加強環境信息公開對中老年人健康的影響研究
——基于CHARLS三期數據的分析

李東陽，邊 恕，孫雅娜

（1.遼寧大學 公共管理學院，沈陽110136；2.遼寧大學 新華國際商學院，沈陽110136）

一、引 言

應對環境污染問題是中國經濟發展所面臨的重要挑戰，黨的十九大報告提出“到2035年生態環境根本好轉，美麗中國目標基本實現”，實現“美麗中國”目標不僅需要加強“自上而下”的環境監督，也需要公眾“自下而上”廣泛參與環境污染治理，而充分發揮社會監督力量，首先需要實現環境信息的公開透明。與美國等部分發達國家相比，中國在環境信息公開方面起步較晚但發展很快，從2008年施行的《環境信息公開辦法（試行）》、2013年《國家重點監控企業自行監測及信息公開辦法（試行）》到2015年新修訂的《中華人民共和國環境保護法》專章確立“信息公開與公眾參與”，中國環境信息公開制度已經建設了十余年，為進一步加強環境信息公開提供了良好的機制保障。從環境信息公開的污染治理效果來看，環境信息公開加速了環境治理進程，有研究發現環境信息公開可以顯著提高節能減排效率［1］。另一方面，環境污染與公眾健康問題緊密相連，嚴峻的環境污染問題已經成為“健康中國”目標實現的主要阻礙因素之一，加強環境污染治理對改善居民普遍的健康水平值得深入研究，為此本文基于CHARLS數據和PITI指數，選擇對環境污染比較敏感的中老年群體作為研究對象，研究加強環境信息公開能否提升中老年居民的健康水平。本文的主要貢獻體現在以下三方面：一是對環境信息公開在居民健康水平提升方面的作用進行創新性研究；二是研究結果基于宏觀與微觀數據相互匹配的基礎上，從微觀視角出發，研究結果更具可信度；三是從生理健康、心理健康等多角度出發，結合樣本異質性分析，使研究結論更具實踐意義。

二、文獻回顧

環境污染對健康影響的前期研究成果豐碩，Gerking等（1986）將環境因素納入Grossman所提出的健康生產函數理論，從健康折舊率視角分析了環境污染對人體健康的影響［2］。Jayachandran（2009）利用美國經濟蕭條所導致的空氣污染下降和印尼森林大火所導致的空氣污染上升作為沖擊事件，設計準自然實驗，實證分析認為環境污染的加劇會導致嬰兒死亡率的增加［3］。也有學者分析了環境污染與心理健康間的關系，Marques（2011）對比分析了居住在污染區與非污染區的兩類居民主觀幸福感，認為由于對患病風險的主觀憂慮，污染區居民幸福感遠低于非污染區居民［4］。Pun等（2017）通過實證研究發現，空氣污染會增加老年人焦慮、抑郁等心理問題發生的風險［5］。在國內，曾賢剛等（2015）分析了北京市空氣污染物排放對城鎮居民健康損失的影響，并對降低環境健康風險的支付意愿進行了研究［6］。祁毓等（2015）基于CGSS數據，認為環境污染是導致居民健康不平等的重要因素［7］。孫涵等（2017）以廣東省珠江三角洲9個城市為樣本，研究發現空氣污染提升了哮喘類疾病發病率，對居民健康產生了顯著的負面影響［8］。呂小康等（2017）認為空氣污染會對認知能力及心理健康造成損害［9］。李衛兵等（2019）基于北方冬季供暖政策，利用斷點回歸方法，研究發現空氣污染對居民心理健康有顯著的負面影響［10］。

環境規制是應對環境污染的有效手段，賀燦飛等（2013）分析了政府環境規制執行效果的影響因素［11］。任小靜等（2020）基于省級面板數據分析了自愿型、命令型和市場型三類環境規制工具對不同區域生態效率的作用差異［12］。郭國慶等（2013）認為環境規制可以有效減少工業廢氣的排放［13］。高志剛等（2020）基于2007—2017年新疆14個地州市相關數據，研究認為正式環境規制具有顯著的碳減排效應［14］。除政府主導的環境規制外，有學者認為環境信息公開應視為新型環境規制工具［15］。Delmas等學者（2010）運用實證方法，分析了美國環境信息公開對企業污染物排放的影響，認為環境信息公開顯著降低了美國企業的排污量［16］。范亞西（2020）利用PITI指數和宏觀統計數據，得出了加強信息公開可以減少工業廢水、二氧化硫和工業粉塵的排放量的結論［17］。

綜合來看，環境污染對人口生理與心理健康產生了極大的負面影響，環境規制對環境污染的抑制作用得到了學界的廣泛認識，當前中國環境治理主要采用以政府為主導的“自上而下”模式，學界對環境規制強度的衡量方法也多集中于污染治理投入［18-19］、污染物排放水平［20］、治理投入與污染排放綜合評價［21］、自然實驗［22-23］四個方面。近年來，環境信息公開作為公眾參與環境治理的基礎條件，逐漸受到了學界的重視，但關于環境信息公開的研究成果還很有限。當前對環境規制與人口健康關系的研究多選擇宏觀數據進行分析，微觀層面研究不足，田淑英等（2020）分析了環境信息公開與居民健康間的關系，但對居民健康的衡量指標僅限于自評健康指標［24］。鑒于此，本文利用CHARLS微觀數據并與相應宏觀數據相匹配，全面分析加強環境信息公開對中老年人生理健康、心理健康和自評健康的影響。

三、理論分析與研究假說

環境污染對中老年人健康的影響途徑既包括中老年人對污染的被動接受，也包括中老年人對環境污染的主觀感知。污染對人體健康的影響是學界研究已久的話題，而無論是環境污染對中老年人心理健康或幸福感影響研究，還是環境污染對中老年人生理健康影響研究，其假設前提均為中老年人對環境污染的被動接受水平與其主觀感知水平相一致，而中老年人對環境污染的主觀感知是通過對客觀環境污染水平信息獲取形成的，這里信息獲取方式包括兩類：一是被動式信息獲取。例如空氣PM2.5值超標所帶來的身體不適；二是權威機構的環境信息公開。現實中由于環境信息的專業性，個體獲知客觀環境信息的難度較大，并且由于信息公開的滯后性等因素影響，環境信息不完全情況比較常見，因此研究環境與健康問題不能忽略環境信息的重要作用。

（一）環境信息公開對中老年人健康的影響

環境信息公開影響中老年人的行為決策和環境主觀感知。環境信息公開對中老年人行為決策影響體現在兩個方面：一方面在理性人假設前提下，中老年人會對所感知的環境污染迅速采取措施。例如當飲用水源受到污染后，受影響的居民會增加水質凈化方面投入或更換水源［25］。相對被動感知環境污染變化，加強環境信息公開可以發揮一定的預警作用，比如及時公開空氣污染信息，可以使中老年人根據環境污染情況合理規劃戶外活動時間，中老年人尤其是老年人較年輕群體身體機能下降，更易受到外部環境的沖擊，因此也更需要環境信息來規避健康風險。另一方面對于環境信息的獲知也影響中老年人的環境保護參與度。首先公開環境信息有利于提高公眾環保意識，有學者研究發現，對空氣污染現狀加強宣傳會減少居民汽車使用次數［26］；其次獲知環境信息也是公眾參與環境污染治理的重要前提，充分調動中老年人參與環境治理積極性，不僅有利于改善環境質量，也是“積極老齡化”的重要實踐，而環境質量改善或“積極老齡化”的實踐均對中老年人身體與心理健康具有積極意義。環境信息公開對中老年人環境主觀感知的影響機制體現在中老年人對政府的信任感增強，政府積極加強環境信息公開有利于增強中老年人對政府環境污染治理成效的預期，進而提高中老年人對當期環境質量的評價。基于上述分析，提出假說1：加強環境信息公開能夠改善中老年居民生理與心理健康。

（二）環境信息公開對中老年人健康的影響機制

加強環境信息公開有利于創新環境治理工具，改善環境質量。一是受益于互聯網技術的興起和智能手機的普及。中老年人獲取環境信息的工具更加便捷，對于環境信息的反饋途徑更加多樣化和便利，加之各類環保信息平臺的搭建，激發了中老年人參與環境污染監督治理的熱情，這種“自下而上”的公眾環境監督模式有利于完善環境污染治理機制。二是從政府社會化責任角度看，加強環境信息公開，會倒逼政府進一步提高環境污染治理力度。三是加強環境信息公開能夠通過環境信用激勵機制促進污染企業加強自身環境污染治理力度，具體體現在兩個方面：其一，2013年由原環保部和國家發改委等多部門聯合發布的《企業環境信用評價辦法》針對環境風險高、污染物排放總量大的企業，構建了“守信激勵、失信懲戒”的機制，加強環境信息公開有利于企業環境信用動態評價的實現，進而激勵企業加強自身環境污染治理；其二，企業污染排放改善水平反映企業社會責任感和企業社會形象，加強環境信息公開有利于形成對污染企業社會形象的軟約束，進而促使企業加強自身環境污染治理。綜上來看，加強環境信息公開有利于提升環境污染治理水平的提升。基于此，提出假設2：加強環境信息公開可提高環境污染治理強度，進而改善中老年人健康水平。

四、研究設計

（一）模型設定

為減少變量由于數量級不同而對模型參數造成估計誤差，如式（1）所示，本文首先利用極差標準化方法對PITI指數（污染源監管信息公開指數）、人均生產總值等變量進行無量綱化處理，然后利用有序Probit模型作為基準回歸模型研究環境信息公開對中老年人健康的影響，最后利用中介效應模型驗證環境污染治理成效在加強環境信息公開對中老年人健康水平影響中的中介效應。

1.有序Probit模型

由于本文所衡量的中老年人自評健康、生理健康與心理健康均為有序變量，因此選擇有序Probit模型作為基準模型進行參數估計，基礎計量模型設定如式（2）所示：

其中healthki表示中老年人健康水平，具體包括生理健康水平、心理健康水平和自評健康水平；PITIi代表城市環境信息公開水平，Xi為選取的控制變量，包括中老年人個體特征、生活習慣、童年期身體健康水平、城市特征和時間虛擬變量等；μi為模型隨機擾動項，假設擾動項μ的方差標準化為1，則有序Probit模型可以表示為式（3）：

式（3）中r0-r3為模型的待估計參數，healthki代表的中老年人生理健康水平、心理健康水平和自評健康水平均采用定序變量進行測量，構造加強環境信息公開對中老年人健康水平影響的似然函數，利用最大極大似然法分別對生理健康、心理健康和自評健康三個模型進行參數估計。

2.中介效應模型

為進一步驗證加強環境信息公開是否會通過提高工業污染排放治理強度進而影響中老年人健康水平，參考溫忠麟等（2004）提出的中介效應檢驗方法［27］，本文將中介效應模型設定如下：

其中，式（4）中α1反映加強環境信息公開對中老年人健康影響的總效用，式（5）中β1表示加強環境信息公開對工業污染排放治理強度影響的效用，式（6）中γ1和γ2分別表示加強環境信息公開和環境污染治理成效對中老年人健康水平的直接效應，將式（5）代入式（6）可以得到環境信息公開通過中介變量工業污染排放治理強度對中老年人健康水平產生的間接影響β1γ2。

（二）變量選取與數據來源

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是中老年人健康水平，數據來源于中國養老與健康追蹤調查（CHARLS）數據，CHARLS數據以45歲以上中老年人群為主要調查對象，詳細記錄了被調查對象的身體健康狀況。為全面衡量中老年人健康水平變化，本文被解釋變量包括中老年人生理健康水平、心理健康水平和自評健康水平三個方面。生理健康方面，從問題應答率和健康水平變化敏感度角度考慮，本文選取“站立、爬樓、下蹲、手臂伸展、提10斤重東西、從桌上拿取硬幣”等六項指標構建日常生活活動能力量表，CHARLS數據中上述六項指標均采用四級測評標準，分別為1=沒有困難、2=有困難但仍可以完成、3=有困難，需要幫助、4=無法完成。本文將各指標得分加總并劃分評價等級以衡量中老年人生理健康水平，具體劃分標準為，總分為6分=良好、（6，12］=一般、（12，18］=不好、18分以上=很不好；心理健康方面，本文利用CHARLS問卷抑郁量表，將抑郁量表中正面情緒問題進行反向編碼后，將量表各指標加總并劃分評分等級以衡量中老年人心理健康水平，CHARLS抑郁量表包括“因小事而煩惱、做事集中精力、情緒低落、做事費勁、對未來希望、感到害怕、睡眠不好、感到愉快、感到孤獨、無法繼續生活”十項問題組成，十項問題均采用四級測評標準，分別為1=很少或根本沒有、2=不太多、3=有時或一半時間、4=大多數的時間，本文具體劃分標準為：總分為10分=良好、（10，20］=一般、（20，30］=不好、30分以上=很不好；中老年人自評健康評價直接對應CHARLS問卷問題“您覺得您的健康狀況怎么樣？”。

2.解釋變量和控制變量

環境信息公開是本文實證研究的核心解釋變量，我們采用污染源監管信息公開指數（PITI）作為衡量環境信息公開的標準。污染源監管信息公開指數（PITI）是由公眾環境研究中心（IPE）和美國自然資源保護委員會（NRDC）兩家環保組織針對中國環保重點城市信息公開狀況而合作開發的測評指數，PITI指數從2009年6月發布了第一期評估結果，至2019年已連續發布了十期測評結果，具有良好的數據連續性。從測評內容上看，如表1所示，PITI指數評價項目豐富，包含“監管信息”“自行監測”“互動回應”“排放數據”和“環評信息”五個方面。采用PITI指數可以較為科學、綜合地反映地區環境信息公開水平。

表1 PITI指數測量指標及權重

除上述變量外，本文還控制了受訪者個人特征變量和城市特征變量，其中受訪者個人特征變量包括性別、年齡、婚姻狀態、受教育程度、城鄉、是否擁有醫療保險、家庭總收入、是否吸煙、是否飲酒、童年時身體健康情況；城市特征變量包括所在城市經濟水平、所在城市醫療條件。其中，受訪者個人特征變量數據來源于CHARLS微觀數據，城市特征變量數據來源于《中國城市統計年鑒》。

3.中介變量

中介變量選擇上，選擇工業污染排放治理強度作為環境信息公開與中老年人健康水平間的中介變量。其中工業污染排放治理強度由工業二氧化硫去除率和一般工業固體廢棄物綜合利用率兩項指標等權平均計算得到，指標選取的原因有兩方面：一是數據的可獲得性。工業二氧化硫的產生與排放量、一般工業固體廢棄物綜合利用率三項指標可以從《中國城市統計年鑒》中獲得市級層面的數據；二是指標的代表性。二氧化硫是影響空氣質量的重要因素，選擇工業二氧化硫去除率指標，不僅能夠度量工業污染排放治理強度，也間接反映所在地空氣質量，而一般工業固體廢棄物綜合利用率指標不僅能夠體現工業固體廢棄物治理強度，也能反映所在地環境技術進步，因此工業二氧化硫去除率和一般工業固體廢棄物綜合利用率兩項指標可以作為衡量工業污染排放治理強度的測量指標。上述具體變量定義、賦值及描述性統計結果見表2。

表2 變量選取及描述性統計

綜上，本文實證部分數據分別源自CHARLS微觀數據、PITI指數數據和《中國城市統計年鑒》數據，其中本文CHARLS微觀數據包括2011、2013和2015三期數據，將三期CHARLS數據合并生成平衡面板數據并與PITI指數數據和《中國城市統計年鑒》數據進行匹配，共有23個省份共計54座城市的CHARLS數據調查樣本與宏觀數據成功匹配，得到有效研究樣本數15843個，每期包括5281個研究樣本。

五、實證結果

（一）基準回歸結果

本文對中老年人健康水平的衡量包括生理健康、心理健康與自評健康三項，由于三項健康指標均為序數設定，因此采用有序Probit模型作為實證部分的基準回歸模型，基準回歸結果如表3所示。表3中模型（1）、（2）、（3）的因變量分別代表中老年人的生理健康、心理健康和自評健康，估計結果顯示，環境信息公開對中老年人生理健康、心理健康與自評健康的影響系數均為正值，且分別在1%、1%、5%的統計水平上顯著，表明加強環境信息公開能夠同時改善中老年人的生理健康、心理健康與自評健康。從影響程度上看，環境信息公開對中老年人健康水平的影響程度可以由PITI回歸系數與PITI的標準差進行估計，一個標準差PITI指數（0.225）變化對中老年人生理健康、心理健康、自評健康的影響分別為0.050（0.223×0.225=0.050）、0.032（0.143×0.225=0.032）、0.019（0.088×0.225=0.019），即表示如果環境信息公開指標（PITI）提高一個標準差，中老年人生理健康、心理健康和自評健康上升一個評價級別（例如從“不好”級別上升為“一般”級別）的概率分別為5%、3.2%、1.9%。

表3 環境信息公開對中老年人健康的影響

從控制變量回歸系數來看，中老年人健康水平也受個體特征影響。其中性別、年齡、受教育程度、城鄉、家庭總收入、吸煙、飲酒和童年時期身體健康狀況等八個變量顯著影響中老年人的生理健康和自評健康；中老年心理健康水平受性別、婚姻狀態、受教育程度、城鄉、是否擁有醫療保險、童年時期身體健康狀況等變量顯著影響。

（二）穩健性檢驗

進一步對模型回歸結果進行穩健性檢驗，采用指標刪減和更換計量模型兩種方式進行穩健性評估。指標刪減方式具體包括：生理健康水平測量指標由六項簡化為三項，回歸結果如表4模型（1）所示，心理健康水平測量指標由十項簡化為五項，回歸結果如模型（2）所示，這里模型（1）、（2）測量指標的選取均由CHARLS問卷問題順序決定，而非特意挑選，自評健康評級由五級簡化為四級，將很好與極好合并為很好，回歸結果如模型（3）所示。同時本文運用有序Logistic模型對原數據進行再次計算，生理健康、心理健康和自評健康的回歸結果分別對應模型（4）—（6），結果顯示，無論是刪減評價指標還是另采用有序Logistic模型進行重新計算，結果與表3基準回歸比，回歸系數正負號與顯著性均幾乎一致，說明基準回歸的測算結果比較穩健。

表4 穩健性檢驗結果

（三）內生性處理

相較利用死亡率等宏觀數據指標衡量環境污染變化對人口健康的影響，本文利用CHARLS微觀數據進行分析的結果更加豐富具體，同時本文考慮了個體特征、婚姻狀態、生活習慣、童年期身體健康水平、所在城市特征和時間等多個層面的控制變量，以盡可能減少遺漏變量對模型估計結果的影響，然而由于調查數據的局限性和影響中老年人健康水平因素的復雜性，遺漏變量問題依然可能存在，為此本文選擇利用IV—Probit模型解決模型的內生性問題。

本文利用PITI指數衡量各城市環境信息公開力度，PITI指數值雖各年變化略有波動，但由于政府、污染企業等污染源信息披露主體的環境信息公開力度難以實現斷點式提升，因而各城市環境信息公開水平普遍具有慣性特征，另一方面理論上講，環境信息公開水平不僅通過約束企業行為等途徑影響當期環境客觀質量，而且還影響居民對當期環境水平的主觀評價，滯后多期的環境信息公開水平難以對現期中老年人健康水平形成影響。基于上述分析，本文借鑒趙文霞（2020）處理Oprobit模型內生性問題的做法［28］，選擇2011年PITI指數作為2015年環境信息公開水平的工具變量，單獨對2015年數據進行估計，IV—Probit模型第一階段估計結果為0.278（1%水平顯著），且Cragg-Donald Wald F統計值遠大于10，拒絕了弱工具變量假設，由于本文工具變量數量等于內生變量，因此不存在過度識別問題，從上文理論分析看，工具變量與模型隨機誤差項不相關，說明本文工具變量的選擇比較合理。

內生性檢驗結果如表5所示，加入工具變量后，生理健康與心理健康的回歸系數依然正向顯著相關，回歸系數絕對值較基準回歸模型有所提高，按照IV—Probit模型估計結果，一個標準差的PITI指數（0.225）變化對中老年人生理健康、心理健康的影響分別為0.204（0.225×0.908）、0.167（0.225×0.744），即表示環境信息公開指標（PITI）提高一個標準差，中老年人生理健康、心理健康提升一個評價級別的概率分別為20.4%和16.7%，再次證實了環境信息公開與中老年人健康水平間具有顯著正向關系的結論，假說1得到證實。自評健康方面，加入工具變量后，自評健康回歸系數仍然為正，但回歸系數統計上已不顯著，反映環境信息公開與中老年人自評健康間統計關系穩健性較差，可能原因是中老年人自評健康水平受到的個體主觀因素影響較強。

表5 內生性檢驗結果

（四）回歸結果異質性分析

基準回歸結果顯示對于樣本整體，加強環境信息公開能夠顯著改善中老年人健康水平，而調查樣本具有多類別個體特征，對于不同類別樣本，其健康受到環境信息公開的影響是否具有不平等性值得進一步分析，本文從年齡、城鄉和慢性病患病情況三個視角出發進行樣本異質性分析。

年齡異質性分析。受預期壽命影響，人口身體健康水平與年齡普遍呈負向相關關系，各年齡段中老年人對環境質量變化的敏感度可能存在差異，因此本文首先對樣本年齡進行分組異質性分析，將樣本分為50歲以下、50—65歲和65歲以上三組。如表6回歸結果所示，環境信息公開對50—65歲和65歲以上兩組樣本生理健康的影響顯著為正且65歲以上樣本組的回歸系數絕對值更大，說明加強環境信息公開對高年齡段中老年人的生理健康水平變化影響更加明顯，從成因上看，加強環境信息公開可以通過公眾監督、污染企業誠信信息約束等途徑加強環境規制力度，進而改善環境質量，高年齡段居民面臨環境污染誘發性疾病的風險性更高，其生理健康水平受到環境信息公開的影響更加明顯。環境信息公開對樣本心理健康變化的影響結果與生理健康相似，回歸結果顯示，65歲以上老年人心理健康水平受環境信息公開的影響顯著為正，其原因在于，環境污染減少了老年人外出活動的機會，社會活動的減少增加了老年人患有焦慮、抑郁等心理疾病的風險，而環境信息公開改善了環境污染問題。

表6 年齡異質性分析結果

城鄉異質性分析。將樣本按照城鄉進行分組，回歸結果如表7所示，加強環境信息公開顯著改善了城鄉中老年人的生理健康水平，從回歸系數比較上看，農村地區中老年人生理健康水平受到環境信息公開的影響更強，這可能在于，受生產成本等因素影響，部分具有高污染性質的企業選擇在農村地區建廠生產，而農村地區環境治理投入較城市地區尚存在一定差距，農村地區可能面臨較城市地區更為嚴峻的環境污染挑戰，加強環境信息公開可以約束污染企業的排污行為，推動加快農村地區的環境污染治理進程，因此農村中老年人生理健康受到環境信息公開的影響更突出。心理健康方面，回歸結果顯示，環境信息公開僅對城市地區中老年人的心理健康影響顯著，對農村地區中老年人心理健康的影響系數雖為正但并不顯著，原因可能在于城市地區環境信息公開平臺化建設更加完善，城市中老年人獲取環境信息的渠道更加便捷，已有研究結果顯示居民對空氣污染的評價具有主觀性，環境污染信息透明化有助于提高居民對空氣質量的評價，而居民對空氣污染的主觀認定影響其自身心理健康，因此環境信息獲知渠道更加便捷的城市中老年人，其心理健康受環境信息公開的影響要強于農村地區中老年人。

表7 城鄉與慢性病異質性分析結果

慢性病患病情況異質性分析。CHARLS數據記錄了樣本患有慢性病的具體情況，其中慢性肺部疾病（慢性支氣管炎、肺氣腫、肺心病）和哮喘受環境質量變化的影響最為顯著，因此本文按照有無慢性肺部疾病（慢性支氣管炎、肺氣腫、肺心病）和哮喘兩類慢性疾病為標準對樣本進行分組，患有上述兩類慢性疾病即為患病組，未有則為未患病組，回歸結果如表7所示，加強環境信息公開正向顯著改善了樣本兩組的生理健康與心理健康，其中患病組生理健康與心理健康回歸系數絕對值大于未患病組，可能原因在于患有哮喘等慢性疾病的中老年人，其受到環境污染變化影響的敏感度更高。

（五）加強環境信息公開對中老年人健康的中介機制檢驗

為深入分析環境信息公開對中老年人健康影響的中介傳導機制，本文參考溫忠麟（2004）提出的中介機制檢驗思路開展中介效應分析［27］，加強環境信息公開，拓寬中老年人獲取環境信息的渠道，利于形成以公眾監督為代表自下而上式的環境治理新模式，同時及時披露企業污染排放數據也有益于約束企業守法、促進企業開展綠色轉型，因此加強環境信息公開可視為一種新型環境規制手段，影響所在地環境污染治理水平，已有研究證明環境污染與人口生理、心理健康均緊密相關，因此本文選擇工業污染排放治理強度作為環境信息公開與中老年人健康間的中介變量，中介效應檢驗結果見表8，模型（2）、（4）是未加入中介變量前的模型估計結果，回歸系數均為正向顯著，說明生理健康與心理健康均具備了中介效應檢驗的前提條件，模型（1）中回歸系數正向顯著相關，表明加強環境信息公開對工業污染排放治理強度的提高具有積極作用，模型（3）中環境信息公開與工業污染排放治理強度的估計系數均顯著為正，表明工業污染排放強度在環境信息公開與中老年人生理健康間發揮了部分中介效應，計算得到中介效應占總效應比值約為28.48%，模型（5）工業污染排放治理強度估計系數正向顯著，環境信息公開估計系數值為正但不顯著，表明工業污染排放強度在環境信息公開與中老年人心理健康間發揮了完全中介效應。模型（3）、（5）估計結果證實了加強環境信息公開對中老年健康水平的中介機制，具體而言，加強環境信息公開提升了所在地工業污染排放的治理強度，進而使中老年人生理與心理健康水平得到改善，這與假說2基本一致。

表8 加強環境信息公開對中老年人健康的中介效應檢驗結果

六、結論與思考

大量已有文獻均證明了環境污染對人口健康的負面作用，加強環境治理是抑制環境污染的有效手段。中老年人由于身體機能下降，其身體健康水平更易受到環境污染的影響，作為現代環境治理體系建設的重要基礎，環境信息公開能否改善中老年人健康水平是本文的研究重點。本文將CHARLS數據與PITI指數、城市宏觀數據相匹配，利用Oprobit模式和中介效應模型進行實證分析，研究結論如下：第一，總體來看，加強環境信息公開能夠提升中老年人的自評健康水平、生理健康水平和心理健康水平，控制住內生性問題后，發現環境信息公開對中老年人自評健康影響的統計結果不再顯著，說明環境信息公開與中老年人自評健康間的統計關系穩健性較差，可能原因是中老年人自評健康水平受到的個體主觀因素影響較強。環境信息公開對中老年人生理健康水平、心理健康水平的統計結果仍然顯著為正，環境信息公開水平（PITI）每提高一個標準差，中老年人生理健康、心理健康提升一個評價級別的概率分別為20.4%和16.7%。第二，環境信息公開對不同特征中老年人健康水平的影響有所差異，生理健康方面，高年齡段、農村地區、患有慢性疾病的中老年人受到的影響更加明顯；心理健康方面，高年齡段、城市地區、患有慢性疾病的中老年人受到的影響更加明顯。第三，加強環境信息公開能夠顯著提高工業污染排放治理強度，從而改善中老年人的生理健康與心理健康水平，即說明工業污染排放治理強度是環境信息公開與中老年人健康水平間重要的傳導中介。

實證結果顯示加強環境信息公開可以有效改善中老年人健康水平，為此本文提出以下政策建議：第一，需要將健康理念融入公共政策制定的全過程，進一步加強環境信息的公開力度。在當前環境信息公開的基礎上，由政府環境監督數據向企業披露數據拓展，由延時公布數據向實時公開數據發展，由廢水、廢氣等一般污染物排放數據向更多種類污染物排放數據擴充，以提高環境信息公開在環境污染治理方面的約束力，通過發揮其污染治理中的積極作用，提升中老年人生理與心理健康水平。第二，需要加強居民獲知環境信息的渠道建設。一方面要建設便捷化信息獲知平臺，另一方面也需要加強公布環境信息的規范化、標準化和可理解化建設水平，避免環境信息公布的形式化，此外需要重點加強農村地區基礎設施建設，拓寬農村中老年人的環境信息獲知渠道，以改善農村中老年人健康水平。第三，將環境治理與“積極老齡化”“健康老齡化”相結合，一是要提高中老年人參與環境監督的積極性，二是要增強中老年人參與環境監督的能力，通過客觀環境改善和主觀環境感知加強，提高中老年人的生理與心理健康水平。