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)的實證分析

李順毅

(貴州財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，貴州 貴陽 550025)

財貿(mào)研究 2017.1

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)的實證分析

李順毅

(貴州財經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，貴州 貴陽 550025)

綠色發(fā)展對居民幸福感的影響可以通過增長效應(yīng)和綠色效應(yīng)發(fā)揮作用。運用2010年中國省際綠色發(fā)展指數(shù)和中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)進行實證分析,結(jié)果表明：從全國層面看，綠色發(fā)展總體上有利于增強居民幸福感；從區(qū)域角度看，在東部地區(qū)，綠色發(fā)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(yīng)高于全國平均水平，但在中西部地區(qū)，綠色發(fā)展并沒有產(chǎn)生顯著的幸福增進效應(yīng)；從城鄉(xiāng)角度看，綠色發(fā)展將有效提升城鎮(zhèn)居民的幸福感，但對農(nóng)村居民幸福感的影響并不顯著。因此，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、堅持綠色發(fā)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(qū)域和城鄉(xiāng)存在的差異。

綠色發(fā)展;幸福感;區(qū)域差異;城鄉(xiāng)差異

一、引言與文獻綜述

發(fā)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(jīng)濟增長為導(dǎo)向的傳統(tǒng)發(fā)展方式下，多數(shù)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(jīng)濟增長而顯著上升(周紹杰 等，2015)。造成這種結(jié)果的原因之一是，伴隨著經(jīng)濟高增長，中國的生態(tài)環(huán)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(guān)，而且也與影響生活質(zhì)量的各種外部條件密切相關(guān)。生態(tài)環(huán)境的惡化不僅會破壞人們的生活環(huán)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(tài)環(huán)境為代價、片面追求經(jīng)濟增長的傳統(tǒng)發(fā)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(fā)展”確定為推動中國經(jīng)濟社會發(fā)展和實現(xiàn)全面建成小康社會目標的五大發(fā)展理論之一。綠色發(fā)展要求既有發(fā)展，又要綠色，即人與自然和諧共進，更加注重發(fā)展的質(zhì)量和效益，堅持環(huán)保、節(jié)約、高效、可持續(xù)的發(fā)展原則，將生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的多維發(fā)展目標有機融合。綠色發(fā)展與傳統(tǒng)增長方式顯著不同，那么，綠色發(fā)展能否突破傳統(tǒng)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(qū)域、城鄉(xiāng)差異明顯，綠色發(fā)展對居民幸福感的影響是否會因此而產(chǎn)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(fā)展理念和切實提升居民幸福感也具有重要的現(xiàn)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(xué)者廣泛關(guān)注的問題。現(xiàn)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(yè)、健康、情緒、預(yù)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(huán)境因素，例如經(jīng)濟增長與宏觀經(jīng)濟環(huán)境、經(jīng)濟全球化、收入差距和機會不均等、戶籍制度與城鄉(xiāng)分割、政府質(zhì)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(dǎo)意義，因而成為近幾年來學(xué)者關(guān)注的重點。在此類研究中，除上述各因素外，生態(tài)環(huán)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(diào)查數(shù)據(jù)也得到與上述研究一致的結(jié)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(huán)境污染或空氣質(zhì)量惡化總體上對于居民幸福感的影響是負面的。另外，環(huán)境對居民幸福感的影響還具有明顯的異質(zhì)性，例如：黃永明等(2013)發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染對中國東部地區(qū)居民的主觀幸福感影響較大，而對中西部地區(qū)居民的影響尚不顯著；鄭君君等(2015)發(fā)現(xiàn)，空氣污染對居民幸福感的影響存在城鄉(xiāng)差異；李夢潔(2015)認為，環(huán)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(xiàn)有文獻看，盡管眾多因素已被納入幸福感研究之中，但經(jīng)濟發(fā)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(huán)境約束，加快經(jīng)濟發(fā)展綠色化轉(zhuǎn)型的任務(wù)十分迫切。綠色發(fā)展不是片面追求經(jīng)濟增長，也并非為了保護生態(tài)環(huán)境而放棄增長，而是經(jīng)濟社會發(fā)展與生態(tài)環(huán)境改善的有機統(tǒng)一。因此，綠色發(fā)展對居民幸福感的影響既與經(jīng)濟增長的影響不同，也不完全等同于生態(tài)環(huán)境的影響。那么，綠色發(fā)展的綜合效應(yīng)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(xué)等單位聯(lián)合發(fā)布的“中國綠色發(fā)展指數(shù)”和中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)實證分析綠色發(fā)展對中國居民幸福感的總體影響以及區(qū)域、城鄉(xiāng)之間的差異，并運用工具變量法處理內(nèi)生性問題可能帶來的估計偏誤。

二、綠色發(fā)展影響居民幸福感的機制分析

綠色發(fā)展是經(jīng)濟社會發(fā)展與生態(tài)環(huán)境改善的有機融合，是兼具生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好等多維目標的人與自然和諧發(fā)展方式。綠色發(fā)展對居民幸福感的影響可以通過增長效應(yīng)和綠色效應(yīng)發(fā)揮作用。

從增長效應(yīng)來看，綠色發(fā)展并非不要經(jīng)濟增長，而是不要以犧牲生態(tài)環(huán)境為代價的片面經(jīng)濟增長，是要在人與自然和諧共進的基礎(chǔ)上實現(xiàn)經(jīng)濟增長。在經(jīng)濟增長與居民幸福感的關(guān)系上，一些研究根據(jù)經(jīng)驗數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長與居民幸福感的提升并非具有顯著的正相關(guān)關(guān)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(jīng)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(xiàn)了經(jīng)濟增長與國民幸福感背離的現(xiàn)象，即存在“幸福悖論”(魯元平 等，2010)。應(yīng)該說，經(jīng)濟增長是居民財富和收入水平提高、生活質(zhì)量改善的物質(zhì)基礎(chǔ)，經(jīng)濟增長本身應(yīng)有利于居民幸福感的提升，至少不應(yīng)成為幸福的障礙。中國出現(xiàn)“幸福悖論”在很大程度上與傳統(tǒng)增長方式存在的缺陷有關(guān)。在傳統(tǒng)經(jīng)濟增長過程中出現(xiàn)的城鄉(xiāng)分割、收入差距擴大、機會不均等、政府民生支出不足、生態(tài)環(huán)境惡化等問題都對居民幸福感產(chǎn)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(tǒng)增長方式存在缺陷。伴隨著經(jīng)濟增長方式的轉(zhuǎn)型，在城鄉(xiāng)分割、收入差距和機會不均等問題得到有效改善的基礎(chǔ)上，綠色發(fā)展理念下的經(jīng)濟增長將有利于促進居民幸福感的提升。

從綠色效應(yīng)來看，隨著收入水平的提高，人們對良好生態(tài)環(huán)境的需求也在不斷增強，生態(tài)環(huán)境質(zhì)量對居民幸福感的影響也日益突顯。生態(tài)環(huán)境對居民幸福感的影響主要由以下渠道產(chǎn)生：一是通過健康影響居民幸福感。惡劣的生態(tài)環(huán)境條件不僅會增加居民發(fā)生疾病的可能性，而且會增加人們對健康問題的擔(dān)憂(楊繼東 等，2014)，因此，改善生態(tài)環(huán)境有利于提升居民幸福感。二是良好的生態(tài)環(huán)境能夠有力提升一個地區(qū)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(xù)性看，以破壞生態(tài)環(huán)境換來的增長只能是短期的，長期來說，可持續(xù)的收入增長必須建立在人與自然和諧發(fā)展的基礎(chǔ)上，而且良好的生態(tài)環(huán)境資源本身就可以通過發(fā)展綠色產(chǎn)業(yè)、供給生態(tài)產(chǎn)品增加居民收入，因此，綠色發(fā)展下居民對收入增長的可持續(xù)性預(yù)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(diào)查發(fā)現(xiàn)，當(dāng)人們處在優(yōu)美的自然環(huán)境中，與處在普通都市的環(huán)境相比，幸福感會更強。綠色發(fā)展通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化、生態(tài)環(huán)境治理和環(huán)保技術(shù)廣泛應(yīng)用等措施，可以更好地保護和改善生態(tài)環(huán)境，進而提高居民的幸福感。

應(yīng)該說明的是，綠色發(fā)展對居民幸福感的提升作用能否得以有效發(fā)揮還需要一定的條件：一是綠色發(fā)展的幸福效應(yīng)會受到城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、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(fā)展提高居民幸福感的效應(yīng)將難以充分發(fā)揮。二是受經(jīng)濟發(fā)展和收入水平的限制，在經(jīng)濟發(fā)展相對落后、收入水平偏低的環(huán)境下，人們對改善物質(zhì)生活狀況的要求更加迫切，收入等物質(zhì)因素對幸福感的影響往往會比生態(tài)環(huán)境因素更突出，因此，綠色發(fā)展的幸福效應(yīng)在經(jīng)濟發(fā)展和收入水平較低的地區(qū)可能并不顯著。三是從傳統(tǒng)增長方式向綠色發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的過程中，必然伴隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、就業(yè)崗位、生計模式等方面的巨大調(diào)整，調(diào)整的陣痛可能導(dǎo)致短期內(nèi)降低人們的幸福感，因此，綠色發(fā)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(shè)定與數(shù)據(jù)說明

為了檢驗綠色發(fā)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(shè)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(fā)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(qū)域特征變量集合；εij為隨機擾動項。

反映居民幸福感的數(shù)據(jù)來自2010年中國綜合社會調(diào)查(CGSS)數(shù)據(jù)。該數(shù)據(jù)集是由中國人民大學(xué)等單位聯(lián)合組織的一項全國范圍的大型抽樣調(diào)查所得，根據(jù)公布的數(shù)據(jù)，2010年的調(diào)查覆蓋中國大陸31個省份，樣本總量為11783個。調(diào)查問卷中關(guān)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(shè)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(fā)展水平的度量，本文采用2010年中國省際綠色發(fā)展指數(shù)。該指數(shù)來自北京師范大學(xué)、西南財經(jīng)大學(xué)和國家統(tǒng)計局中國經(jīng)濟景氣監(jiān)測中心聯(lián)合發(fā)布的《2012中國綠色發(fā)展指數(shù)報告——區(qū)域比較》，其中計算省際綠色發(fā)展指數(shù)的指標體系由經(jīng)濟增長綠化度、資源環(huán)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(gòu)成，其較為科學(xué)和全面地反映了一個地區(qū)的綠色發(fā)展水平(北京師范大學(xué)科學(xué)發(fā)展觀與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)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(jīng)濟環(huán)境的區(qū)域特征變量。參考目前多數(shù)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(yī)療保險、養(yǎng)老保險、就業(yè)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(shù)來衡量；對于相對收入，采用李清彬等(2013)的做法，使用被調(diào)查者自己報告的社會經(jīng)濟地位的層次來衡量；對于就業(yè)狀況的度量，采用0-1二值變量，非自愿失業(yè)(包括調(diào)查中回答畢業(yè)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(shè)為1，其他情況設(shè)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(shù)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(qū)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(jīng)濟增長速度。居民個體特征變量的數(shù)據(jù)均來自CGSS(2010)的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)；經(jīng)濟環(huán)境變量中，反映收入差距的基尼系數(shù)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(shù)；其他數(shù)據(jù)來自2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。各變量的詳細度量方法和描述性統(tǒng)計如表1所示。

表1 主要變量的度量方法和描述性統(tǒng)計

注：本表報告的描述性統(tǒng)計結(jié)果來自對原樣本集進行數(shù)據(jù)處理后的樣本，處理后的樣本容量為9294個。

本文對數(shù)據(jù)進行了以下處理：(1)由于西藏的綠色發(fā)展指數(shù)沒有被測算，本文沒有包含西藏地區(qū)的樣本；(2)刪除了本文所需各變量的調(diào)查結(jié)果中出現(xiàn)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(jīng)過以上處理，本文獲取的2010年中國30個省份城鄉(xiāng)居民樣本共計9294個。數(shù)據(jù)經(jīng)過處理后，居民幸福感的分布并沒有發(fā)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(jié)果分析

(一)基本回歸結(jié)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(yīng)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(shù)的符號和顯著性都是一致的。不少國內(nèi)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(jié)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(fā)展對居民幸福感影響的估計結(jié)果。為了使結(jié)果更加穩(wěn)健，我們逐步加入反映居民個體特征和區(qū)域特征的各控制變量，并在第(3)列報告了采用穩(wěn)健標準誤的估計結(jié)果。結(jié)果表明，綠色發(fā)展指數(shù)的回歸系數(shù)為正，且具有顯著性。這反映出區(qū)域綠色發(fā)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(jù)表3第(3)列的估計結(jié)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(guān)系，表明收入的絕對水平和經(jīng)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(shù)看，年齡與幸福感之間存在顯著的U型關(guān)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(guān)關(guān)系。上述幾個因素的估計結(jié)果與楊繼東等(2014)的估計一致。在社會保障方面，醫(yī)療保險與幸福感顯著正相關(guān)，養(yǎng)老保險的回歸系數(shù)為正但不顯著。宗教信仰與幸福感之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。失業(yè)和非農(nóng)戶籍與幸福感都具有負相關(guān)關(guān)系，但均不具有顯著性。其中，失業(yè)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(diào)查時的上一周是否無工作，該指標反映的失業(yè)時間較短，因而可能對幸福感的影響不明顯；非農(nóng)戶籍回歸系數(shù)不顯著的結(jié)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(shù)能夠顯著提升居民的幸福感，這與李濤等(2011)的估計結(jié)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(guān)系。從區(qū)域特征來看：人均GDP的系數(shù)顯著為正，反映出區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展水平的提高有利于提升居民幸福感。城市化率的系數(shù)顯著為負，反映出樣本時期內(nèi)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(xiàn)的城鄉(xiāng)發(fā)展差距拉大、大城市擁擠和污染、中小城市發(fā)展機會和公共服務(wù)不足等問題有關(guān)。收入差距與居民幸福感呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，反映出區(qū)域內(nèi)的不平等將會降低居民幸福感。經(jīng)濟增長速度的系數(shù)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(xiàn)的收入差距擴大、生態(tài)環(huán)境惡化等因素對幸福的負面影響有關(guān)(魯元平 等，2010)。

(二)內(nèi)生性問題與兩階段最小二乘估計結(jié)果

盡管采用OLS估計的結(jié)果表明綠色發(fā)展在總體上有利于居民幸福感的提升，但可能由于內(nèi)生性問題使OLS估計結(jié)果存在偏誤。內(nèi)生性問題可能來自以下方面：一是反向因果關(guān)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(wù)(陳剛 等，2012)，居民公共參與的增強可能更有利于限制生態(tài)破壞和環(huán)境污染，同時也利于提高政府對環(huán)境問題的重視和治理力度，從而影響區(qū)域綠色發(fā)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(jié)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(nèi)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(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著水平上顯著?；貧w系數(shù)對應(yīng)的括號內(nèi)為z統(tǒng)計量。

按照現(xiàn)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(nèi)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(fā)展指數(shù)作為工具變量。二是使用外部變量，由于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與減少經(jīng)濟發(fā)展中的生態(tài)環(huán)境破壞密切相關(guān)，本文采用當(dāng)期第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重反映區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，以此作為一個工具變量；此外，當(dāng)期的綠色發(fā)展水平也與政府前期推動綠色發(fā)展的政策支持力度有關(guān)，因此本文還采用上一年政府對綠色發(fā)展的政策支持度指數(shù)作為工具變量。其中，滯后一期的綠色發(fā)展指數(shù)和上一年政府對綠色發(fā)展的政策支持度指數(shù)來自北京師范大學(xué)等單位聯(lián)合編著的《2011中國綠色發(fā)展指數(shù)報告——區(qū)域比較》，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來自2011年《中國統(tǒng)計年鑒》。滯后一期的綠色發(fā)展指數(shù)、上一年政府政策支持度指數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重三個工具變量與當(dāng)期綠色發(fā)展指數(shù)的相關(guān)系數(shù)分別為0.956、0.699和0.825，表明工具變量與內(nèi)生變量具有較強的相關(guān)性；三個工具變量與居民幸福感的相關(guān)系數(shù)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(guān)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(jié)果。其中，弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計量為11031.1，拒絕了是弱工具變量的原假設(shè)；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(shè)。為了避免可能存在的異方差，該估計還使用了穩(wěn)健標準誤。從估計結(jié)果可以看出，綠色發(fā)展水平的系數(shù)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(nèi)生性問題產(chǎn)生的估計偏誤后，從全國范圍來看，綠色發(fā)展總體上有利于增強居民幸福感的結(jié)論仍是成立的。

(三)分組回歸結(jié)果

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

1.按區(qū)域分組

表4的列(1)-(4)報告了按照東部和中西部地區(qū)進行分組的估計結(jié)果，*東部地區(qū)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(qū)包括山西、內(nèi)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(wěn)健標準誤。對于東部地區(qū)，OLS估計結(jié)果顯示綠色發(fā)展與居民幸福感呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；考慮到可能存在內(nèi)生性，我們?nèi)圆捎蒙鲜鋈齻€工具變量進行2SLS估計，弱工具變量檢驗拒絕原假設(shè)，過度識別檢驗在5%的顯著水平上接受原假設(shè)，說明工具變量是較為合理的，2SLS估計結(jié)果表明綠色發(fā)展的系數(shù)仍然顯著為正。這反映出東部地區(qū)綠色發(fā)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(jié)果相比，無論是OLS估計還是2SLS估計，東部地區(qū)回歸結(jié)果中綠色發(fā)展的系數(shù)都更大，這顯示出在東部地區(qū)綠色發(fā)展產(chǎn)生的幸福增進效應(yīng)高于全國平均水平。

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

2.按城鄉(xiāng)分組

表4的列(5)-(8)報告了按照居民居住在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村進行分組的估計結(jié)果，各估計方程也都采用了穩(wěn)健標準誤，考慮到東部與中西部地區(qū)存在的差異，這里還進一步控制了東部地區(qū)的虛擬變量(東部地區(qū)為1，中西部地區(qū)為0)。城鎮(zhèn)組和農(nóng)村組均報告了OLS和2SLS兩種估計的結(jié)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(zhèn)居民組來看，OLS估計和2SLS估計得到的綠色發(fā)展回歸系數(shù)均顯著為正，其系數(shù)值也大于使用全國樣本回歸的結(jié)果，這表明綠色發(fā)展能有效提升城鎮(zhèn)居民幸福感，而且其幸福增進效應(yīng)高于全國平均水平。

表4 分組回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著水平上顯著?；貧w系數(shù)對應(yīng)的括號內(nèi)為z統(tǒng)計量。

但從農(nóng)村居民組來看，OLS估計和2SLS估計得到的綠色發(fā)展回歸系數(shù)為負且不顯著，這反映出綠色發(fā)展并沒能發(fā)揮增進農(nóng)村居民幸福感的作用。其原因也如前文所述，綠色發(fā)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(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下，城鄉(xiāng)間收入和發(fā)展機會存在較大落差，農(nóng)村居民對收入水平和發(fā)展機會方面的改善更為迫切，這使得生態(tài)環(huán)境改善帶來的幸福效應(yīng)并不突出。有研究還發(fā)現(xiàn)，退耕還林政策使基本生活狀態(tài)和社交能力較好的農(nóng)戶變得更好，而生活狀態(tài)和社交能力原本較差的農(nóng)戶變得更差(劉璞 等，2015)，這種分化效應(yīng)一方面對能力較差的農(nóng)戶生計產(chǎn)生不利的影響，另一方面也拉大了農(nóng)村社區(qū)內(nèi)部的差距，這些都有可能對農(nóng)村居民的幸福感帶來負面影響。此外，對于農(nóng)村居民來說，絕對收入和受教育年限的系數(shù)值明顯大于城鎮(zhèn)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(yīng)，對于農(nóng)村居民來說更為重要。

(四)穩(wěn)健性檢驗

首先，采用不同的估計方法進行穩(wěn)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(shù)的符號和顯著性是否會發(fā)生改變。表5報告了有序probit和有序logit估計的結(jié)果， 并采用了穩(wěn)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(jié)果，綠色發(fā)展與居民幸福感均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。從區(qū)域分組來看，對于東部地區(qū)來說有序probit模型中綠色發(fā)展的回歸系數(shù)顯著為正，而中西部地區(qū)的綠色發(fā)展回歸系數(shù)并不顯著。從城鄉(xiāng)分組來看，對于城鎮(zhèn)居民來說有序probit模型中綠色發(fā)展的回歸系數(shù)顯著為正，而農(nóng)村居民組的綠色發(fā)展系數(shù)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(jié)論是一致的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著水平上顯著?；貧w系數(shù)對應(yīng)的括號內(nèi)為z統(tǒng)計量。

在處理內(nèi)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(yīng)模型的內(nèi)生性問題。Sajaia(2008)認為，在有序響應(yīng)模型中，大樣本條件下雙變量有序probit模型的估計結(jié)果優(yōu)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(guī)就業(yè)對幸福感影響中可能存在的內(nèi)生性問題。本文在這里也采用該方法處理可能存在的內(nèi)生性，仍使用滯后一期的綠色發(fā)展指數(shù)、上一年政府政策支持度指數(shù)、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重作為當(dāng)期綠色發(fā)展指數(shù)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(fā)展為外生變量的原假設(shè)。采用雙變量有序probit模型后，全國樣本下綠色發(fā)展的回歸系數(shù)仍顯著為正；區(qū)域分組樣本中，東部地區(qū)的綠色發(fā)展回歸系數(shù)仍顯著為正，而中西部地區(qū)的綠色發(fā)展回歸系數(shù)并不顯著；城鄉(xiāng)分組樣本中，城鎮(zhèn)組的綠色發(fā)展的回歸系數(shù)顯著為正，農(nóng)村組的綠色發(fā)展系數(shù)則不顯著。上述結(jié)果與前面采用2SLS估計得到的結(jié)論也是一致的。

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

(五)影響機制檢驗

根據(jù)本文第二部分所述，在理論上綠色發(fā)展可以通過增長效應(yīng)和綠色效應(yīng)影響居民幸福感，這里將檢驗上述兩種效應(yīng)在實際中的具體效果。增長效應(yīng)是通過經(jīng)濟發(fā)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(qū)的經(jīng)濟發(fā)展水平。綠色效應(yīng)主要通過生態(tài)環(huán)境的改善來促進居民幸福感的提升。對于地區(qū)生態(tài)環(huán)境狀況的度量，本文采用2010年中國省際綠色發(fā)展指數(shù)指標體系中反映資源豐裕與生態(tài)環(huán)境保護、環(huán)境與氣候變化、綠色投資、綠色基礎(chǔ)設(shè)施、環(huán)境質(zhì)量五個方面的38個指標值計算綜合指數(shù)來反映，指數(shù)數(shù)據(jù)來自《2012中國綠色發(fā)展指數(shù)報告——區(qū)域比較》。

表6 影響機制檢驗結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著水平上顯著?；貧w系數(shù)對應(yīng)的括號內(nèi)為t統(tǒng)計量。

表6報告了地區(qū)人均GDP和生態(tài)環(huán)境狀況對居民幸福感的估計結(jié)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(wěn)健標準誤，其中的系數(shù)值為標準化回歸系數(shù)。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(qū)域特征。

從全國來看，人均GDP和生態(tài)環(huán)境對居民幸福感的回歸系數(shù)均顯著為正，反映出在全國總體水平上綠色發(fā)展的增長效應(yīng)和綠色效應(yīng)對居民幸福感的提升都具有積極作用。從不同區(qū)域來看：東部地區(qū)的人均GDP和生態(tài)環(huán)境對居民幸福感的回歸系數(shù)均顯著為正，表明綠色發(fā)展提升居民幸福感的增長效應(yīng)和綠色效應(yīng)在東部地區(qū)均已明顯發(fā)揮作用；東部地區(qū)的生態(tài)環(huán)境回歸系數(shù)大于全國水平，反映出綠色效應(yīng)在東部地區(qū)更加突出。中西部地區(qū)的人均GDP系數(shù)顯著為正，但生態(tài)環(huán)境對居民幸福感的回歸系數(shù)并不顯著，反映出在中西部地區(qū)增長效應(yīng)對居民幸福感具有顯著影響，但綠色效應(yīng)不明顯，這也進一步表明，中西部地區(qū)的綠色發(fā)展對居民幸福感沒有產(chǎn)生顯著影響，主要是由于綠色效應(yīng)還沒能充分發(fā)揮作用。從城鄉(xiāng)角度看：對于城鎮(zhèn)居民的幸福感，綠色發(fā)展的增長效應(yīng)和綠色效應(yīng)均發(fā)揮了積極促進作用；而對于農(nóng)村居民，人均GDP對提升幸福感具有顯著影響，但生態(tài)環(huán)境的影響并不顯著，可見，綠色發(fā)展沒能對農(nóng)村居民幸福感產(chǎn)生顯著影響也與綠色效應(yīng)尚未得以充分發(fā)揮有關(guān)。中西部地區(qū)和農(nóng)村的綠色效應(yīng)沒有發(fā)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(qū)和農(nóng)村居民在經(jīng)濟發(fā)展相對落后、收入水平偏低的條件下，對改善物質(zhì)生活狀況的要求更加迫切，物質(zhì)條件的增長因素對幸福感的影響往往比生態(tài)環(huán)境改善的作用更為突出，因而使綠色效應(yīng)并不明顯。

五、結(jié)論與建議

以追求速度為核心，高投入、高消耗、高污染的傳統(tǒng)經(jīng)濟增長方式，不僅不可持續(xù)，而且也沒有讓中國人的幸福感隨著經(jīng)濟的高速增長而顯著提升(周紹杰 等，2015)。發(fā)展的本質(zhì)是讓人們獲得更多的幸福。因此，無論是從推進可持續(xù)發(fā)展的角度，還是增進居民幸福感的角度，都迫切需要轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式。黨的十八屆五中全會提出綠色發(fā)展理念，堅持走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的文明發(fā)展道路。綠色發(fā)展能否破解經(jīng)濟增長與居民幸福感提升的悖論，不僅關(guān)系到新的發(fā)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(fā)展的信心和自覺參與程度。

本文運用2010年中國省際綠色發(fā)展指數(shù)和中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)進行實證分析，結(jié)果表明：(1)從全國層面看，綠色發(fā)展總體上有利于增強居民的幸福感。(2)從區(qū)域角度看，在東部地區(qū)，綠色發(fā)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(yīng)高于全國平均水平，但在中西部地區(qū)，綠色發(fā)展并沒有產(chǎn)生顯著的幸福增進效應(yīng)。(3)從城鄉(xiāng)角度看，綠色發(fā)展將有效提升城鎮(zhèn)居民的幸福感，但對農(nóng)村居民幸福感的影響并不顯著。

從本文的結(jié)論可以看出，總體來說，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式、推進綠色發(fā)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(fā)展道路的信心應(yīng)該更加堅定。因此，在中國經(jīng)濟發(fā)展過程中需要進一步調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展低碳循環(huán)經(jīng)濟，促進清潔生產(chǎn)；通過技術(shù)創(chuàng)新和有效治理，提高資源使用效率，保護和改善生態(tài)環(huán)境。

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

北京師范大學(xué)科學(xué)發(fā)展觀與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展研究基地, 西南財經(jīng)大學(xué)綠色經(jīng)濟與經(jīng)濟可持續(xù)發(fā)展研究基地, 國家統(tǒng)計局中國經(jīng)濟景氣監(jiān)測中心. 2012. 2012中國綠色發(fā)展指數(shù)報告:區(qū)域比較[M]. 北京:北京師范大學(xué)出版社.

陳剛,李樹. 2012. 政府如何能夠讓人幸福？政府質(zhì)量影響居民幸福感的實證研究[J]. 管理世界(8):55-67.

陳釗,徐彤,劉曉峰. 2012. 戶籍身份、示范效應(yīng)與居民幸福感:來自上海和深圳社區(qū)的證據(jù)[J]. 世界經(jīng)濟(4):79-101.

官皓. 2010. 收入對幸福感的影響研究:絕對水平和相對地位[J]. 南開經(jīng)濟研究(5):56-70.

何立新,潘春陽. 2011. 破解中國的“Eatserlin悖論”:收入差距、機會不均與居民幸福感[J]. 管理世界(8):11-22.

黃永明,何凌云. 2013. 城市化、環(huán)境污染與居民主觀幸福感:來自中國的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 中國軟科學(xué)(12):82-93.

李磊,劉斌. 2012. 預(yù)期對我國城鎮(zhèn)居民主觀幸福感的影響[J]. 南開經(jīng)濟研究(4):53-67.

李夢潔. 2015. 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)驗分析[J]. 當(dāng)代經(jīng)濟科學(xué)(9):59-68.

李清彬,李博. 2013. 中國居民幸福-收入門限研究:基于CGSS2006的微觀數(shù)據(jù)[J]. 數(shù)量經(jīng)濟技術(shù)經(jīng)濟研究(3):36-52.

李濤,史宇鵬,陳斌開. 2011. 住房與幸福:幸福經(jīng)濟學(xué)視角下的中國城鎮(zhèn)居民住房問題[J]. 經(jīng)濟研究(9):69-82.

劉斌,李磊,莫驕. 2012. 幸福感是否會傳染[J]. 世界經(jīng)濟(6):132-160.

劉軍強,熊謀林,蘇陽. 2012. 經(jīng)濟增長時期的國民幸福感:基于CGSS數(shù)據(jù)的追蹤研究[J]. 中國社會科學(xué)(12)：82-102.

劉璞,姚順波. 2015. 退耕還林前后農(nóng)戶能力貧困的比較研究[J]. 統(tǒng)計與決策(16):53-56.

魯元平,王韜. 2011. 收入不平等、社會犯罪與國民幸福感:來自中國的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 經(jīng)濟學(xué)(季刊)(4):1437-1457.

魯元平,張克中. 2010. 經(jīng)濟增長、親貧式支出與國民幸福:基于中國幸福數(shù)據(jù)的實證研究[J]. 經(jīng)濟學(xué)家(11):5-14.

羅楚亮. 2006. 城鄉(xiāng)分割、就業(yè)狀況與主觀幸福感差異[J]. 經(jīng)濟學(xué)(季刊)(3):817-839.

馬汴京,蔡海靜. 2014. 經(jīng)濟全球化如何影響了中國居民幸福感:來自CGSS2008的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 財貿(mào)經(jīng)濟(7):116-127.

孫曉一,徐勇,劉艷華. 2015. 中國居民收入差距及空間分異特征[J]. 經(jīng)濟地理(12):18-25.

王海成,郭敏. 2015. 非正規(guī)就業(yè)對主觀幸福感旳影響:勞動力市場正規(guī)化政策的合理性[J]. 經(jīng)濟學(xué)動態(tài)(5):50-59.

武康平,童健,儲成君. 2015. 環(huán)境質(zhì)量對居民幸福感的影響:從追求健康水平的消費動機出發(fā)[J].技術(shù)經(jīng)濟(6):95-105.

楊繼東,章逸然. 2014. 空氣污染的定價：基于幸福感數(shù)據(jù)的分析[J]. 世界經(jīng)濟(12):162-188.

楊志安,湯旖璆,姚明明. 2015. 分稅制背景下中國居民主觀幸福感研究:基于DID和 Ordered Probit分析方法[J]. 貴州財經(jīng)大學(xué)學(xué)報(1):1-12.

張國林,任文晨. 2015. 腐敗、民生性支出與居民幸福感[J]. 現(xiàn)代財經(jīng)(天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報)(9):3-14.

張梁梁,楊俊. 2015. 社會資本與居民幸福感:基于中國式分權(quán)的視角[J]. 經(jīng)濟科學(xué)(6):65-77.

鄭君君,劉璨,李誠志. 2015. 環(huán)境污染對中國居民幸福感的影響:基于 CGSS的實證分析[J]. 武漢大學(xué)學(xué)報(哲學(xué)社會科學(xué)版)(6):66-73.

周紹杰,王洪川,蘇楊. 2015. 中國人如何能有更高水平的幸福感:基于中國民生指數(shù)調(diào)查[J]. 管理世界(6):8-21.

EASTERLIN R A, MORGAN M, SWITEK M, et al. 2012. China′s life satisfaction, 1990-2010 [J]. Proceedings of the National Academy of Sciences, 109(25):9775-9780.

FERREIRA S, AKAY A, BRERETON F, et al. 2013. Life satisfaction and air quality in Europe [J]. Ecological Economics, 88(2):1-10.

FERRER-I-CARBONELL A, FRIJTERS P. 2004. How important is methodology for the estimates of the determinants of happiness [J]. Economic Journal, 114(497):641-659．

HELLIWELL J F. 2003. How′s life? Combining individual and national variables to explain subjective well-being [J]. Economic Modeling, 20(2):331-360.

LEVINSON A. 2012. Valuing public goods using happiness data :The case of air quality [J]. Journal of Public Economics, 96(9):869-880.

MACKERRON G, MOURATO S. 2013. Happiness is greater in natural environments [J]. Global Environmental Change Human and Policy Dimensions, 23(5):992-1000.

SAJAIA Z. 2008. Maximum likelihood estimation of a bivariate ordered probit model: Implementation and Monte Carlo simulations [J]. The Stata Journal, 4(2):1-18.

(責(zé)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(jīng)濟學(xué)博士，貴州財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院副教授。

國家社科基金青年項目“生態(tài)文明建設(shè)背景下滇桂黔石漠化連片特困區(qū)新型城鎮(zhèn)化研究”(14CJL026)；商務(wù)部國際貿(mào)易經(jīng)濟合作研究院聯(lián)合基金項目“貴州綠色開放與新型工業(yè)化協(xié)調(diào)發(fā)展研究”(2015SWBZD14);貴州省軟科學(xué)項目“貴州連片特困地區(qū)包容性綠色城鎮(zhèn)化與精準扶貧聯(lián)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