貿易急劇擴張如何影響居民主觀幸福感
——基于中國社會調查微觀數據的實證研究

林發勤 紀 珽

一、引言

自改革開放以來，我國的開放型經濟迅猛發展，取得了舉世矚目的成就，尤其是加入世貿組織(WTO)之后，我國的開放進入一個新的歷史階段，經濟貿易實力水平顯著提高，2001—2015 年GDP 年均增長9.66%，進出口貿易總額從2001 年的42183.6 億元增長到2016 年的243386.3 億元，并在2009 年成為世界第一大出口國，2013 年首次超過美國成為全球第一大貨物貿易國。在有關貿易擴張的研究中，很多關注的是基于比較優勢的發展方式創造了大量的財富并帶來了經濟的迅速增長、改善人們的物質生活水平、增加消費的多樣性和便利性(如Lin 和Sim，2013)。然而，伴隨著貿易的快速發展也產生了許多問題，如對環境、資源以及人們的工作帶來的壓力等。同時，隨著生活水平的改善，居民需求向更高層次轉變，當今社會已經成為一個追求幸福感的社會。

經濟發展的本質是提高居民的幸福感，而隨著經濟的不斷發展，出現了過于看重經濟效益而忽視對于幸福追求的趨勢。當經濟逐漸達到一個穩步發展的時期，越來越多的專家學者開始呼吁幸福在經濟學領域的回歸，政府對于居民的幸福感也日益重視起來。2011 年“兩會”期間，“幸福感”“幸福指數”迅速躥升為民生熱詞。在2012年中秋節和國慶節期間，中央電視臺播放了《走基層·百姓心聲》系列特別節目“幸福是什么？”，中央電視臺記者走訪基層，隨機采訪眾多的城市白領、企業工人、科研專家和鄉村農民并提出問題：“你幸福嗎？”。追求幸福感成為人們熱議的話題，提升居民幸福感也成為政府政策制定的又一新的衡量標準，全國各個地區的統計部門根據本地的實際情況提出了不同的幸福指數評價體系。

對此，目前卻鮮有將貿易擴張與居民幸福感直接聯系起來進行探究的論文，結合居民幸福感在經濟領域的經驗文獻，貿易有可能通過改善民生而增強幸福感，也可能對民生產生沖擊從而使得居民幸福感惡化。首先，關于經濟與居民幸福感的問題——“幸福悖論”在學術界已經爭論了許久。其次，很多研究也發現貿易會對失業、通貨膨脹、收入差距等宏觀經濟變量以及居民收入、健康狀況、工作壓力等微觀變量產生影響，這些宏微觀變量又會對居民幸福感產生不同程度的影響。因此，貿易擴張對于居民幸福感到底會產生怎樣的效應非常值得去深入研究。本文利用2003 年、2005 年、2006 年、2010 年、2013 年五年的“中國綜合社會調查”(Chinese General Social Survey，CGSS)問卷數據來研究貿易擴張如何影響人們的幸福感并探究其影響機制，從一個全新的角度闡述貿易對于居民福利的影響，為以后有關幸福感的研究提供新的實證基礎。

具體而言，“中國綜合社會調查”記錄匯報居民自己對生活質量做出的主觀幸福評價，即主觀幸福感（Subjective Well-Being）。主觀幸福感是評價者個人對自身生活質量進行整體評估后得到的一個綜合性心理指標，能夠直接反映居民“感同身受”的心理狀態。大量經驗事實也表明，開放型經濟的發展不一定與居民幸福感的提升同步，而且幸福涉及到人文社會科學各方面內容，有著非常復雜的影響因素。因此從經濟的角度出發研究其對居民幸福感的影響及其影響機制，有助于更加明確幸福感評判指標，從而使政府能夠更加有針對性地進行社會治理，在追求經濟發展和貿易擴張的同時，更多地關注居民的幸福感，讓幸福更好地落地，從而打造更好的社會治理新格局，維持政治和社會的穩定，推動經濟社會協調健康發展。

實際上，從實證上去準確估計國際貿易對居民幸福感的影響往往并不容易，因為影響居民幸福感的因素太多了，有些可能根本觀察不到，從而有可能帶來遺漏變量的問題。另外，幸福感也有可能反過來影響貿易，從而使得我們的估計失去可靠性。本文的邊際貢獻和方法創新就是使用引力模型方法來解決貿易-居民幸福感關系中貿易的內生性問題。我們利用預測的貿易作為省份的真實貿易水平的工具變量進行二階段最小二乘估計(2SLS)。我們發現，在2003—2013 年貿易迅速擴張的這段時期內，平均而言貿易擴張顯著降低了居民幸福感，主要是通過環境、工作強度和收入不平等等渠道產生作用的；而這種影響對于不同的人其影響程度也不一樣，對于低教育程度的勞動者負面影響更大，對于管理者、高技能勞動者、國有企業工作人員等影響為正。我們的發現揭示了一種新型的不平等的存在，在收入不平等和健康不平等等基礎上，幸福感不平等正在發生。

對于中國居民主觀幸福感的研究集中在省份層面，并且研究結果有所差異，認為生活滿意度下降、持平或上升的研究結果都存在，如Knight 和Gunatilaka(2011)、Easterlin 等(2012)。很多文獻把重點放在幸福感的影響因素，如收入、空氣質量、健康等(羅楚亮，2017)。一些文獻發現全球化增加了中國的居民幸福度(如馬汴京和蔡海靜，2014；王修華等，2016；蒲德祥，2017)。與這些文獻相比，本文的邊際貢獻體現在以下幾個方面：(1)上述文獻只使用了截面數據，在應對貿易內生性問題上有較明顯缺陷，而本文是使用了多個年度的CGSS 數據而且運用了以引力模型為基礎的工具變量，較好地解決了貿易的內生性問題；(2)上述文獻沒有對個人特征的異質性影響進行研究，本文考慮個人特征的異質性如何影響貿易-居民主觀幸福感之間的關系，充分拓展了論文的經濟學涵義；(3)本文還運用了排序的離散選擇模型(如Ordered Logit、Ordered Probit)進行識別，通過多種方法的交叉使用來保證結論的科學性。

二、數據來源和特征事實

本文選用的個人層面的數據來自于2003 年、2005 年、2006 年、2010 年、2013 年五次“中國綜合社會調查”(CGSS)，它是由美國國家民意調查中心所進行的綜合社會調查的中國版本。CGSS 從2003 年開始，由中國人民大學中國調查與數據中心負責執行，持續對中國31 個省、市、自治區的近500 個社區(村/居委會)中的10000 多戶家庭進行年度入戶問卷調查，系統、全面地收集個人多層面的數據。我們選擇2003 年至2013 年間五次抽樣調查獲得的全部數據，共計49638 個樣本，其中男性共計23872 人(48.1%)，城鎮居民30813 人(62.1%)。

“中國綜合社會調查”問卷的內容隨年份不同有所變動，通過對這五次調查問卷進行對比分析發現，五次調查問卷中所包含的共同變量有：省份、居民主觀幸福感、受訪問者類型(農村或城鎮戶口)、性別、年齡、民族、受教育程度、工作時長/周、個人收入/年、家庭收入/年、工作企業性質等。這些數據為我們的研究提供了大量關于個體的富有價值的信息，我們還按照個人層面收入數據構造了省份層面的收入不平等指數。

居民主觀幸福感是最為重要的核心變量，關于居民主觀幸福感的問題在“中國綜合社會調查”問卷中以以下形式提出：總體而言，您認為您的生活是否幸福？(1)非常不幸福，(2)比較不幸福，(3)一般，(4)比較幸福，(5)非常幸福，分別由1 到5 表示，分數越高代表幸福程度越高，從而將居民主觀幸福感這一概念量化以便于分析?？傮w上47%的居民感覺生活幸福，33%的居民感覺生活一般，有10%的居民認為生活不幸福。此外，居民主觀幸福感分數均值為3.56(滿分為5 分)，可見，無論是從居民主觀幸福感的分布還是從均值上來看，超過半數的中國居民是幸福的。

圖1 匯報了居民主觀幸福感時間變化趨勢，2003—2013 年中國居民主觀幸福感呈現先上升后下降(2010 年后)趨勢。2003 年、2005 年、2006 年、2010 年和2013 年的居民主觀幸福感均值顯示，居民主觀幸福感均值由2003 年的3.27 上升到2010 年的3.766，在2013 年下降為3.755?？傮w來看，中國居民主觀幸福感均值都在3 分以上甚至接近4 分，是比較幸福的。

圖1 中國居民主觀幸福感時間變化趨勢

2003—2013 年中國居民幸福感調查雖然可以呈現出中國居民幸福感的總體情況，但沒有區分不同群體之間的差異，我們根據性別、城鄉、民族等社會經濟指標來比較各個群體的幸福感指數均值，從而反映不同群體居民主觀幸福感的變化。從不同群體的幸福感均值趨勢圖上來看(圖2)，對于幸福的感受程度在不同群體之間存在一定差別。從這五年間各群體幸福感均值可以看出各群體自感幸福感在2003 年到2010 年呈上升趨勢，2010 年之后稍有下降，與總體情況相一致。同時，通過對比發現，女性、城鎮居民的幸福感程度普遍更高，更容易感知幸福，其中漢族居民主觀幸福感均值在2010 年之前比少數民族高，在2010 年之后，少數民族居民主觀幸福感指數均值超過了漢族居民。

圖2 2003年、2005年、2006年、2010年、2013年中國居民主觀幸福感的群體分布

表1 匯報了我們主要的描述統計量①本文剔除了明顯不合理的數據，如一年工作大于等于52 周或者收入大于500 億元以上的情況。我們非常感謝審稿專家對此提出的建議。。

表1 主要變量的統計性描述

為了分析開放和居民主觀幸福感之間的關系，我們特別挑選了三個開放程度高的地區：上海市、廣東省和天津市，以及三個開放程度低的地區：河南省、內蒙古自治區和貴州省。從圖3 可以看出，并非開放程度越高的地區的居民主觀幸福感水平就越高。內蒙古自治區地處我國內陸，開放水平相對較低，但是居民主觀幸福感指數普遍高于其他地區，并于2010 年達到最高值，甚至超過4(滿分為5，3 表示一般水平)；而廣東省作為中國南端沿海的一個省份，各種經濟指標包括對外貿易均高于全國平均水平，但在2013 年的居民主觀幸福感指數卻處于較低水平。由此可見，居民主觀幸福感和貿易擴張并非簡單的正向關系。

圖3 上海市、廣東省、天津市、河南省、內蒙古自治區、貴州省的幸福感指數對比

三、計量模型

本文使用以下計量模型進行估計：

研究貿易對于居民主觀幸福感的影響，最重要的是如何解決貿易的內生性問題：一個地區的進出口份額可能與廣泛的經濟特征相關；同時，貿易和幸福感之間可能存在反向因果關系，但具體如何影響又是確定的。Frankel 和Romer(1999)在研究貿易對于經濟增長的影響時構造了一種新的工具變量——地理特征工具變量法。其具體應用如下。

國際貿易可以表示為一個地區到其他國家臨近度Pj和其他因素的函數：

依據雙邊貿易引力模型，兩個國家之間的貿易與它們之間的距離成反比，與它們的規模成正比，其簡單表述為：

其中，D 代表距離，S 代表兩國的規模。但是該模型中遺漏相當大量有關貿易的地理信息，本文的貿易等式在以下三個方面有所不同，以此確保工具變量僅依賴于地理因素而非經濟發展狀況和貿易模式。其一，包含兩個表示規模的變量：對數形式表示的人口與面積；其二，兩個地區是否為內陸地區、是否享有共同的邊界對于貿易有著非常重要的作用，因而本文加入此虛擬變量；其三，大部分國家或地區更加傾向于和其鄰近國家或地區進行貿易，為了更好地識別地理因素對于貿易的影響，在此引入共有邊界虛擬變量和所有變量的交叉項。在加入了關于貿易的地理信息的變量以后，估計等式表述如下：

其中，TRADEjzt表示個體所在的j 省份與z 國家在t 時間的貿易額，N 表示人口，A 表示面積，L 表示陸地國家或地區的虛擬變量，B 表示兩個國家或地區是否享有共同邊界的虛擬變量。為得到各省份國際貿易總量地理部分的估計值，將以上雙邊貿易等式中的估計值加總求和，即為：

其中，a 表示雙邊貿易模型中的系數向量，Xjzt表示所有的變量組成的向量，將j省份與世界上每個與其發生貿易的國家的地理部分估計值進行加總求和，以此表示j省份由外生地理條件決定的總貿易，并作為該省份實際貿易的工具變量。

各省份與各國貿易的數據來自海關統計年鑒，貿易對象國的面積、人口數量來自世界銀行數據庫(WBI)，是否為內陸省份及其是否有共同邊界的信息來源于電子地圖，而“距離”來自于各省份與其貿易國首都的經緯度計算。根據雙邊貿易引力方程進行回歸分析可以得到：“距離”對于雙邊貿易有著極其顯著的負效應，貿易相對于“距離”的估計彈性在絕對值上略少于-1；貿易相對于人口的估計彈性約為0.19，人口增加對國際貿易的增長有顯著的促進作用；面積對雙邊貿易量有非常大的負面影響。共同邊界的存在對于貿易有著巨大的影響，地區的面積對外貿的影響方向由負轉正，可能是因為共同邊界的存在，國際貿易的成本顯著降低，刺激了邊境省份的對外貿易。同時，回歸式的擬合優度達到0.85，可以證實地理因素的確為雙邊貿易的主要決定因素。

四、實證結果與穩健性檢驗

（一）貿易對于居民主觀幸福感影響的實證分析

表2 展示了OLS 和基于IV 的兩階段最小二乘估計的估計結果：第(1)列只控制了貿易，可以看到兩者之間的顯著的正相關關系；當我們控制了其他變量后，根據OLS 回歸結果第(2)列顯示，貿易和居民主觀幸福感之間依然存在顯著的正向關系，對外貿易每增加1 個百分點，居民主觀幸福感將會增加約0.282。由于貿易內生性問題的存在，導致OLS 估計產生有偏的結果，因此利用地理距離作為貿易的工具變量來進行2SLS 估計，第一階段結果如第(2)列所示，工具變量非常有效。從第二階段回歸結果第(3)列可以發現，IV 估計中貿易對于居民主觀幸福感具有顯著的負效應，貿易更大的地區居民主觀幸福感反而降低?？紤]到可能由于一些歷史、文化等因素，一些省份具有較高貿易開放水平和居民主觀幸福感指數，因此我們在回歸中同時加入了省份固定效應，以控制這些無法觀察到的因素，結果發現貿易每增加百分之一，居民主觀幸福感下降約0.052。由于我們的主觀幸福感取值為1～5，是典型的計數數據，表3 后面兩列使用了序次(Ordered)Probit 和序次(Ordered)Tobit 模型來處理計數數據的問題，回歸的邊際效應系數與2SLS 結果一致。

表2 貿易與居民主觀幸福感影響的回歸結果

（二）穩健性檢驗

本節將對基準結果進行穩健性檢驗以證明我們結果的穩健性，包括：(1)更換工具變量和貿易變量；(2)增加控制變量；(3)用不同樣本進行回歸。

第一個穩健性檢驗是更換工具變量和貿易變量。我們的基準結果采用的是經典的Frankel 和Romer(1999)方法，利用各地區和不同貿易伙伴的雙邊貿易流量和引力模型構造以地理特征為基礎的貿易變量。我們將直接采用各省份到沿海的距離作為工具變量進行回歸，由于地理距離不隨時間變化，我們使用距離乘以時間的方法來彌補其不足(ln(distance?year))，假設距離的影響會隨著時間而發生變化，以證明貿易對于居民主觀幸福感影響的穩健性。表3 第(1)列使用了該工具變量進行回歸，結果顯示貿易開放對居民主觀幸福感的影響依然為負。我們把貿易拆分成了出口和進口分別進行估計，結果顯示不管是出口還是進口開放都顯著降低了居民主觀幸福感，但是出口影響要比進口的影響更大。進口降低主觀幸福感很可能是由于我國進口的大多是中間品和資本品，而最終消費品卻沒有顯著增加，如果最終消費品增加的話，居民就能夠以較低的價格獲得更加多樣化的商品，就會使其幸福感增強。

表3 貿易與居民主觀幸福感影響的回歸結果(穩健性檢驗I)

第二個穩健性檢驗是增加控制變量：加入更多的省份層面宏觀變量和個人層面變量。我們加入各省份的物價消費水平指數(CPI)、失業率以及各省份的收入不平等指數，根據個人層面收入數據和我們計算得到的各省份各年度的基尼系數①，這些宏觀變量有可能會影響居民主觀幸福感而且與貿易開放也相關度非常強，CPI 和失業率數據來自中國各省份統計年鑒。考慮到居民主觀幸福感強可能是人人能力的來源，我們還進一步控制了個人層面的智商指數和是否有房產等變量(房地產是一個社會熱點問題，會對幸福感產生重要的影響)。表4 匯報了回歸結果，我們可以看到增加一些宏觀變量和房產等微觀變量后并沒有對其結果產生大的影響，我們的估計系數與基準結果非常相似，這些變量并沒有改變貿易開放帶來的負面影響。

表4 貿易與居民主觀幸福感影響的回歸結果(穩健性檢驗Ⅱ)

第三個穩健性檢驗是用不同樣本進行回歸。我們的數據是2003—2013 年每隔兩年的社會調查數據，并用去除了開始年份和結束年份的數據，以及經濟危機前后兩年的數據來檢驗我們結果的穩健性。表5 匯報了回歸結果，可以看到去掉某一年的數據并不會改變我們的基準結果。

表5 貿易與居民主觀幸福感影響的回歸結果(穩健性檢驗Ⅲ)

五、機制識別和異質性結果

貿易開放使得居民主觀幸福感下降，識別其機制非常重要。貿易擴張可以通過影響民生而影響居民主觀幸福感。一方面，經濟全球化、貿易擴張可能通過促進經濟增長，創造了更多的就業機會并改善了居民的生活條件，使居民主觀幸福感得以增強，即居民的收入水平可能會得到提高；另一方面，本文發現居民主觀幸福感會因之而減弱，貿易很有可能會帶來一些負面影響。因此，貿易是否真使居民福利增加值得進一步研究。

另外，開放型經濟的快速發展，使得居民對于主觀幸福感有了更加全面的認識和更加高水平的要求，與此同時也產生了很多問題，對居民生活產生了沖擊，比如在環境、資源、居民的工作、健康方面會出現更大的壓力，也可能造成在進口競爭部門工作的職工失業，這些微觀因素都會對居民主觀幸福感產生不良的影響。最近的一些文獻發現了貿易影響健康以及增加工作強度等現象，如Hummels 等(2016)發現了丹麥工人在出口增加后工作時間會增加，從而其健康水平可能會下降。本文將在這一部分討論這些問題。

我們發現“中國綜合社會調查”問卷中除了以上關于個人特性的信息以外，還可以獲得關于居民個人年收入、工作時間、健康狀況的數據。表6 中第(1)列、第(2)列、第(3)列分別表示收入(去對數值以萬為單位表示)、工作時間和健康狀況對貿易進行工具變量回歸的結果。從其中可以發現，貿易開放提高了居民的收入水平，但增加了工作時間，惡化了健康狀況。貿易份額每增加百分之一，會使個人收入增加約0.765%，工作時間延長約0.69%，健康狀況下降0.1%。其第(3)列、第(4)列、第(5)列分別表示居民主觀幸福感對收入、工作時間和健康狀況進行回歸的估計結果，以此來研究收入、工作時間和健康狀況對于居民主觀幸福感的影響，結果顯然與大家所感知到的相同，收入增加將會使居民主觀幸福感增強，而工作時間延長和健康水平下降會顯著削弱居民主觀幸福感。

表6 貿易與居民主觀幸福感影響的機制檢驗I

為了驗證貿易對于居民主觀幸福感影響機制的設想，同時將個人年收入、工作時間、健康狀況與貿易放入到基準回歸中，估計結果如表6 第(7)列所示，相對比之前的系數-0.052，貿易的系數在很大程度上變小，貿易份額每增加百分之一，將會導致居民主觀幸福感降低約0.0045，并且貿易對于居民主觀幸福感的影響不再顯著，說明了當把收入與工作時間放入到回歸式后，貿易對于居民主觀幸福感的反向影響減小，而收入、工作時間和健康狀態對于居民主觀幸福感的影響依然顯著，這證實了前文的猜想，貿易開放會使得收入增加，但是由于收入增加導致的居民主觀幸福感增加并沒有因工作時間延長和健康狀況惡化而導致居民主觀幸福感減少的多，所以最終使居民主觀幸福感降低。因此，我們可以認為貿易開放導致居民主觀幸福感下降的最主要原因是貿易開放增加了工作強度并惡化了健康狀況。這個結果從表7 交互項的結果可以看到，在這個表中我們在基準工具變量回歸中添加了交互項。從其中可以發現，收入增加會部分抵消貿易開放對居民主觀幸福感的負面影響，而工作強度的增加和健康狀況的惡化會顯著增加貿易開放對居民主觀幸福感的負面影響，當控制住這些交互項后，原來的貿易開放變量也變得不再顯著。

表7 貿易與居民主觀幸福感影響的機制檢驗Ⅱ

為了研究更多的異質性結果，我們進行了更多的交互項回歸(見表8)。我們先對各省份層面的宏觀變量進行了交互項回歸，發現省份層面的人均GDP 并沒有影響貿易開放對居民主觀幸福感的影響，而收入不平等、環境污染以及失業率會強化貿易開放對居民主觀幸福感的負面影響，特別是環境污染對這種負面影響最大，其次是失業率，最后是收入不平等。

表8 貿易與居民主觀幸福感異質性影響回歸結果(宏觀變量)

我們也對一些個人層面的變量進行了異質性影響回歸，表9 匯報了我們的回歸結果。其結果顯示，雖然貿易開放會降低居民主觀幸福感程度，但是如果你擁有城鎮戶口、在國有企業工作、更多地接受了教育(比基準情形多10 年以上的教育年限)，貿易開放反而會顯著提高你的主觀幸福感程度。我們進一步研究發現，之所以這些個人特征會顯著影響貿易開放對居民主觀幸福感的影響程度，是因為是否擁有城鎮戶口、是否在國有企業工作和更多地接受了教育這些變量會顯著提高他們的收入水平，降低他們的工作強度，提高了他們的健康水平。

在機制分析中我們發現，工作時間和健康狀況顯著影響居民主觀幸福感，而且貿易對居民主觀幸福感的負面影響主要是由于這兩個因素導致的。表9 和表10 的結果表明，貿易沖擊對不同的居民和工人的影響是不一樣的，早期的研究大多關注收入不平等，如貿易領域非常關注的熟練勞動力和非熟練勞動力之間的不平等，實際上除了收入不平等外，貿易開放還加大了工作強度的不平等和健康狀況的不平等，從而導致了最終幸福感不平等程度的增加。這種不平等在中國有著一種身份固化現象，如戶口的限制，以及國有企業鐵飯碗等現象使得這種不平等得以蔓延。

表9 貿易與居民主觀幸福感異質性影響回歸結果(個人層面變量)

表10 貿易與收入、工作時間和健康狀況的異質性影響

續表10

六、結論

一直以來，針對經濟增長與居民主觀幸福感影響的研究與爭議一直存在，但是鮮有將貿易開放、經濟的開放性與幸福感相聯系進行討論，本文利用2003 年、2005 年、2006 年、2010 年、2013 年五年的“中國綜合社會調查”數據，對貿易與居民主觀幸福感的關系進行探索與分析。本文通過省份-國家層面的引力模型構造了以地理因素(距離、面積和比鄰等因素)為基礎的有以下幾個方面。省份層面國際貿易工具變量，對貿易與居民主觀幸福感的影響關系進行識別，主要發現有以下幾方面：

第一，貿易對于居民主觀幸福感具有顯著的負效應，貿易份額每增加百分之一，居民主觀幸福感指數將會減少0.052，該結論在更換工具變量和貿易變量、增加控制變量和改變樣本等一系列穩健性檢驗中均存在。

第二，貿易對于居民主觀幸福感的負面影響主要通過個人層面上的工作強度增加和健康狀況惡化兩種渠道進行傳導。

第三，宏觀層面上，環境污染、收入不平等程度增加、失業率增加會弱化該地區的幸福感；更為重要的是在微觀層面上，貿易開放會帶來新的不平等：擁有城鎮戶口(農村)、在國有企業工作(其他企業)、更好的教育(低教育水平)、收入更高(低)、工時更短(長)、健康狀況更佳(差)的居民，也更為幸福(不幸福)。

本文得出貿易擴張導致居民主觀幸福感下降的結論，并不意味著政府應該采取措施限制經濟全球化的發展，而是在有序推進經濟全球化的同時，政府也應當充分考慮經濟全球化給特定人群帶來的沖擊。

因此，提高居民的整體的幸福感不能只是簡單依靠經濟總量的擴大，其更是一項非常復雜的社會工程，應多方協調和長期堅持治理之，才能效果顯著。只有做到這些，才能使中國居民切實享受到全球化帶來的福利，方能實現不斷提高居民幸福感程度這一目標。