據實證分析綠色發展對中國居民幸福感的總體影響以及區域、城鄉之間的差異，并運用工具變量法處理內生性問題可能帶來的估計偏誤。

二、綠色發展影響居民幸福感的機制分析

綠色發展是經濟社會發展與生態環境改善的有機融合，是兼具生產發展、生活富裕、生態良好等多維目標的人與自然和諧發展方式。綠色發展對居民幸福感的影響可以通過增長效應和綠色效應發揮作用。

從增長效應來看，綠色發展并非不要經濟增長，而是不要以犧牲生態環境為代價的片面經濟增長，是要在人與自然和諧共進的基礎上實現經濟增長。在經濟增長與居民幸福感的關系上，一些研究根據經驗數據發現，經濟增長與居民幸福感的提升并非具有顯著的正相關關系，由此提出了“幸福悖論”(即“Easterlin悖論”)。在針對中國的研究中，有的文獻認為中國的經濟增長與居民幸福感的提高具有同向趨勢(劉軍強 等，2012)，而也有研究顯示，中國出現了經濟增長與國民幸福感背離的現象，即存在“幸福悖論”(魯元平 等，2010)。應該說，經濟增長是居民財富和收入水平提高、生活質量改善的物質基礎，經濟增長本身應有利于居民幸福感的提升，至少不應成為幸福的障礙。中國出現“幸福悖論”在很大程度上與傳統增長方式存在的缺陷有關。在傳統經濟增長過程中出現的城鄉分割、收入差距擴大、機會不均等、政府民生支出不足、生態環境惡化等問題都對居民幸福感產生了顯著的不利影響(羅楚亮，2006；魯元平 等，2010；何立新 等，2011；黃永明 等，2013)，它們抵消甚至超過了增長本身所帶來的正面作用。因此，中國的“幸福悖論”并非來自增長本身，而是由于傳統增長方式存在缺陷。伴隨著經濟增長方式的轉型，在城鄉分割、收入差距和機會不均等問題得到有效改善的基礎上，綠色發展理念下的經濟增長將有利于促進居民幸福感的提升。

從綠色效應來看，隨著收入水平的提高，人們對良好生態環境的需求也在不斷增強，生態環境質量對居民幸福感的影響也日益突顯。生態環境對居民幸福感的影響主要由以下渠道產生：一是通過健康影響居民幸福感。惡劣的生態環境條件不僅會增加居民發生疾病的可能性，而且會增加人們對健康問題的擔憂(楊繼東 等，2014)，因此，改善生態環境有利于提升居民幸福感。二是良好的生態環境能夠有力提升一個地區的生活宜居度，從而增強居民幸福感。三是從收入增長的可持續性看，以破壞生態環境換來的增長只能是短期的，長期來說，可持續的收入增長必須建立在人與自然和諧發展的基礎上，而且良好的生態環境資源本身就可以通過發展綠色產業、供給生態產品增加居民收入，因此，綠色發展下居民對收入增長的可持續性預期及其實際獲得都將增強其幸福感。四是心理審美感知作用。藍天白云、綠水青山、潔凈的空氣都會使人心情愉悅，Mackerron et al.(2013)調查發現，當人們處在優美的自然環境中，與處在普通都市的環境相比，幸福感會更強。綠色發展通過產業結構優化、生態環境治理和環保技術廣泛應用等措施，可以更好地保護和改善生態環境，進而提高居民的幸福感。

應該說明的是，綠色發展對居民幸福感的提升作用能否得以有效發揮還需要一定的條件：一是綠色發展的幸福效應會受到城鄉二元結構、收入差距、機會不均等因素的制約，這些因素對居民幸福感的影響是直接和切近的，如果不解決這些問題，綠色發展提高居民幸福感的效應將難以充分發揮。二是受經濟發展和收入水平的限制，在經濟發展相對落后、收入水平偏低的環境下，人們對改善物質生活狀況的要求更加迫切，收入等物質因素對幸福感的影響往往會比生態環境因素更突出，因此，綠色發展的幸福效應在經濟發展和收入水平較低的地區可能并不顯著。三是從傳統增長方式向綠色發展方式轉型的過程中，必然伴隨著產業結構、就業崗位、生計模式等方面的巨大調整，調整的陣痛可能導致短期內降低人們的幸福感，因此，綠色發展對居民幸福感的增進效果從長遠來看將會比短期更為明顯。

三、模型設定與數據說明

為了檢驗綠色發展對居民幸福感的影響，本文借鑒陳剛等(2012)、楊繼東等(2014)的做法，設定基準回歸方程如下：

Happinessij=β0+β1greendevelopmentj+γWij+φZj+εij

(1)

其中：i表示居民個體，j表示居民i所在的省份；Happinessij為居民幸福感程度，greendevelopmentj為j省的綠色發展水平；Wij是居民個體特征變量集合；Zj是影響居民幸福感的區域特征變量集合；εij為隨機擾動項。

反映居民幸福感的數據來自2010年中國綜合社會調查(CGSS)數據。該數據集是由中國人民大學等單位聯合組織的一項全國范圍的大型抽樣調查所得，根據公布的數據，2010年的調查覆蓋中國大陸31個省份，樣本總量為11783個。調查問卷中關于居民幸福感的問題是 “總的來說，你認為自己的生活是否幸福？”，五個備選答案分別為：很不幸福、比較不幸福、居于幸福和不幸福之間、比較幸福、完全幸福。按照已有文獻的普遍做法，本文將幸福感程度設定為有序等級變量，將上述五個備選答案依次賦值為1-5，等級值越高表明其幸福感越強。

綠色發展水平的度量，本文采用2010年中國省際綠色發展指數。該指數來自北京師范大學、西南財經大學和國家統計局中國經濟景氣監測中心聯合發布的《2012中國綠色發展指數報告——區域比較》，其中計算省際綠色發展指數的指標體系由經濟增長綠化度、資源環境承載潛力、政府政策支持度3個二級指標，共60個三級指標構成，其較為科學和全面地反映了一個地區的綠色發展水平(北京師范大學科學發展觀與經濟可持續發展研究基地 等，2012)。

控制變量主要包括居民個體特征變量和反映所在省份經濟環境的區域特征變量。參考目前多數文獻的做法，居民個體特征中，本文控制了絕對收入、相對收入、性別、年齡及其平方項、受教育年限、婚姻狀況、政治身份、醫療保險、養老保險、就業狀況、宗教信仰、戶籍、健康狀況、住房、公平感、社會信任、情緒等變量。其中：對于絕對收入，采用楊繼東等(2014)的做法，以家庭收入的自然對數來衡量；對于相對收入，采用李清彬等(2013)的做法，使用被調查者自己報告的社會經濟地位的層次來衡量；對于就業狀況的度量，采用0-1二值變量，非自愿失業(包括調查中回答畢業后未工作、承包土地被征用而無工作、因單位原因失去原工作、因個人原因失去原工作的樣本)設為1，其他情況設為0；對于公平感，通過被訪者對“考慮到您的教育背景、工作能力、資歷等各方面因素，您認為自己目前的收入是否公平？”的回答來反映；對于社會信任，通過被訪者對“總的來說，您是否同意在這個社會上，絕大多數人都是可以信任的？”的回答來反映；對于情緒，通過被訪者對“在過去的四周中，您感到心情抑郁或沮喪的情形”的回答來反映。居民所在省份的區域特征變量中，本文主要控制了人均GDP、城市化率、收入差距和經濟增長速度。居民個體特征變量的數據均來自CGSS(2010)的微觀調查數據；經濟環境變量中，反映收入差距的基尼系數來自孫曉一等(2015)測算的2010年各省份居民收入的總體基尼系數；其他數據來自2011年《中國統計年鑒》。各變量的詳細度量方法和描述性統計如表1所示。

表1 主要變量的度量方法和描述性統計

注：本表報告的描述性統計結果來自對原樣本集進行數據處理后的樣本，處理后的樣本容量為9294個。

本文對數據進行了以下處理：(1)由于西藏的綠色發展指數沒有被測算，本文沒有包含西藏地區的樣本；(2)刪除了本文所需各變量的調查結果中出現拒絕回答、不知道、不適用情況的樣本；(3)為防止異常值的干擾，剔除了家庭收入最高和最低2%的樣本(楊繼東 等，2014)。經過以上處理，本文獲取的2010年中國30個省份城鄉居民樣本共計9294個。數據經過處理后，居民幸福感的分布并沒有發生明顯變化(如表2所示)，仍較好地反映了原樣本的幸福感分布特征。

表2 居民幸福感分布狀況

四、實證結果分析

(一)基本回歸結果

在估計方法上，由于居民幸福感是通過有序離散型變量度量的，嚴格來說應采用有序probit或有序logit模型進行估計，但Ferrer-i-Carbonell et al.(2004)的研究表明使用有序probit或有序logit估計與使用OLS估計方法得到回歸系數的符號和顯著性都是一致的。不少國內研究也采用OLS方法來估計各種因素對居民幸福感的影響(何立新 等，2011；陳釗 等，2012；劉斌 等，2012)。此外，考慮OLS估計結果更加直觀和便于解釋，因而本文也采用OLS估計方法。

表3的列(1)-(3)報告了全國樣本下使用OLS方法檢驗綠色發展對居民幸福感影響的估計結果。為了使結果更加穩健，我們逐步加入反映居民個體特征和區域特征的各控制變量，并在第(3)列報告了采用穩健標準誤的估計結果。結果表明，綠色發展指數的回歸系數為正，且具有顯著性。這反映出區域綠色發展水平的提高總體上有利于增強居民的幸福感。

對于各控制變量，根據表3第(3)列的估計結果，從居民個體特征來看：絕對收入和相對收入與居民幸福感都具有顯著的正向關系，表明收入的絕對水平和經濟相對地位的提高都有利于提升居民幸福感；居民幸福感存在性別差異，男性的幸福感要低于女性；從年齡及其平方的回歸系數看，年齡與幸福感之間存在顯著的U型關系；教育年限、已婚、具有黨員政治身份都與居民幸福感呈顯著的正相關關系。上述幾個因素的估計結果與楊繼東等(2014)的估計一致。在社會保障方面，醫療保險與幸福感顯著正相關，養老保險的回歸系數為正但不顯著。宗教信仰與幸福感之間存在顯著的負相關關系。失業和非農戶籍與幸福感都具有負相關關系，但均不具有顯著性。其中，失業影響不顯著的原因可能在于，由于本文使用的指標是詢問居民在調查時的上一周是否無工作，該指標反映的失業時間較短，因而可能對幸福感的影響不明顯；非農戶籍回歸系數不顯著的結果與劉斌等(2012)的估計一致。更高的健康水平和擁有更多的住房數能夠顯著提升居民的幸福感，這與李濤等(2011)的估計結果一致。在心理因素方面，公平感、社會信任和良好的情緒都與幸福感存在顯著的正向關系。從區域特征來看：人均GDP的系數顯著為正，反映出區域經濟發展水平的提高有利于提升居民幸福感。城市化率的系數顯著為負，反映出樣本時期內的城市化并沒有使人們感到更幸福，其原因主要與以往城市化過程中出現的城鄉發展差距拉大、大城市擁擠和污染、中小城市發展機會和公共服務不足等問題有關。收入差距與居民幸福感呈顯著的負相關關系，反映出區域內的不平等將會降低居民幸福感。經濟增長速度的系數為正，但不顯著，表明增長速度并不能有效提升人們的幸福感，其原因可能與增長過程中出現的收入差距擴大、生態環境惡化等因素對幸福的負面影響有關(魯元平 等，2010)。

(二)內生性問題與兩階段最小二乘估計結果

盡管采用OLS估計的結果表明綠色發展在總體上有利于居民幸福感的提升，但可能由于內生性問題使OLS估計結果存在偏誤。內生性問題可能來自以下方面：一是反向因果關系，幸福感高的居民往往有更高的積極性參與政治和公共事務(陳剛 等，2012)，居民公共參與的增強可能更有利于限制生態破壞和環境污染，同時也利于提高政府對環境問題的重視和治理力度，從而影響區域綠色發展水平。二是遺漏變量，由于人的幸福感是多種主客觀因素共同作用的綜合結果，然而有些因素難以測量，因此難免遺漏重要變量。為了盡量緩解內生性問題的不利影響，本文尋找工具變量，使用兩階段最小二乘估計做進一步檢驗。

表3 全國樣本的OLS和2SLS估計結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的統計顯著水平上顯著。回歸系數對應的括號內為z統計量。

按照現有文獻的做法，本文從兩方面著手尋找工具變量：一是使用內生變量的滯后變量作為工具變量，本文采用滯后一期的綠色發展指數作為工具變量。二是使用外部變量，由于產業結構升級與減少經濟發展中的生態環境破壞密切相關，本文采用當期第三產業產值占GDP比重反映區域產業結構，以此作為一個工具變量；此外，當期的綠色發展水平也與政府前期推動綠色發展的政策支持力度有關，因此本文還采用上一年政府對綠色發展的政策支持度指數作為工具變量。其中，滯后一期的綠色發展指數和上一年政府對綠色發展的政策支持度指數來自北京師范大學等單位聯合編著的《2011中國綠色發展指數報告——區域比較》，第三產業產值占GDP比重來自2011年《中國統計年鑒》。滯后一期的綠色發展指數、上一年政府政策支持度指數、第三產業產值占GDP比重三個工具變量與當期綠色發展指數的相關系數分別為0.956、0.699和0.825，表明工具變量與內生變量具有較強的相關性；三個工具變量與居民幸福感的相關系數分別為0.079、0.079和0.044，可見工具變量與被解釋變量的相關性很小。初步來看，本文選擇的工具變量是較為合理的。

表3中第(4)列報告了采用工具變量的兩階段最小二乘(2SLS)估計結果。其中，弱工具變量檢驗的F統計量為11031.1，拒絕了是弱工具變量的原假設；過度識別檢驗的p值為0.1142，接受了過度識別約束是有效的原假設。為了避免可能存在的異方差，該估計還使用了穩健標準誤。從估計結果可以看出，綠色發展水平的系數仍然為正，而且在10%的水平上具有顯著性。這表明采用工具變量法盡可能克服內生性問題產生的估計偏誤后，從全國范圍來看，綠色發展總體上有利于增強居民幸福感的結論仍是成立的。

(三)分組回歸結果

中國東部與中西部的區域差異和城鄉差異都十分明顯。對于居住在不同區域或城、鄉社區的居民來說，綠色發展對他們幸福感的影響是否存在差異呢？本文從區域和城鄉兩個角度對居民樣本進行分組回歸分析。

1.按區域分組

表4的列(1)-(4)報告了按照東部和中西部地區進行分組的估計結果，*東部地區包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個省份；中西部地區包括山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、貴州、云南、陜西、甘肅、青海、重慶、廣西、寧夏、新疆19個省份。各估計方程均采用了穩健標準誤。對于東部地區，OLS估計結果顯示綠色發展與居民幸福感呈顯著的正相關關系；考慮到可能存在內生性，我們仍采用上述三個工具變量進行2SLS估計，弱工具變量檢驗拒絕原假設，過度識別檢驗在5%的顯著水平上接受原假設，說明工具變量是較為合理的，2SLS估計結果表明綠色發展的系數仍然顯著為正。這反映出東部地區綠色發展對提升居民幸福感具有促進作用。而且，與使用全國樣本的回歸結果相比，無論是OLS估計還是2SLS估計，東部地區回歸結果中綠色發展的系數都更大，這顯示出在東部地區綠色發展產生的幸福增進效應高于全國平均水平。

對于中西部地區，OLS估計和2SLS估計中，綠色發展的系數均為正，但不具有顯著性，而且系數值均小于使用全國樣本的回歸結果。這反映出在樣本期內中西部地區的綠色發展并沒有產生明顯的幸福增進效應。其原因如前所述，綠色發展對居民幸福感的提升能否發揮顯著作用受經濟發展和收入水平的限制，中西部地區與東部相比，經濟發展相對落后，收入水平偏低，人們對改善物質生活狀況的要求更加迫切，收入等物質因素對幸福感的影響往往會比生態環境因素更突出。該分析可以通過比較東部與中西部地區在一些控制變量回歸系數上的差異得到印證。與東部地區相比，中西部地區在絕對收入、相對收入、住房、人均GDP等幾個反映收入、財產和經濟發展水平變量上的回歸系數值都更大，顯著性也更強，這表明在中西部地區個人收入、財產和經濟發展水平等物質因素對居民幸福感的影響比東部地區更突出。

2.按城鄉分組

表4的列(5)-(8)報告了按照居民居住在城鎮還是農村進行分組的估計結果，各估計方程也都采用了穩健標準誤，考慮到東部與中西部地區存在的差異，這里還進一步控制了東部地區的虛擬變量(東部地區為1，中西部地區為0)。城鎮組和農村組均報告了OLS和2SLS兩種估計的結果，2SLS估計中仍采用上述三個工具變量，弱工具變量檢驗和過度識別檢驗都表明這些工具變量是合理的。

從城鎮居民組來看，OLS估計和2SLS估計得到的綠色發展回歸系數均顯著為正，其系數值也大于使用全國樣本回歸的結果，這表明綠色發展能有效提升城鎮居民幸福感，而且其幸福增進效應高于全國平均水平。

表4 分組回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的統計顯著水平上顯著。回歸系數對應的括號內為z統計量。

但從農村居民組來看，OLS估計和2SLS估計得到的綠色發展回歸系數為負且不顯著，這反映出綠色發展并沒能發揮增進農村居民幸福感的作用。其原因也如前文所述，綠色發展能否有效提升居民幸福感還受到收入差距和機會不均等因素的制約，在城鄉二元結構下，城鄉間收入和發展機會存在較大落差，農村居民對收入水平和發展機會方面的改善更為迫切，這使得生態環境改善帶來的幸福效應并不突出。有研究還發現，退耕還林政策使基本生活狀態和社交能力較好的農戶變得更好，而生活狀態和社交能力原本較差的農戶變得更差(劉璞 等，2015)，這種分化效應一方面對能力較差的農戶生計產生不利的影響，另一方面也拉大了農村社區內部的差距，這些都有可能對農村居民的幸福感帶來負面影響。此外，對于農村居民來說，絕對收入和受教育年限的系數值明顯大于城鎮居民，這反映出提高收入水平和獲得更多受教育機會所帶來的幸福增進效應，對于農村居民來說更為重要。

(四)穩健性檢驗

首先，采用不同的估計方法進行穩健性檢驗。由于居民幸福感屬于有序離散型變量，對于全國樣本和分組樣本，均采用有序probit和有序logit模型進行估計，以檢驗回歸系數的符號和顯著性是否會發生改變。表5報告了有序probit和有序logit估計的結果， 并采用了穩健標準誤。從全國樣本看，對于有序probit和有序logit模型的估計結果，綠色發展與居民幸福感均存在顯著的正相關關系。從區域分組來看，對于東部地區來說有序probit模型中綠色發展的回歸系數顯著為正，而中西部地區的綠色發展回歸系數并不顯著。從城鄉分組來看，對于城鎮居民來說有序probit模型中綠色發展的回歸系數顯著為正，而農村居民組的綠色發展系數并不顯著。上述檢驗表明，無論是全國樣本，還是分組樣本，都與OLS估計得出的結論是一致的。

表5 穩健性檢驗結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的統計顯著水平上顯著。回歸系數對應的括號內為z統計量。

在處理內生性問題的估計方法上，雙變量有序probit模型正在逐漸被用于處理有序響應模型的內生性問題。Sajaia(2008)認為，在有序響應模型中，大樣本條件下雙變量有序probit模型的估計結果優于兩階段最小二乘法。王海成等(2015)也采用雙變量有序probit模型處理了非正規就業對幸福感影響中可能存在的內生性問題。本文在這里也采用該方法處理可能存在的內生性，仍使用滯后一期的綠色發展指數、上一年政府政策支持度指數、第三產業產值占GDP比重作為當期綠色發展指數的工具變量，表5報告的全國樣本和分組樣本回歸中雙變量有序probit模型的似然比檢驗，均拒絕綠色發展為外生變量的原假設。采用雙變量有序probit模型后，全國樣本下綠色發展的回歸系數仍顯著為正；區域分組樣本中，東部地區的綠色發展回歸系數仍顯著為正，而中西部地區的綠色發展回歸系數并不顯著；城鄉分組樣本中，城鎮組的綠色發展的回歸系數顯著為正，農村組的綠色發展系數則不顯著。上述結果與前面采用2SLS估計得到的結論也是一致的。

此外，本文還從回歸方程設定形式的角度檢驗綠色發展與居民幸福感之間是否存在非線性關系。表5的第(8)列加入了綠色發展指數的二次項，基于全國樣本的有序probit模型估計結果顯示，綠色發展指數的二次項系數并不具有統計上的顯著性。這表明采用線性方程估計綠色發展對居民幸福感的影響是適宜的。

(五)影響機制檢驗

根據本文第二部分所述，在理論上綠色發展可以通過增長效應和綠色效應影響居民幸福感，這里將檢驗上述兩種效應在實際中的具體效果。增長效應是通過經濟發展水平的提高來促進居民幸福感的增強。本文借鑒魯元平等(2010)的做法，采用人均GDP反映一個地區的經濟發展水平。綠色效應主要通過生態環境的改善來促進居民幸福感的提升。對于地區生態環境狀況的度量，本文采用2010年中國省際綠色發展指數指標體系中反映資源豐裕與生態環境保護、環境與氣候變化、綠色投資、綠色基礎設施、環境質量五個方面的38個指標值計算綜合指數來反映，指數數據來自《2012中國綠色發展指數報告——區域比較》。

表6 影響機制檢驗結果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的統計顯著水平上顯著。回歸系數對應的括號內為t統計量。

表6報告了地區人均GDP和生態環境狀況對居民幸福感的估計結果。為了便于解釋和比較，各方程均使用OLS方法進行估計，并采用了穩健標準誤，其中的系數值為標準化回歸系數。此外，各方程還控制了表1中的居民個體特征和人均GDP之外的區域特征。

從全國來看，人均GDP和生態環境對居民幸福感的回歸系數均顯著為正，反映出在全國總體水平上綠色發展的增長效應和綠色效應對居民幸福感的提升都具有積極作用。從不同區域來看：東部地區的人均GDP和生態環境對居民幸福感的回歸系數均顯著為正，表明綠色發展提升居民幸福感的增長效應和綠色效應在東部地區均已明顯發揮作用；東部地區的生態環境回歸系數大于全國水平，反映出綠色效應在東部地區更加突出。中西部地區的人均GDP系數顯著為正，但生態環境對居民幸福感的回歸系數并不顯著，反映出在中西部地區增長效應對居民幸福感具有顯著影響，但綠色效應不明顯，這也進一步表明，中西部地區的綠色發展對居民幸福感沒有產生顯著影響，主要是由于綠色效應還沒能充分發揮作用。從城鄉角度看：對于城鎮居民的幸福感，綠色發展的增長效應和綠色效應均發揮了積極促進作用；而對于農村居民，人均GDP對提升幸福感具有顯著影響，但生態環境的影響并不顯著，可見，綠色發展沒能對農村居民幸福感產生顯著影響也與綠色效應尚未得以充分發揮有關。中西部地區和農村的綠色效應沒有發揮顯著作用，也進一步印證了本文第二部分的分析，即中西部地區和農村居民在經濟發展相對落后、收入水平偏低的條件下，對改善物質生活狀況的要求更加迫切，物質條件的增長因素對幸福感的影響往往比生態環境改善的作用更為突出，因而使綠色效應并不明顯。

五、結論與建議

以追求速度為核心，高投入、高消耗、高污染的傳統經濟增長方式，不僅不可持續，而且也沒有讓中國人的幸福感隨著經濟的高速增長而顯著提升(周紹杰 等，2015)。發展的本質是讓人們獲得更多的幸福。因此，無論是從推進可持續發展的角度，還是增進居民幸福感的角度，都迫切需要轉變經濟發展方式。黨的十八屆五中全會提出綠色發展理念，堅持走生產發展、生活富裕、生態良好的文明發展道路。綠色發展能否破解經濟增長與居民幸福感提升的悖論，不僅關系到新的發展方式能否更好地滿足民生訴求，而且也會影響到人民群眾對綠色發展的信心和自覺參與程度。

本文運用2010年中國省際綠色發展指數和中國綜合社會調查數據進行實證分析，結果表明：(1)從全國層面看，綠色發展總體上有利于增強居民的幸福感。(2)從區域角度看，在東部地區，綠色發展不僅能有效促進居民幸福感的提升，而且其幸福增進效應高于全國平均水平，但在中西部地區，綠色發展并沒有產生顯著的幸福增進效應。(3)從城鄉角度看，綠色發展將有效提升城鎮居民的幸福感，但對農村居民幸福感的影響并不顯著。

從本文的結論可以看出，總體來說，轉變經濟發展方式、推進綠色發展，對于破解中國的“幸福悖論”，增進人們的幸福感受，具有積極意義。中國堅持走綠色發展道路的信心應該更加堅定。因此，在中國經濟發展過程中需要進一步調整產業結構，發展低碳循環經濟，促進清潔生產；通過技術創新和有效治理，提高資源使用效率，保護和改善生態環境。

同時，在推進綠色發展過程中也要考慮區域和城鄉的差異性。對于東部地區和城鎮地區，綠色發展能夠顯著提高居民的幸福感，其中不僅經濟水平的提高會增強居民幸福感，而且通過生態環境改善提升居民幸福感的綠色效應也十分突出。因此，在東部地區和城鎮發展過程中，積極提升經濟發展水平的同時，應該更加重視生態環境的改善。實證分析已經表明，改善生態環境可以作為提升上述地區居民幸福感的有效途徑。對于中西部和農村地區，綠色發展對居民幸福感的增進效應相對不足，其直接原因是通過改善生態環境提升居民幸福感的綠色效應尚未充分發揮出來，但這并不能說明這些地區居民的幸福與生態環境沒有聯系，綠色效應不顯著的深層次原因與這些地區在經濟發展水平、居民收入、發展機會等方面長期處于劣勢有關，這些地區對趕超的迫切要求使經濟增長對幸福感的效應壓倒了生態環境的影響。因此，中西部和農村地區的綠色發展還需更加注重與協調發展、共享發展有機結合，在保護和改善生態環境的同時，加快區域協調，促進公共服務均等化和城鄉發展一體化，著力縮小區域、城鄉間的收入差距，降低發展機會的不平等。

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(責任編輯 彭 江)

Green Development and Happiness of Residents:On Chinese General Social Survey

LI ShunYi

(College of Economics, Guizhou University of Finance and Economics, Guiyang 550025)

The influence of green development on the happiness of residents can be played by the growth effect and green effect. Using of the data from China′s provincial green development index and the Chinese General Social Survey (CGSS) in 2010, the empirical analysis shows that green development is conducive to enhance the happiness of residents from a national perspective. From a regional perspective, in the eastern region, green development not only can effectively promote the happiness of residents, but also the enhancement effect of happiness is higher than the national average, and green development does not produce a significant effect on happiness in the central and western regions. From the perspective of urban and rural areas, green development will effectively enhance the happiness of urban residents, but the impact on the happiness of rural residents is not significant. Therefore, changing the mode of economic development and insisting on green development is very important to solve the China′s “happiness paradox” and increase the happiness of residents, and differences from regions and urban-rural areas should be paid attention to.

green development; happiness; regional difference; urban-rural difference

2016-09-05

李順毅(1984-)，男，天津人，經濟學博士，貴州財經大學經濟學院副教授。

國家社科基金青年項目“生態文明建設背景下滇桂黔石漠化連片特困區新型城鎮化研究”(14CJL026)；商務部國際貿易經濟合作研究院聯合基金項目“貴州綠色開放與新型工業化協調發展研究”(2015SWBZD14);貴州省軟科學項目“貴州連片特困地區包容性綠色城鎮化與精準扶貧聯動機制研究”(2016GZ95614)。

F126；F062.2

A

1001-6260(2017)01-0001-12

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.01.001