主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響

潘丹，胡啟志

（江西財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，江西 南昌 330013）

目前中國正處于由全面小康向共同富裕過渡的新時期，如何增強農(nóng)民的幸福感成為促進鄉(xiāng)村振興和實現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵路徑和重要議題。共同富裕是中國新時代的奮斗目標，是全體人民的共同愿景［1］。在長期較為嚴重的城鄉(xiāng)不平衡發(fā)展背景下，當前中國推進全體人民共同富裕最大的難題依然在農(nóng)村［2］。黨的十九大報告指出，“中國共產(chǎn)黨人的初心和使命，就是為中國人民謀幸福”。習(xí)近平也多次強調(diào)“讓人民生活幸福是‘國之大者’”。自20世紀50年代以來，國內(nèi)外學(xué)者對居民幸福感影響因素的討論越來越多。學(xué)者們綜合運用心理學(xué)、社會學(xué)和經(jīng)濟學(xué)等多學(xué)科的研究方法對居民幸福感的決定機制加以研究［3］。已有研究顯示，個體特征（例如性別、年齡、教育、健康等）、家庭特征（例如家庭人口數(shù)量、收入、社會關(guān)系等）、公共政策（例如失業(yè)率、民主參與度、社會福利政策等）均會影響居民幸福感［4-5］。近年來，隨著生態(tài)環(huán)境問題的日益突出，環(huán)境污染對居民幸福感的影響也被越來越多的學(xué)者關(guān)注［6］。一系列的實證研究表明，包括空氣污染、水污染、噪音污染以及土壤污染等在內(nèi)的環(huán)境污染均會顯著降低居民幸福感。例如，潘護林等［7］發(fā)現(xiàn)水質(zhì)、空氣等環(huán)境因素對居民幸福感有不同程度的影響；黃永明等［8］證實了大氣污染和水污染都會使得居民感到不幸福；劉寧寧等［9］研究發(fā)現(xiàn)空氣污染、噪音污染和土壤污染會對居民心理和生理健康造成不良影響。健康是影響居民幸福感的重要因素之一，健康受損會進一步導(dǎo)致居民幸福感的降低［10］。Li等［11］研究了空氣污染、水污染對居民幸福感影響的關(guān)鍵路徑和因果關(guān)系；Orru等［12］指出環(huán)境污染會對人的健康和幸福感產(chǎn)生不良影響；Praag等［13］研究發(fā)現(xiàn)機場巨大的噪音污染也會降低附近居民的幸福感。

然而，以上研究大部分分析的是客觀存在的環(huán)境污染（Measured environmental pollution，例如空氣污染物濃度、SO2和NO等）對居民幸福感的影響，很少分析居民實際感知的環(huán)境污染（即主觀感知的環(huán)境污染，Perceived environmental pollution）的影響；即使考慮到主觀感知的環(huán)境污染，也未對其影響機制加以證明。事實上，相比客觀存在的環(huán)境污染，主觀感知的環(huán)境污染對幸福感的影響更值得關(guān)注［14］。正如葉林祥等［15］研究指出：客觀存在的環(huán)境污染情況并不代表居民主觀感知到的污染情況。心理學(xué)上的“感知”才是決定幸福感的最直接因素［16］。身處同樣的環(huán)境當中，不同的人因自身個體上的差異性，對環(huán)境污染的感知程度會不一樣，進而導(dǎo)致對其幸福感的影響也會不一樣。

基于以上考慮，該研究結(jié)合2018年中國勞動力動態(tài)調(diào)查（簡稱CLDS）數(shù)據(jù)，系統(tǒng)考察主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響，并進一步討論了其作用機制。具體而言，該研究嘗試從四個問題切入進行討論：①主觀感知的環(huán)境污染是否會顯著降低農(nóng)民幸福感？②主觀感知的不同類型的環(huán)境污染（空氣污染、水污染、土壤污染、噪音污染）對農(nóng)民幸福感的影響有何不同？③主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響會在農(nóng)民個人層面以及區(qū)域?qū)用娉尸F(xiàn)出怎樣的異質(zhì)性特征？④主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響機制是什么？這些問題的回答有利于揭示農(nóng)民幸福感的決定機理，探索改善農(nóng)村地區(qū)環(huán)境污染和提升農(nóng)民幸福感的制度安排，對推進共同富裕具有重要的實踐價值。

有別于已有的研究，該研究的邊際貢獻有以下四點：①不同于以往研究側(cè)重分析客觀存在的環(huán)境污染與居民幸福感的關(guān)系，該研究從心理學(xué)上的“感知”視角出發(fā)，分析主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響，從而可以豐富和延伸幸福經(jīng)濟學(xué)的內(nèi)涵。②已有文獻多數(shù)集中于探討環(huán)境污染對城市居民或者特殊的人群（比如老年群體、工人等）幸福感的影響［17］，很少有研究討論環(huán)境污染與農(nóng)民幸福感之間的關(guān)系。中國作為農(nóng)業(yè)大國，農(nóng)民幸福感的提升是中國推進共同富裕戰(zhàn)略的難點堵點所在［18］。該研究將研究對象聚焦于中國目前人口基數(shù)最大的農(nóng)民，是對相關(guān)研究的有益補充。③已有文獻大多數(shù)關(guān)注空氣污染這一單一維度的環(huán)境污染對居民幸福感的影響。該研究分析主觀感知的不同類型的環(huán)境污染——空氣污染、水污染、土壤污染、噪音污染，對農(nóng)民幸福感的影響，較為全面和系統(tǒng)的結(jié)論更具有政策參考價值。④現(xiàn)有對主觀感知的環(huán)境污染與居民幸福感之間關(guān)系的文獻中，很少有考慮可觀測變量和不可觀測變量所導(dǎo)致的選擇性偏誤以及互為因果等內(nèi)生性問題，這會導(dǎo)致估計結(jié)果出現(xiàn)偏誤。該研究利用傾向得分匹配法、逆向概率加權(quán)法和逆向概率加權(quán)回歸調(diào)整法糾正可觀測變量導(dǎo)致的選擇性偏誤，并用工具變量法克服不可觀測變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，從而提高結(jié)果的穩(wěn)健性。

1 理論分析和研究假說

1.1 主觀感知的環(huán)境污染與農(nóng)民幸福感

在以往研究中，大多數(shù)學(xué)者通常就客觀存在的SO2和NO等環(huán)境污染因素，來討論其對居民幸福感的影響，很少分析居民自身感知到的環(huán)境污染（即主觀感知的環(huán)境污染）對其幸福感的影響。主觀感知的環(huán)境污染指個體對客觀存在的環(huán)境污染做出的主觀判斷和評價，是客觀存在的環(huán)境污染與居民心理體驗的結(jié)合［19］。事實上，相比于客觀存在的環(huán)境污染，主觀感知的環(huán)境污染對居民幸福感的影響更值得關(guān)注。Mackerron等［14］研究發(fā)現(xiàn)，客觀存在的環(huán)境污染和主觀感知的環(huán)境污染都會顯著降低居民幸福感。然而，客觀存在的環(huán)境污染并不直接對居民幸福感產(chǎn)生作用，主觀感知的環(huán)境污染對居民幸福感影響程度更大。Liao等［20］研究發(fā)現(xiàn)客觀存在的環(huán)境污染要通過個體主觀感知的環(huán)境污染程度而間接對其幸福感產(chǎn)生影響。換言之，相較于客觀存在的環(huán)境污染，直接討論主觀感知的環(huán)境污染對居民幸福感的影響會更有意義。儲德銀等［6］指出，在新時代，居民對環(huán)境等公共品的關(guān)注度越來越高，一旦某個地方出現(xiàn)了嚴重的環(huán)境污染問題，各媒體紛紛報道，居民很快就會了解，由此會產(chǎn)生不良的情緒反應(yīng)，影響其幸福感。綜上，該研究提出第一個假說。

假說1：主觀感知的環(huán)境污染會顯著降低農(nóng)民幸福感。

因群體的特殊性，主觀感知的不同類型的環(huán)境污染會在不同程度上對居民幸福感造成影響。由于該研究選取的研究對象為農(nóng)民群體，相比空氣污染和噪音污染，土壤污染和水污染對農(nóng)民幸福感的影響可能要更大。主要原因在于：一方面，相對于空氣污染和噪音污染，中國農(nóng)村的土壤污染和水污染較為嚴重。在土壤污染方面，《全國土壤污染狀況調(diào)查公報》指出，全國耕地污染已超國家規(guī)定標準率19.4%，中、低質(zhì)量耕地占比高達72.7%。在水污染方面，2020年公布的《第二次全國污染源普查公報》顯示，農(nóng)業(yè)已經(jīng)成為中國水污染的主要來源：農(nóng)業(yè)生產(chǎn)排放的氮和磷分別占排放總量的46.52%和67.22%。相反，空氣污染源和噪音污染源大多數(shù)來自工廠和車輛［21］。相較于城市地區(qū)，農(nóng)村地區(qū)的空氣污染和噪音污染問題不太嚴重。另一方面，相對于空氣污染和噪音污染，土壤污染和水污染對農(nóng)村農(nóng)業(yè)的影響更大，從而對農(nóng)民幸福感影響更顯著。農(nóng)民賴以生存的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動會因土壤污染、水污染問題受到影響，從而降低經(jīng)濟效益。陳文勝［22］的研究表明，土壤污染和水污染會導(dǎo)致農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量下降，進而降低農(nóng)產(chǎn)品在市場上的競爭力，造成巨大的經(jīng)濟損失；農(nóng)作物也會因土壤污染、水污染問題被感染，被農(nóng)民食用后會導(dǎo)致健康受損，進而對農(nóng)民幸福感造成影響。楊鳳飛等［23］指出水污染和土壤污染會嚴重危害糧食安全問題，進而直接降低人們的健康水平。綜上，該研究提出第二個假說。

假說2：主觀感知的不同類型的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響不同。具體而言，土壤污染和水污染對農(nóng)民幸福感的影響程度高于空氣污染和噪音污染。

1.2 主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感影響的異質(zhì)性

心理學(xué)研究表明，對同一類型的環(huán)境污染，每個人對其感知程度存在差異，從而導(dǎo)致主觀感知的環(huán)境污染對不同居民幸福感的影響具有異質(zhì)性［15］。①主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響可能因受教育程度不同而有所差異。具體而言，主觀感知的環(huán)境污染對高學(xué)歷農(nóng)民群體幸福感的負向影響更大。主要原因在于受到的教育越多，個體對環(huán)境知識的了解越深，主觀上感知的環(huán)境污染程度會越嚴重［24］。同時主觀感知的環(huán)境污染對居民幸福感的影響程度隨環(huán)境污染等級越高而越強［6］。②主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響會因地區(qū)之間的差異而存在不同。具體而言，相比東部地區(qū)農(nóng)民，主觀環(huán)境污染對中西部地區(qū)農(nóng)民幸福感造成的負向影響要更大。主要原因在于：東部地區(qū)政府對環(huán)境污染問題較為重視，環(huán)境治理投資較多，而中西部地區(qū)因經(jīng)濟發(fā)展等原因，政府在環(huán)境污染治理方面投入較少，環(huán)境污染較為嚴重。例如，謝驍?shù)龋?5］的研究發(fā)現(xiàn)，中國在加強對東部地區(qū)環(huán)境污染治理的同時，東部地區(qū)的污染型產(chǎn)業(yè)也逐漸轉(zhuǎn)移到中西部地區(qū)，從而加劇中西部地區(qū)的環(huán)境污染。長期暴露在較為嚴重的環(huán)境污染中，中西部地區(qū)農(nóng)民會因感知到的環(huán)境污染而產(chǎn)生不良的情緒反應(yīng)，其幸福感的負面影響也越大［24］。③主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響也因收入不同而存在差異。具體而言，相比高收入農(nóng)民，主觀感知的環(huán)境污染對低收入農(nóng)民幸福感造成的負向影響要更大。主要原因在于：當感知到環(huán)境污染時，相比于中高收入人群，低收入人群由于收入水平的限制不能選擇自主遷移到高質(zhì)量的環(huán)境區(qū)域，其生活受到的影響較大；而中高收入人群有經(jīng)濟條件追求更高質(zhì)量的居住環(huán)境［15］。綜上，該研究提出第三個假說。

假說3：主觀感知的環(huán)境污染對高學(xué)歷、中西部地區(qū)和低收入農(nóng)民群體幸福感的負向影更大。

1.3 主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響機制

農(nóng)民身體健康、心理健康以及參與農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動是主觀感知的環(huán)境污染影響農(nóng)民幸福感的三條可能機制。

首先，居民的個人身體健康狀況很大程度上受環(huán)境污染的影響，而身體健康又是影響居民幸福感的重要因素。根據(jù)相關(guān)統(tǒng)計報告，從2015年開始，全球每年約900萬人因環(huán)境污染問題導(dǎo)致過早死亡。其中，病因分析顯示：大多數(shù)人由于長期生活在惡劣的環(huán)境中而患肺癌、哮喘和心臟病等疾病，進而直接或間接導(dǎo)致加速死亡［26］。Ebenstein［27］的研究發(fā)現(xiàn)水污染會增加附近居民消化道癌患病率，嚴重危害到居民的正常生活和身體健康。宋麗穎等［28］研究發(fā)現(xiàn)居民的健康狀況隨著本地環(huán)境污染程度的不斷加劇而變差。Mackerron等［14］的研究表明長期生活在惡劣的環(huán)境中，會增加居民對自身身體健康風(fēng)險的憂慮，從而減低其幸福感。

其次，環(huán)境污染不僅會對居民身體健康造成傷害，還會直接影響居民心理健康，從而降低居民幸福。Ta?kaya［29］的研究指出環(huán)境污染會直接或間接地通過影響居民的心理狀況和健康，進而影響到他們的主觀幸福感。Kim等［30］的一項實驗研究發(fā)現(xiàn)，實驗人員在觀看有關(guān)城市污染的新聞報道并讓他們想象生活在惡劣的環(huán)境當中之后，大多數(shù)實驗人員出現(xiàn)抑郁、焦慮和憤怒等心理消極情緒。陸杰華等［31］研究發(fā)現(xiàn)長期生活在糟糕的環(huán)境中，人會在心理上擔(dān)憂有患疾病的風(fēng)險，導(dǎo)致心理壓力劇增，生活幸福感和滿意度下降。李衛(wèi)兵等［32］的研究指出，居民會因為感知到環(huán)境污染問題而減少外出，長時間“被迫”待在室內(nèi)會產(chǎn)生厭煩情緒，同時由于無法參加釋放情緒的活動，進一步加重居民心理負擔(dān)。

再次，如前文所述，環(huán)境污染會對農(nóng)民賴以生存的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動造成破壞。農(nóng)民為處理污染需付出更多的時間成本，從而可能會影響到農(nóng)民生產(chǎn)活動的積極性，進而降低其幸福感。陳文勝［22］的研究發(fā)現(xiàn)，環(huán)境污染會降低農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率和質(zhì)量，從而對農(nóng)民的生產(chǎn)活動造成不良影響，農(nóng)民生產(chǎn)的積極性因此受到打擊。感知到的環(huán)境污染越嚴重，農(nóng)民為保護農(nóng)地不得不選擇延長務(wù)農(nóng)時間去處理污染。長時間的務(wù)農(nóng)會擠壓農(nóng)民的休息時間和其他活動時間，進而直接導(dǎo)致其生活積極性受挫和幸福感下降。綜上，該研究提出第四個假說。

假說4：主觀感知的環(huán)境污染通過影響農(nóng)民身體健康、心理健康和務(wù)農(nóng)時間這三條路徑，對農(nóng)民幸福感造成影響。

2 數(shù)據(jù)、變量與模型

2.1 數(shù)據(jù)來源

該研究使用的數(shù)據(jù)主要源自中國勞動力動態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)（China Labor-force Dynamic Survey，簡稱CLDS）。CLDS調(diào)查內(nèi)容同時包含村居、個體和家庭三個層面數(shù)據(jù)，調(diào)查樣本覆蓋中國29個省份（除港澳臺、西藏、海南外）。該研究選用最新的2018年CLDS數(shù)據(jù)進行實證分析。研究群體為農(nóng)民，在刪除非農(nóng)村地區(qū)、主要變量缺失值和異常值等樣本后，共剩余5 028份有效樣本。

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量：農(nóng)民幸福感

被解釋變量為農(nóng)民幸福感。在CLDS個體調(diào)查問卷中談到幸福感問題時，受訪者被問到“總的來說，您認為您的生活過得是否幸福？”。回答選項用數(shù)字1～5對幸福感進行賦值，1和5分別代表“非常不幸?！薄胺浅Ｐ腋！?，數(shù)值越大即表示受訪者感覺越幸福。

2.2.2 核心解釋變量：主觀感知的環(huán)境污染

核心解釋變量為主觀感知的環(huán)境污染。借鑒樂章等［33］的方法，使用兩個指標來度量主觀感知的環(huán)境污染：一是分類別的環(huán)境污染（空氣污染、水污染、噪音污染和土壤污染）評價得分情況；二是總體環(huán)境污染得分情況，即上述四種環(huán)境污染總體得分。在CLDS家庭調(diào)查問卷中談到環(huán)境污染問題時，受訪者被問到“您認為在您家居住的地方，下面的這些問題的嚴重程度如何？”，問題分別包含了空氣污染、水污染、噪音污染和土壤污染，回答選項用數(shù)字1、2、3、4對環(huán)境污染程度進行賦值，分別代表了“非常嚴重”“比較嚴重”“不太嚴重”和“一點也不嚴重”。為方便理解，對各個污染指標進行重新編碼，1表示“一點也不嚴重”，2表示“不太嚴重”，3表示“比較嚴重”，4表示“非常嚴重”。數(shù)值越大，表示農(nóng)民對環(huán)境污染的主觀評價越嚴重。

2.2.3 控制變量

（1）個體特征。主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響還會受到個體社會人口特征因素的影響。參考已有的研究，控制變量包括性別、年齡、政治面貌、宗教信仰、受教育程度、收入、工作狀況、婚姻狀況、是否農(nóng)村戶籍、有無憂郁狀況、家庭人口數(shù)量、對公共治安的評價、有無養(yǎng)老保險和有無合作醫(yī)療［4-5］。另外，考慮到年齡和農(nóng)民幸福感之間可能存在非線性關(guān)系，加入了年齡的平方這一變量因素［4］。

（2）農(nóng)村宏觀經(jīng)濟特征。具體包括人均GDP和所在地區(qū)的綠化覆蓋率。由于CLDS數(shù)據(jù)中未包含人均GDP的數(shù)據(jù)，該研究使用2018年《中國城市統(tǒng)計年鑒》的數(shù)據(jù)與CLDS數(shù)據(jù)進行匹配，最終成功匹配25個省和直轄市的人均GDP數(shù)據(jù)，并對其進行對數(shù)化處理。

2.3 變量描述性統(tǒng)計

上述變量的定義、賦值及其描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。表中數(shù)據(jù)初步顯示，中國農(nóng)民幸福感的平均值為3.748，處于中高水平。回答“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！钡霓r(nóng)民比例占約64%，僅有約7%的農(nóng)民回答“不幸?！焙汀胺浅２恍腋！?。在主觀感知的環(huán)境污染中，農(nóng)民主觀感受到的水污染程度最高，噪音污染程度最低。樣本中，男性所占比例約為55.2%，平均年齡約為50歲，大部分農(nóng)民只接受了初中教育。92.8%的農(nóng)民都從事務(wù)農(nóng)、外出打工、自主創(chuàng)業(yè)和幫忙家庭生意等工作活動。這和中國農(nóng)村的基本情況相符合，說明樣本可以代表全國農(nóng)民的基本情況。

表1 變量定義、賦值及其描述性統(tǒng)計結(jié)果

2.4 模型設(shè)定

2.4.1 基準回歸——Oprobit模型

該研究的被解釋變量“農(nóng)民幸福感”賦值從1至5，是典型的有序分類變量，應(yīng)該采用Oprobi（t或Ologit）模型進行估計。采用Oprobit進行基準回歸，同時使用Ologit模型和OLS模型驗證結(jié)果穩(wěn)健性。

Oprobit模型需要使用潛變量計算出極大似然估計量。

其中：Pollutioni表示第i位農(nóng)民的主觀感知的環(huán)境污染評價；Happiness*i表示第i位農(nóng)民幸福感的潛變量；Happinessi表示第i位農(nóng)民的幸福感，兩者之間的關(guān)系為：

式（2）中：當Happiness*i低于K1時，農(nóng)民的主觀感受會處于非常不幸福的水平，即Happinessi=1；當Happiness*i高于K1且低于K2時，農(nóng)民的主觀感受會處于不幸福的水平，即Happinessi=2；依次類推，當Happiness*i高于K4時，農(nóng)民的主觀感受會處于非常幸福的水平，即Happinessi=5。

2.4.2 糾正選擇性偏誤——傾向得分匹配法

如果農(nóng)民對環(huán)境污染的主觀評價是外生的，可以直接使用上述Oprobit模型進行回歸。但農(nóng)民對環(huán)境污染的主觀評價并不一定滿足隨機抽樣，Oprobit模型的回歸結(jié)果可能會產(chǎn)生選擇性偏誤。因此，參照祝仲坤等［3］的方法，使用傾向得分匹配（PSM）方法糾正選擇性偏誤。PSM的方法步驟為：

第一步，根據(jù)可觀測到的混淆變量，運用Logit模型模擬計算農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染的傾向得分。P(Xi)為農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染的傾向得分值，Xi是可觀測到的混淆變量，與基準回歸中的控制變量基本相同。公式為：

第二步，使用不同匹配方法，根據(jù)第一步得到的農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染傾向得分對處理組和控制組樣本進行匹配。

第三步，根據(jù)成功匹配的樣本，通過計算處理組和控制組農(nóng)民幸福感之間的平均差異，得到主觀感知的環(huán)境污染與農(nóng)民幸福感之間的系數(shù)，也即PSM中處理組的平均處理效應(yīng)（ATT）。其中y1i為處理組估計結(jié)果，y0i為與處理組匹配的控制組的估計結(jié)果。

同時，考慮到PSM方法可能會存在穩(wěn)健性不足的情況，借鑒Linden等［34］的方法進一步運用逆向概率加權(quán)法（IPW）和逆向概率加權(quán)回歸調(diào)整法（IPWRA）進行分析，以得到更具穩(wěn)健性的ATT結(jié)果。

IPW和IPWRA方法下的ATT可以分別表示為：

2.4.3 內(nèi)生性問題處理——工具變量方法

PSM方法可以糾正可觀測到的變量所導(dǎo)致的選擇性偏誤問題，然而除了可觀測到的變量，在實證研究中可能還會遇到不可觀測到的變量所導(dǎo)致的選擇性偏誤和互為因果等內(nèi)生性問題。因此，使用工具變量法來解決內(nèi)生性問題引起的估計偏誤。合格的工具變量必須與內(nèi)生解釋變量相關(guān)并且與影響核心被解釋變量的隨機擾動項不相關(guān)［6］。該研究使用受訪農(nóng)民所在地區(qū)除去自身后的其他農(nóng)民平均主觀感知的環(huán)境污染作為工具變量。公式（7）為第一階段估計式，被解釋變量為主觀感知的環(huán)境污染，主要解釋變量為當?shù)爻陨砗蟮霓r(nóng)民平均主觀感知的環(huán)境污染；公式（8）為第二階段估計式，被解釋變量為農(nóng)民幸福感，主要解釋變量為主觀感知的環(huán)境污染的擬合值；α、β為待估計參數(shù)，γ為待估計系數(shù)的向量，ρi和κi為隨機擾動項。

3 實證結(jié)果分析

3.1 基準回歸

表2列出了主觀感知的環(huán)境污染影響農(nóng)民幸福感的計量分析結(jié)果。表中列（1）—列（3）為Oprobit方法回歸結(jié)果，其中列（1）和列（2）分別為只有核心解釋變量和控制了個體與社會特征變量的回歸結(jié)果，列（3）為進一步控制宏觀經(jīng)濟變量的回歸結(jié)果。同時，為了驗證結(jié)果穩(wěn)健性，再分別使用Ologit和OLS模型進行估計，結(jié)果見列（4）和列（5）。

表2 基準分析結(jié)果：主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響

回歸結(jié)果表明，無論是否控制個體、社會和宏觀經(jīng)濟特征變量，還是使用不同的計量方法，農(nóng)民主觀上感覺到的環(huán)境污染對其幸福感均有顯著的負向影響，假說1成立。具體而言，從列（3）Oprobit、列（4）Ologit和列（5）OLS的結(jié)果來看，農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染評價每提高一個等級，其感受到“非常幸福”的概率分別降低了1.8%、3.2%和1.5%。

個體、社會和宏觀經(jīng)濟特征等控制變量絕大部分對農(nóng)民幸福感也產(chǎn)生了顯著影響。男性的幸福感至少在5%統(tǒng)計水平下顯著低于女性。這可能是由于在傳統(tǒng)農(nóng)村大男子主義思想的影響下，男性要承擔(dān)更多的家庭責(zé)任，還要面對更多的社會壓力［6］。年齡與農(nóng)民幸福感之間呈正“U”型的關(guān)系，表明農(nóng)民幸福感開始隨著年齡的上升而降低，到了一定年齡后，又會隨著年齡上升而提高。這可能是因為隨著年齡的提高，工作、婚姻、子女、房貸等生活壓力會越來越多，幸福感降低；而中老年之后這些壓力會開始慢慢減少，幸福感上升［35］，這與目前的現(xiàn)實狀況相符合。黨員身份對居民的幸福感有顯著正向影響，這可能是因為黨員的身份會給人帶來額外的榮譽感和自豪感［6］。此外，隨著教育程度的提升，農(nóng)民的幸福感會顯著地增加，這也在某種程度上證實了教育對改善民生幸福的重要意義。有配偶的農(nóng)民幸福感相比于單身的人要高，這可能是兩個人在一起可以通過相互交流、陪伴、鼓勵獲得心理上的滿足以及更容易克服生活壓力的原因［35］。從人均GDP來看，宏觀經(jīng)濟的增長并沒有提升農(nóng)民的主觀幸福感，這表明中國出現(xiàn)了“伊斯特林悖論”，即更多的財富并沒有帶來更大的幸福［4］。

進一步，該研究基于Oprobit方法分析四種不同類型主觀感知的環(huán)境污染中（空氣污染、水污染、噪音污染和土壤污染）對農(nóng)民幸福感的不同影響，回歸結(jié)果見表3。相比空氣污染和噪音污染，水污染和土壤污染對農(nóng)民幸福感的負面影響程度更強，假說2成立。這說明，為進一步提高農(nóng)民的幸福感，農(nóng)村的水污染和土壤污染治理應(yīng)成為未來中國農(nóng)村環(huán)境污染治理的重點作用領(lǐng)域。

表3 基準回歸：不同類型主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響

3.2 糾正選擇性偏誤

該研究使用PSM方法糾正因樣本隨機抽樣而導(dǎo)致的選擇性偏誤問題。PSM方法首先需要驗證共同支撐假設(shè)和平衡性假定以確保匹配質(zhì)量和估計結(jié)果的有效性。圖1表示處理組和控制組農(nóng)民樣本在匹配后的密度函數(shù)圖?？梢钥闯觯ヅ浜蟮奶幚斫M和控制組的傾向得分區(qū)間基本是重疊在一起的，這表明大多數(shù)觀測值都在共同的取值范圍內(nèi)，只會損失少量樣本，滿足共同支撐假設(shè)的條件。

圖1 共同支撐假設(shè)

進一步，根據(jù)匹配前后的偽R2、卡方值、偏差均值、B值、R值，從整體上檢驗匹配是否滿足平衡性假定的條件，見表4。匹配平衡性假定條件得到充分滿足的判斷標準為：匹配后的偽R2值、卡方值和偏差均值應(yīng)該顯著下降，并且聯(lián)合顯著性檢驗應(yīng)當被拒絕，B＜25%以及R在［0.5，2］內(nèi)［36］。從表4結(jié)果看，匹配后的結(jié)果基本符合平衡性假定條件，表示匹配可以減少處理組和控制組可觀測變量的系統(tǒng)性差異，整體樣本基本匹配成功。

表4 平衡性假定檢驗

進一步根據(jù)Logit模型估計出農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染的傾向得分值，再分別用近鄰匹配法、半徑匹配法以及核匹配法對處理組和控制組進行匹配。近鄰匹配即尋找傾向得分最近的k個不同組個體；半徑匹配即限制傾向得分的絕對距離，選擇卡尺半徑為0.005和匹配更為嚴格、精確的0.001；核匹配即根據(jù)核函數(shù)計算平均權(quán)重進行匹配。

最后，計算經(jīng)過匹配后處理組和控制組的ATT值，結(jié)果見表5。近鄰匹配、半徑匹配和核匹配的ATT結(jié)果均在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負，說明在減小了樣本間可觀測到的系統(tǒng)性差異后，相比于認為環(huán)境污染不嚴重的農(nóng)民，認為環(huán)境污染嚴重的農(nóng)民的幸福感更低，與基準分析結(jié)果相符。

表5 不同傾向得分匹配法的結(jié)果

同時，陳強［37］指出，雖然PSM方法能減小樣本間可觀測到的系統(tǒng)性差異，但若錯誤地選擇了不合適的模型或者混淆變量，該方法的結(jié)果穩(wěn)健性仍然有局限。因此，該研究使用更具穩(wěn)健性的逆向概率加權(quán)方法（IPW）和逆向概率加權(quán)回歸調(diào)整法（IPWRA）來進一步糾正選擇性偏誤。兩種方法估計的ATT結(jié)果見表6?？梢钥闯?，兩種方法得到的ATT與PSM方法得到的ATT的結(jié)果雖然在數(shù)值上有所差異，但在顯著性和方向上完全一致，這也從側(cè)面證實了基準結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 IPW方法和IPWRA方法的結(jié)果

3.3 內(nèi)生性檢驗

盡管PSM、IPW和IPWRA方法能夠糾正可觀測變量引起的選擇性偏誤，可是正如葉林祥等［15］所述，主觀感知的環(huán)境污染和農(nóng)民幸福感之間可能還會存在不可觀測到的變量所導(dǎo)致的選擇性偏誤以及互為因果等內(nèi)生性問題。解決內(nèi)生性問題通常使用普通的工具變量法，如兩階段最小二乘法（2SLS），但由于主觀感知的環(huán)境污染和農(nóng)民幸福感均為離散變量，使用連續(xù)變量的2SLS法可能不太合適［3］。因此，借鑒李湛等［35］的研究，使用基于IV-Oprobit模型的工具變量法進行內(nèi)生性檢驗，將受訪者所在地區(qū)除去自身后的農(nóng)民平均主觀感知的環(huán)境污染作為工具變量。

結(jié)果列于表7，其中列（1）為當?shù)仄渌r(nóng)民平均主觀感知的環(huán)境污染對該農(nóng)民幸福感的估計結(jié)果。結(jié)果顯示，在控制主觀感知的環(huán)境污染和其他變量時，當?shù)仄渌r(nóng)民平均主觀感知的環(huán)境污染對該農(nóng)民幸福感的估計結(jié)果不顯著，說明工具變量具有外生性。列（2）和列（3）分別為當?shù)仄渌r(nóng)民平均主觀感知的環(huán)境污染的第一、二階段的估計結(jié)果。從列（2）的估計結(jié)果可知，當?shù)仄渌r(nóng)民平均主觀感知的環(huán)境污染對該農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染有顯著的正向影響，證實了工具變量是有效的。從列（3）的估計結(jié)果可知，主觀感知的環(huán)境污染會顯著降低農(nóng)民幸福感，且系數(shù)的絕對值比基準回歸中的估計結(jié)果要大。這說明主觀感知的環(huán)境污染的確降低了農(nóng)民幸福感，并且在克服內(nèi)生性問題后，主觀感知的環(huán)境污染對幸福感的影響有所加強。

表7 內(nèi)生性檢驗

3.4 穩(wěn)健性檢驗

該研究進行三個穩(wěn)健性檢驗。

（1）更換被解釋變量的賦值。農(nóng)民幸福感的度量往往是由微觀個體的主觀評價所做出的判斷，可能會存在測量誤差問題。比如，由于自身認知水平的不同，不同農(nóng)民對幸福感“一般”的界定存在差異，從而導(dǎo)致其在“幸福”和“一般”“不幸?！焙汀耙话恪敝g無法正確抉擇，進而農(nóng)民報告的幸福水平會偏低或者偏高［35］。借鑒高琳［38］的做法，對農(nóng)民幸福感進行重新賦值。具體做法為：如果存在低報自身幸福水平，便把“非常不幸福”和“不幸?！辟x值為0，將“一般”“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！辟x值為1；如果存在高報自身幸福水平，便把“非常不幸?！薄安恍腋！焙汀耙话恪辟x值為0，將“幸?！焙汀胺浅Ｐ腋！辟x值為1。

（2）使用生活滿意度作為新的被解釋變量。在幸福經(jīng)濟學(xué)中，對幸福感的表述不僅有主觀幸福感，還有生活滿意度［4］。該研究使用生活滿意度作為新的幸福感度量方法進行穩(wěn)健性檢驗。在CLDS個體調(diào)查問卷中談到幸福感問題時，受訪者被問到“總體來說，您對您的生活狀況感到滿意么？”?；卮疬x項用數(shù)字1～5對生活滿意度進行賦值，1和5分別代表“非常不滿意”和“非常滿意”，數(shù)值越大即表示受訪者對生活狀況越滿意。

（3）使用第三方調(diào)查員和農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染評價的加總值作為新的核心解釋變量。樂章等［33］提出由于村莊內(nèi)部環(huán)境污染積累存在長期過程，農(nóng)民對污染感知的敏感性可能會隨著居住時間的延長而降低，從而使得農(nóng)民主觀感知的污染評價出現(xiàn)誤差。第三方的評價可以作為一種外部平衡機制，能夠有效完善農(nóng)民組織內(nèi)部對環(huán)境污染評價的不足［39］。借鑒樂章等［33］的方法，合并加入第三方調(diào)查員主觀感知的環(huán)境污染評價，作為新的主觀環(huán)境污染評價衡量指標。第三方調(diào)查員對各種污染的評價為“沒有此類污染”“不嚴重”“一般”“比較嚴重”“非常嚴重”，并分別為其賦值為1、2、3、4、5。將第三方調(diào)查員和農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染評價合并之后會得到一個總分在8～36分之間的綜合主觀感知的環(huán)境污染評價指標，數(shù)值越高表示綜合主觀感知的環(huán)境污染評價越嚴重。

表8列出了上述三個穩(wěn)健性回歸的結(jié)果，其中列（1）和列（2）分別為高報和低報幸福感的結(jié)果，列（3）為將幸福感替換為生活滿意度的結(jié)果，列（4）為合并加入第三方調(diào)查員對環(huán)境污染的主觀評價后的結(jié)果。從結(jié)果來看，無論是將幸福感重新賦值還是替換為生活滿意度，主觀感知的環(huán)境污染至少在10%的顯著水平上對農(nóng)民幸福感存在負向影響。將農(nóng)民主觀感知的環(huán)境污染合并第三方調(diào)查員主觀感知的環(huán)境污染替換原來的核心解釋變量后，結(jié)果表明綜合主觀感知的環(huán)境污染在5%的顯著水平上對農(nóng)民幸福感有負向影響。綜上，在排除幸福感的測量誤差、幸福感的度量方式問題和農(nóng)民對環(huán)境污染評價的主觀性等問題后，結(jié)果依然穩(wěn)健。

表8 穩(wěn)健性檢驗

3.5 異質(zhì)性分析

該研究從受教育程度、區(qū)域、收入三個層面對主觀感知的環(huán)境污染降低農(nóng)民幸福感的影響進行異質(zhì)性分析，結(jié)果見表9。結(jié)果表明，相比低學(xué)歷、東部地區(qū)和高收入的農(nóng)民，主觀感知的環(huán)境污染對高學(xué)歷、中西部地區(qū)、低收入農(nóng)民幸福感的負向影響更強，假說3成立。

在受教育程度方面，將樣本分為低學(xué)歷群體和高學(xué)歷群體。具體地，將學(xué)歷在大專、本科及以上的農(nóng)民定義為高學(xué)歷群體，其他農(nóng)民則定義為低學(xué)歷群體。表9的列（1）和列（2）給出了回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)：主觀感知的環(huán)境污染對低學(xué)歷農(nóng)民和高學(xué)歷農(nóng)民的幸福感都在5%的顯著水平上有負向影響，但是高學(xué)歷農(nóng)民回歸系數(shù)的絕對值略高于低學(xué)歷農(nóng)民?？赡茉蛟谟冢弘S著受教育程度的提高，農(nóng)民對環(huán)境知識的掌握程度更深，其對主觀感知的環(huán)境污染程度的評價會越嚴重［15］。由前文實證結(jié)果可知，農(nóng)民對主觀感知的環(huán)境污染評價越嚴重，對其幸福感的負向影響也更大。因此，相比低學(xué)歷農(nóng)民，主觀感知的環(huán)境污染對高學(xué)歷農(nóng)民幸福感的影響會較大。

在區(qū)域方面，將樣本分為東部和中西部。表9的列（3）和列（4）給出了回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，主觀感知的環(huán)境污染對中西部地區(qū)農(nóng)民幸福感在5%水平上存在負效應(yīng)，而對東部地區(qū)農(nóng)民幸福感的影響在統(tǒng)計水平上不顯著。這表明相比于東部地區(qū)農(nóng)民，中西部地區(qū)農(nóng)民因主觀感知的環(huán)境污染而使其幸福感降低更為明顯。可能的原因在于：一方面，東部農(nóng)村地區(qū)的工業(yè)經(jīng)濟發(fā)展比較迅速，而中西部則更偏農(nóng)業(yè)型經(jīng)濟［40］。中西部地區(qū)農(nóng)民收入來源更加依賴于農(nóng)業(yè)經(jīng)濟，環(huán)境污染對中西部地區(qū)農(nóng)業(yè)的影響更大，進而導(dǎo)致環(huán)境污染對其幸福感的影響越大［41］。另一方面，目前我國東部地區(qū)的環(huán)境污染整治初顯成效，同時東部地區(qū)的污染性產(chǎn)業(yè)整體也呈西遷態(tài)勢，導(dǎo)致中西部地區(qū)的環(huán)境污染逐漸加劇，中西部地區(qū)農(nóng)民幸福感受到環(huán)境污染的沖擊較大［25］。因此，相比東部地區(qū)農(nóng)民，主觀感知的環(huán)境污染對中西部地區(qū)農(nóng)民幸福感的負向影響會更顯著。

表9 異質(zhì)性分析

在收入方面，根據(jù)農(nóng)民個人收入水平的平均值將樣本分為低收入組和高收入組，其中低收入?yún)^(qū)間為0～24 479.9元，高收入?yún)^(qū)間為24 479.9元及以上。表9的列（5）和列（6）給出了回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)：主觀感知的環(huán)境污染對低收入農(nóng)民幸福感在5%的顯著水平上有負向影響，而對高收入農(nóng)民幸福感的影響在統(tǒng)計水平上不顯著?？赡艿慕忉屖牵阂环矫?，低收入農(nóng)民一般從事的是農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動，而高收入農(nóng)民更多從事的是非農(nóng)生產(chǎn)活動［42］。相比非農(nóng)生產(chǎn)活動，環(huán)境污染對于低收入農(nóng)民賴以生存的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)活動影響更大，進而導(dǎo)致環(huán)境污染對其幸福感的影響越大。另一方面，低收入農(nóng)民在感知到環(huán)境污染時，由于經(jīng)濟條件有限而難以遷移到高質(zhì)量的環(huán)境區(qū)域和承擔(dān)環(huán)境污染額外造成的就醫(yī)成本，其生活受到的影響較大［6］。因此，相比高收入農(nóng)民，主觀感知的環(huán)境污染對低收入農(nóng)民幸福感的負向影響會更強。

表9的異質(zhì)性分析是從受教育程度、區(qū)域、收入三個獨立的層面展開，然而，主觀感知的環(huán)境污染對同一地區(qū)的不同收入、不同受教育程度農(nóng)民的幸福感可能存在差異，有必要在上述三個變量的交互層面進一步開展異質(zhì)性分析?？紤]到樣本數(shù)量，該研究對區(qū)域和收入層面進行了交互分析（由于樣本數(shù)量的限制，計量軟件無法給出區(qū)域和受教育程度、收入和受教育程度的交互層面分析結(jié)果），結(jié)果見表10。可以發(fā)現(xiàn)：主觀感知的環(huán)境污染對中西部低收入農(nóng)民、中西部高收入農(nóng)民和東部低收入農(nóng)民幸福感在不同顯著水平上存在負向影響，而對東部高收入農(nóng)民幸福感的影響在統(tǒng)計水平上不顯著。該結(jié)論再次印證了主觀感知的環(huán)境污染對低收入農(nóng)民幸福感有顯著的負向影響，而對高收入農(nóng)民幸福感的影響不顯著。

4 進一步討論：機制分析

上文分析表明，主觀感知的環(huán)境污染會導(dǎo)致不同的農(nóng)民幸福感顯著降低。但是主觀感知的環(huán)境污染導(dǎo)致農(nóng)民幸福感降低的機制仍需要進一步分析。前述理論分析提出：身體健康、心理健康和務(wù)農(nóng)時間是主觀感知的環(huán)境污染影響農(nóng)民幸福感的三個作用機制?；诖耍褂肂aron等［43］提出的中介效應(yīng)模型對這三條影響路徑進行檢驗。

其中：Mediani為中介變量，分別包括身體健康（用農(nóng)民身體健康程度狀況表示，1=非常不健康、2=比較不健康、3=一般、4=健康、5=非常健康）、心理健康（用農(nóng)民每周感到情緒低落的時間度量，1=少于1天、2=1～2天、3=3～4天、4=5～7天）以及務(wù)農(nóng)時間（用農(nóng)民每日務(wù)農(nóng)時間占比衡量）；οi、ζi、?i分別為隨機擾動項，其余參數(shù)設(shè)定和基準回歸模型一致。影響機制是否存在的判斷標準為：如果式（11）中介變量Mediani的系數(shù)ξ和核心解釋變量Pollutioni的系數(shù)β6都顯著，并且相比β4，β6的絕對值更低，則說明存在影響機制。進一步通過Sobel檢驗來證明中介效應(yīng)的有效性，并報告中介效應(yīng)占比（由β5、ξ與β4之比計算得出）［36］。

結(jié)果見表11。列（2）結(jié)果顯示，主觀感知的環(huán)境污染在1%水平下對農(nóng)民身體健康有顯著負向影響。同時，列（3）結(jié)果表明，核心解釋變量主觀感知的環(huán)境污染和中介變量農(nóng)民身體健康的系數(shù)都顯著。且相比于列（1）中的回歸系數(shù)，主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的回歸系數(shù)（絕對值）有所下降，證明存在部分中介效應(yīng)，且中介效應(yīng)占比為19.1%，即農(nóng)民身體健康是主觀感知的環(huán)境污染影響農(nóng)民幸福感的機制之一。主觀感知的環(huán)境污染通過損害農(nóng)民身體健康水平的方式來降低其幸福感。同理，列（5）、列（7）中的核心解釋變量主觀感知的環(huán)境污染和中介變量農(nóng)民心理健康、農(nóng)民每日務(wù)農(nóng)時間占比的系數(shù)也都顯著，并且農(nóng)民心理健康和農(nóng)民每日務(wù)農(nóng)時間占比的回歸系數(shù)（絕對值）都下降了。結(jié)果表明農(nóng)民心理健康和農(nóng)民務(wù)農(nóng)時間也是主觀感知的環(huán)境污染影響農(nóng)民幸福感的作用機制，且中介效應(yīng)占比分別為11.7%和5.4%。即主觀感知的環(huán)境污染通過損害農(nóng)民心理健康和延長務(wù)農(nóng)時間的方式，進而降低其幸福感。三個中介變量的Sobel檢驗也在不同統(tǒng)計水平上顯著，進一步證實了中介效應(yīng)的存在，假說4成立。

表11 主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響機制分析

5 結(jié)論與政策建議

該研究使用2018年CLDS數(shù)據(jù)實證分析了主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響，并進一步討論了其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：①基準回歸結(jié)果表明，主觀感知的環(huán)境污染會顯著降低農(nóng)民幸福感，并且相比空氣污染和噪音污染，土壤污染和水污染對農(nóng)民幸福感的負向影響更強。在采用傾向得分匹配法、逆向概率加權(quán)法和逆向概率加權(quán)回歸調(diào)整法糾正選擇性偏誤，使用基于IV-Oprobit的工具變量法克服內(nèi)生性問題，替換了核心解釋變量和被解釋變量等一系列穩(wěn)健性檢驗，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。②異質(zhì)性分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)，相比低學(xué)歷、東部地區(qū)、高收入的農(nóng)民，主觀感知的環(huán)境污染對高學(xué)歷、中西部地區(qū)、低收入的農(nóng)民幸福感的負向影響更加顯著。③機制分析表明，農(nóng)民身體健康、心理健康以及務(wù)農(nóng)時間是主觀感知的環(huán)境污染影響農(nóng)民幸福感的三個作用機制。

為進一步提高農(nóng)民幸福感，實現(xiàn)共同富裕和全面推進鄉(xiāng)村振興，結(jié)合上述研究結(jié)論，提出政策建議：①繼續(xù)加大對農(nóng)村環(huán)境污染的治理，尤其是農(nóng)村土壤污染和水污染的治理力度，進一步擴大生態(tài)環(huán)境治理對農(nóng)民幸福感的提升效果。盡管研究發(fā)現(xiàn)直接影響農(nóng)民幸福感的是其主觀感知到的環(huán)境污染，但主觀感知的環(huán)境污染建立在客觀存在的環(huán)境污染狀況之上，歸根溯源，仍需首先整治客觀存在的環(huán)境污染。習(xí)近平提出：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。然而目前中國農(nóng)村污染整體治理情況依舊不容樂觀，土壤污染和水污染尤為嚴重，需要著重整治。②由于主觀環(huán)境污染對中西部地區(qū)和低收入群體農(nóng)民幸福感的負向影響明顯大于東部地區(qū)和高收入人群，為此，應(yīng)進一步加大對中西部地區(qū)農(nóng)村環(huán)境污染的治理，避免環(huán)境污染項目向中西部欠發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)移，縮小中西部地區(qū)由于環(huán)境污染而導(dǎo)致的“幸福差距”。同時也要關(guān)注低收入群體的農(nóng)村環(huán)境污染治理，提高低收入群體的幸福感。

該研究具有重要的理論價值，具體來講，有以下兩個方面。①該研究豐富和延伸了幸福經(jīng)濟學(xué)的內(nèi)涵，是對探討環(huán)境污染和幸福感關(guān)系文獻的有效補充。以往的研究大多側(cè)重分析客觀存在的環(huán)境污染對居民幸福感的影響［8，10，17，31］。該研究從心理學(xué)“感知”視角出發(fā)，探討主觀感知的環(huán)境污染和農(nóng)民幸福感的關(guān)系，拓展了對增強農(nóng)民幸福感的新角度。同時發(fā)現(xiàn)，主觀感知的環(huán)境污染通過農(nóng)民身體健康、農(nóng)民心理健康和農(nóng)民務(wù)農(nóng)時間三種路徑在影響農(nóng)民幸福感中發(fā)揮作用。此發(fā)現(xiàn)更為清晰地了解主觀感知的環(huán)境污染影響農(nóng)民幸福感的作用機理，從而能夠選擇針對性方案來減弱主觀感知的環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的負向影響。②該研究分析了主觀感知的不同類型環(huán)境污染（空氣污染、水污染、土壤污染和噪音污染）對農(nóng)民幸福感的影響。已有文獻大多主要研究空氣污染這一單一維度的環(huán)境污染對居民幸福感的影響［6，10，12，15］。該研究同時討論主觀感知的四種環(huán)境污染對農(nóng)民幸福感的影響，得出的研究結(jié)論更為全面且合理。研究發(fā)現(xiàn)相比空氣污染和噪音污染，土壤污染和水污染對農(nóng)民幸福感的負向影響更大。此發(fā)現(xiàn)有助于理解農(nóng)民幸福感的決定機理、探索改善農(nóng)村地區(qū)的重點污染項目和完善提升農(nóng)民幸福感的制度設(shè)計。

不過，需要指出的是，該研究在研究數(shù)據(jù)、研究方法、結(jié)果分析方面還有待進一步深入和細化。在研究數(shù)據(jù)方面，由于該研究使用的是2018年CLDS橫截面板數(shù)據(jù)且樣本數(shù)量有限，難以對主觀感知的環(huán)境污染和農(nóng)民幸福感之間的因果關(guān)系進行較為嚴謹?shù)淖R別，也無法在變量的交互層面上進一步評估異質(zhì)性。未來的研究可基于大樣本的縱向面板數(shù)據(jù)，深入檢驗該研究的結(jié)論。在研究方法方面，盡管該研究使用了多項計量方法來處理內(nèi)生性問題，提升了研究結(jié)論的可靠性，仍然無法做到精準的因果識別。未來研究可以采用隨機干預(yù)實驗等田野實驗方法來更好地識別主觀感知的環(huán)境污染與農(nóng)民幸福感之間的因果關(guān)系。在結(jié)果分析方面，受限于數(shù)據(jù)可獲性，該研究沒有在同一框架下比較客觀存在的環(huán)境污染和主觀感知的環(huán)境污染對居民幸福感的影響差異，未來的研究可在此方面進一步深化。