環(huán)境不平等降低了居民幸福感嗎？
——基于中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（CGSS）微觀數(shù)據(jù)的實(shí)證研究

張航燕，任昱昭，李佳佳

（1.中國(guó)社會(huì)科學(xué)院 工業(yè)經(jīng)濟(jì)研究所，北京 100006；2.上海財(cái)經(jīng)大學(xué) 公共經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200433；3.山西大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，太原 030031）

一、引言

幸福是人們?cè)趯?duì)現(xiàn)實(shí)生活及人生價(jià)值進(jìn)行主觀評(píng)價(jià)時(shí)產(chǎn)生的一種內(nèi)心愉悅感，更是衡量一國(guó)福利水平的重要指標(biāo)。古希臘哲學(xué)家亞里士多德曾強(qiáng)調(diào)幸福的“終極性和自足性”，認(rèn)為人類的一切經(jīng)濟(jì)行為都出自于對(duì)幸福的追求。十九大報(bào)告中也將“為中國(guó)人民謀幸福”作為共產(chǎn)黨人的最高覺悟和終極使命。但值得注意的是，在改革開放的40 年間，中國(guó)雖然實(shí)現(xiàn)了經(jīng)濟(jì)騰飛，GDP 總量由1978 年的3600 億元增長(zhǎng)到2020 年的101 萬億，但隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，自然資源浪費(fèi)、能源過度消耗等生態(tài)環(huán)境惡化問題日益突出；大氣污染、水土流失、森林銳減、生物多樣性破壞等問題層出不窮，對(duì)人類自身的生存與發(fā)展構(gòu)成嚴(yán)重威脅，國(guó)民幸福感也呈現(xiàn)不增反降的趨勢(shì)。根據(jù)聯(lián)合國(guó)最新發(fā)布的《2023 世界幸福報(bào)告》，中國(guó)的幸福指數(shù)在137 個(gè)國(guó)家和地區(qū)中排名第64 位，國(guó)民幸福程度甚至低于20 世紀(jì)90 年代。那么，造成這種現(xiàn)象的原因是什么？中國(guó)為何會(huì)陷入“伊斯特林悖論”？值得進(jìn)一步思考。

改革開放伊始，我國(guó)采取“優(yōu)先東部”的發(fā)展戰(zhàn)略，中西部先天的環(huán)境資源優(yōu)勢(shì)淪為東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)飛速發(fā)展的“墊腳石”，結(jié)果導(dǎo)致中西部地區(qū)長(zhǎng)期陷入經(jīng)濟(jì)發(fā)展和環(huán)境治理的困境中難以脫身；而且，近年來，一些東部的發(fā)達(dá)省份憑借其先發(fā)優(yōu)勢(shì)，將高污染、高耗能產(chǎn)業(yè)向中西部轉(zhuǎn)移，致使當(dāng)?shù)厣鷳B(tài)環(huán)境持續(xù)惡化，環(huán)境不平等現(xiàn)象日益嚴(yán)峻。同時(shí)，隨著我國(guó)社會(huì)主要矛盾的改變，地區(qū)間不平衡不充分的發(fā)展問題愈發(fā)突出，環(huán)境不平等作為不平衡不充分發(fā)展在生態(tài)領(lǐng)域的集中體現(xiàn)，關(guān)系到我國(guó)區(qū)域發(fā)展、產(chǎn)業(yè)布局乃至社會(huì)主義和諧社會(huì)構(gòu)建等多方面重大問題，激發(fā)了學(xué)術(shù)界廣泛的研究興趣。但在現(xiàn)實(shí)中，環(huán)境不平等卻剝奪了人們平等享有優(yōu)美環(huán)境的權(quán)利，破壞了社會(huì)公平原則，因此，從環(huán)境不平等視角研究居民幸福感具有很大的理論與現(xiàn)實(shí)意義。

事實(shí)上，環(huán)境不平等會(huì)從多個(gè)維度降低居民的幸福感：一方面，根據(jù)亞當(dāng)斯的公平理論，感知公平會(huì)對(duì)人們的態(tài)度和行為產(chǎn)生影響（Adams，1965），當(dāng)人們感知到自己和他人所享受的環(huán)境福利和承擔(dān)的環(huán)境代價(jià)不一致時(shí)，就容易產(chǎn)生不公心理，進(jìn)而引發(fā)社會(huì)矛盾，降低幸福感；另一方面，環(huán)境不平等和環(huán)境效率是對(duì)立統(tǒng)一的兩個(gè)方面。環(huán)境資源配置的公平與否不僅決定著環(huán)境效率的高低，還會(huì)與環(huán)境效率相互作用，共同推進(jìn)社會(huì)的可持續(xù)發(fā)展，對(duì)人類福祉產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響（文同愛和李寅銓，2003）。此外，環(huán)境不平等還可能通過影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和居民健康狀況等渠道影響居民幸福感。但遺憾的是，目前學(xué)術(shù)界對(duì)環(huán)境不平等問題的研究還不夠深入，未曾有學(xué)者就環(huán)境不平等與幸福感的關(guān)系展開實(shí)證性的探索。那么，環(huán)境不平等是否真的會(huì)對(duì)居民幸福感產(chǎn)生影響？這種影響是否存在區(qū)域和城鄉(xiāng)異質(zhì)性？其背后的作用機(jī)制又是什么？這是本文將要深入研究的問題。

基于以上思考，本文通過將省級(jí)、城市數(shù)據(jù)與CGSS 微觀數(shù)據(jù)相匹配，在測(cè)度環(huán)境基尼系數(shù)的基礎(chǔ)上，采用Probit 和中介效應(yīng)模型研究環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感的影響路徑，旨在為揭開中國(guó)的“伊斯特林悖論”之謎提供新的研究視角，為新時(shí)代中國(guó)政府通過協(xié)調(diào)區(qū)域、城鄉(xiāng)發(fā)展，緩解環(huán)境不公問題來提高居民幸福感提供政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

幸福感的研究起源于20 世紀(jì)50 年代的積極心理學(xué)，但一直以來，源于心理學(xué)的情緒幸福感和社會(huì)學(xué)的認(rèn)知幸福感占據(jù)了研究的主流地位。直到“伊斯特林悖論”的提出，才標(biāo)志著幸福感經(jīng)濟(jì)學(xué)正式誕生。之后，越來越多的學(xué)者傾向于用數(shù)量化的手段研究幸福感的影響因素。現(xiàn)有文獻(xiàn)中，影響居民幸福感的因素大致可以分為兩類：一類是微觀個(gè)體特征，主要包括性別、就業(yè)、受教育水平、健康狀態(tài)等（王鵬和吳愈曉，2023；陳少林和張明，2023；Mandi and Bansod，2023）；另一類是宏觀變量，包括收入差距、政府支出、數(shù)字金融、社會(huì)資本等（侯玉波和葛梟語，2020；梅霞和楊檸澤，2023；劉浩杰和張廣勝，2022；張彤進(jìn)和萬廣華，2020）。其中收入不平等一直都是學(xué)術(shù)界研究“伊斯特林悖論”的重要角度，但根據(jù)“相對(duì)剝奪效應(yīng)”和“隧道效應(yīng)”的觀點(diǎn)，收入不平等既可能通過“相對(duì)剝奪”的渠道降低居民幸福感，也可能通過“隧道效應(yīng)”提升居民幸福感，即收入不平等對(duì)幸福感的影響主要取決于“相對(duì)剝奪效應(yīng)”和“隧道效應(yīng)”的權(quán)衡對(duì)比，且存在一定的不確定性。因此，從其他角度對(duì)幸福悖論做出解釋，便成為題中應(yīng)有之義。

近年來，隨著環(huán)境污染的日益加劇及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中帶來的污染轉(zhuǎn)移，環(huán)境不平等問題愈發(fā)嚴(yán)重，這不僅與綠色協(xié)調(diào)可持續(xù)的發(fā)展理念相悖，而且剝奪了人們的環(huán)境福利，可能成為導(dǎo)致各地區(qū)陷入幸福悖論的重要因素，因此，國(guó)內(nèi)外學(xué)者從不同視角研究了環(huán)境不平等。環(huán)境不平等是“環(huán)境公平”的對(duì)立面，而環(huán)境公平的概念真正形成于1982 年爆發(fā)于美國(guó)的一場(chǎng)針對(duì)有毒廢棄物填埋選址的群眾性抗議活動(dòng)。此后，環(huán)境公平便逐漸走進(jìn)學(xué)術(shù)界的研究視野，并成為一個(gè)跨學(xué)科的綜合性研究領(lǐng)域（馬纓，2003）。經(jīng)文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)環(huán)境公平的研究主要集中在環(huán)境不平等的定義、測(cè)度和成因三個(gè)方面。盡管國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界對(duì)環(huán)境公平的定義尚未形成統(tǒng)一意見，但相對(duì)而言，鐘茂初和閆文娟（2012）的詮釋較為全面，即環(huán)境公平要保證社會(huì)中的各個(gè)群體在環(huán)境收益和污染承擔(dān)上的成本對(duì)等與主體一致。對(duì)于環(huán)境不平等的測(cè)度。由于學(xué)術(shù)界在環(huán)境不平等領(lǐng)域還未形成一套系統(tǒng)的研究體系，因此，借用收入差距的理論對(duì)環(huán)境公平進(jìn)行測(cè)度是一種行之有效的辦法。根據(jù)收入差距的測(cè)度方法，王金南等（2006）提出了資源環(huán)境基尼系數(shù)的概念并將綠色貢獻(xiàn)系數(shù)作為不公平的判斷依據(jù)，發(fā)現(xiàn)我國(guó)的不公平因子主要集中在西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)。邱俊永等（2011）在測(cè)算各國(guó)間二氧化碳排放的公平性時(shí)，根據(jù)實(shí)際情況建立了包括人口、國(guó)土面積、生態(tài)生產(chǎn)性土地面積和當(dāng)前化石能源探明儲(chǔ)量在內(nèi)的綜合性評(píng)價(jià)指標(biāo)，豐富了基尼系數(shù)的測(cè)算方法?？傮w來看，在環(huán)境不平等的測(cè)度中，洛倫茲曲線、基尼系數(shù)、泰爾指數(shù)等是重要的研究工具，且國(guó)內(nèi)研究大多將省級(jí)間、區(qū)域間和區(qū)域內(nèi)的環(huán)境不平等作為研究對(duì)象，而對(duì)省份內(nèi)部環(huán)境不平等的衡量則有所忽視。也有學(xué)者分析了環(huán)境不平等的成因。1987 年發(fā)表的聯(lián)合教會(huì)（UCC）第一次使用全美范圍內(nèi)的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)種族是影響環(huán)境污染分布最重要的原因（Chavez，1987）。Danels 和Friedman（1999）則研究了收入對(duì)環(huán)境污染分布的影響，發(fā)現(xiàn)相較于低等收入和高等收入地區(qū)，中等收入地區(qū)承擔(dān)的環(huán)境污染風(fēng)險(xiǎn)最大。但受到社會(huì)制度、文化背景等因素影響，種族和收入并非是導(dǎo)致中國(guó)環(huán)境不平等的主要原因，或者說種族和收入因素在中國(guó)有著不同的體現(xiàn)（Ma，2010）。張亞麗和項(xiàng)本武（2022）研究發(fā)現(xiàn)中國(guó)的排污交易權(quán)機(jī)制是影響地區(qū)環(huán)境不平等程度的一個(gè)因素。還有學(xué)者采用基于回歸方程的shapley 分解法，定量研究了各個(gè)因素對(duì)環(huán)境不平等的貢獻(xiàn)率大?。ǘ」阡亢屯醣?，2020）。

一直以來，生態(tài)環(huán)境與幸福感的關(guān)系在學(xué)術(shù)界占據(jù)著重要地位。許多學(xué)者通過實(shí)證研究均論證了生態(tài)環(huán)境惡化會(huì)損害居民幸福感（武康平等，2015；石華平和易敏利，2020）。但鮮少有學(xué)者在環(huán)境污染的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步研究環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響。事實(shí)上，環(huán)境不平等通過影響很多其他因素進(jìn)而影響幸福感，其中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況是兩個(gè)重要渠道。一方面，環(huán)境不平等作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展的自然產(chǎn)物，必然與之存在密不可分的聯(lián)系。在我國(guó)，不同地區(qū)在經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上存在極大的不平衡，且往往是經(jīng)濟(jì)發(fā)展較為落后的地區(qū)承擔(dān)了更多環(huán)境污染的代價(jià)。這時(shí)，環(huán)境污染就會(huì)通過健康狀況、環(huán)境規(guī)制和勞動(dòng)力供給等途徑制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展，致使當(dāng)?shù)叵萑搿碍h(huán)境-貧困”陷阱（Yang and Zhang，2018；李佳，2014）。而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是一個(gè)整體概念，絕不僅針對(duì)于個(gè)別地區(qū)，因此地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差距的擴(kuò)大勢(shì)必會(huì)導(dǎo)致整體經(jīng)濟(jì)增速下滑，最終對(duì)居民幸福感產(chǎn)生負(fù)面影響；另一方面，環(huán)境不平等也會(huì)通過影響城鄉(xiāng)居民健康狀況影響幸福感。從社會(huì)心理的角度看，當(dāng)人們?cè)谂c他人的比較中發(fā)現(xiàn)自己處于不利地位時(shí)，會(huì)產(chǎn)生不滿、焦慮等心理，從而導(dǎo)致心理不健康、幸福感降低；從相對(duì)剝奪的解釋看，在一定程度上，環(huán)境不平等的本質(zhì)是少數(shù)強(qiáng)者對(duì)弱者利益的剝奪。一些在經(jīng)濟(jì)上處于不利地位的群體由于收入偏低，只能居住在環(huán)境質(zhì)量較差的社區(qū)，且無法得到充分的醫(yī)療保障；再加上他們文化水平有限，只能從事高污染行業(yè)的工作，這些工作不僅工資低且損害了他們的身體健康。因此，在收入水平偏低和健康受到威脅的雙重作用下，這些人極易陷入所謂的“環(huán)境健康貧困”陷阱①“環(huán)境健康貧困”陷阱具體指“環(huán)境污染損害身體健康-降低勞動(dòng)能力-降低收入水平-健康狀況惡化”。。長(zhǎng)此以往，這不僅會(huì)對(duì)他們的健康造成極大損害，還可能通過“代際復(fù)制”的方式降低全體國(guó)民的健康素質(zhì)（陸文聰和李元龍，2009），最終降低幸福感。因而，環(huán)境不平等會(huì)通過制約地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、損害居民健康狀況的途徑影響居民幸福感。

綜上所述，理論界對(duì)于幸福感和環(huán)境不平等的單獨(dú)研究比較豐富，但對(duì)環(huán)境不平等與居民幸福感之間作用關(guān)系的研究相對(duì)匱乏。盡管有學(xué)者已經(jīng)注意到環(huán)境不平等的重要意義，并認(rèn)為在生態(tài)環(huán)境與幸福感的研究中，考慮環(huán)境污染的不公平性將更有助于理解其中的內(nèi)在邏輯和機(jī)理（黃永明和何凌云，2013），卻始終沒有學(xué)者對(duì)此展開實(shí)證分析，對(duì)影響機(jī)制的研究更是少之又少。因此，相較于已有研究，本文的邊際貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在如下三個(gè)方面：①在研究視角上，以往學(xué)者在從生態(tài)環(huán)境角度出發(fā)，對(duì)居民幸福感的影響因素進(jìn)行分析時(shí)，往往只考慮了環(huán)境污染或環(huán)境規(guī)制，而沒有進(jìn)一步分析當(dāng)環(huán)境污染分布不均即出現(xiàn)環(huán)境不平等現(xiàn)象時(shí)會(huì)對(duì)幸福感造成怎樣的影響。對(duì)此，本文將2017 年CGSS 微觀數(shù)據(jù)與各省份的環(huán)境基尼系數(shù)相匹配，探究了環(huán)境不平等與幸福感的關(guān)系，豐富了幸福感領(lǐng)域的研究?jī)?nèi)容。②在研究層次上，現(xiàn)有關(guān)于環(huán)境不平等的研究主要集中在國(guó)家間的環(huán)境不平等、省級(jí)間的環(huán)境不平等及區(qū)域間的環(huán)境不平等方面，尚缺乏對(duì)省份內(nèi)部環(huán)境不平等的研究。對(duì)此，本文在利用基尼系數(shù)完成對(duì)我國(guó)2003—2019 年省級(jí)間環(huán)境不平等的測(cè)度以外，還基于城市數(shù)據(jù)對(duì)2019 年各省份內(nèi)部的環(huán)境不平等進(jìn)行了測(cè)度，從時(shí)間和空間兩個(gè)維度把握我國(guó)環(huán)境不平等的演變及分布規(guī)律。③在作用機(jī)制上，根據(jù)基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感有顯著影響，因此對(duì)環(huán)境不平等影響幸福感的作用機(jī)制進(jìn)行分析就顯得十分必要。本文通過構(gòu)建交互效應(yīng)模型和中介效應(yīng)模型，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、健康狀況兩個(gè)變量在環(huán)境不平等影響幸福感路徑中所發(fā)揮的作用進(jìn)行了深刻解讀，并使用Bootstrap 法對(duì)中介效應(yīng)的回歸結(jié)果做出檢驗(yàn)，保證了結(jié)果的穩(wěn)健性。

三、環(huán)境不平等的測(cè)度及時(shí)空演變分析

（一）環(huán)境不平等的測(cè)度

在現(xiàn)有文獻(xiàn)中，盡管絕對(duì)指標(biāo)和相對(duì)指標(biāo)均可實(shí)現(xiàn)不平等的度量，但由于絕對(duì)指標(biāo)常受制于量綱影響，學(xué)者們更傾向于使用相對(duì)指標(biāo)來解決不平等的測(cè)度問題，以期得到更為準(zhǔn)確的結(jié)論。常見的相對(duì)指標(biāo)主要包括基尼系數(shù)、廣義熵指數(shù)和阿特金森指數(shù)等，其中，基尼系數(shù)的應(yīng)用十分廣泛。雖然最開始時(shí)基尼系數(shù)的提出只是為了衡量收入分配的公平與否，但由于它使用起來比較直觀、方便，近年來逐漸被一些學(xué)者應(yīng)用到其他領(lǐng)域的研究當(dāng)中。因而，本文類比收入不平等，參照劉榮增和何春（2021）的做法，根據(jù)基尼系數(shù)的幾何意義推導(dǎo)出計(jì)算公式為

其中：EPi為省份i的某一工業(yè)污染物排放量；為累計(jì)到第i組的工業(yè)污染物排放量；EPc為全國(guó)的某一工業(yè)污染物排放總量；Gi為省份i的地區(qū)生產(chǎn)總值；Gc為全國(guó)生產(chǎn)總值；IGini為環(huán)境基尼系數(shù)，衡量了省份i關(guān)于某工業(yè)污染物排放差異程度的高低，即環(huán)境不平等程度。本部分相關(guān)數(shù)據(jù)主要來源于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失數(shù)據(jù)通過查閱地方統(tǒng)計(jì)年鑒和統(tǒng)計(jì)公報(bào)彌補(bǔ)。

（二）時(shí)間演進(jìn)分析

本文選擇工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙粉塵的排放不平等作為研究對(duì)象。這是因?yàn)椴煌廴疚镌谛再|(zhì)上存在較大差異，可能導(dǎo)致對(duì)人類的影響也有所區(qū)別。此外，相較于工業(yè)固體廢棄物，工業(yè)廢水和工業(yè)廢氣的流動(dòng)性更強(qiáng)且更易造成二次污染，對(duì)人類的影響更大，故本文選取工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙粉塵的排放量數(shù)據(jù)，根據(jù)式（1）測(cè)算基尼系數(shù)如圖1 所示。

圖1 2003—2019 年中國(guó)工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙粉塵排放的不平等測(cè)度

整體上看，我國(guó)2003—2019 年環(huán)境基尼系數(shù)數(shù)值偏大，即環(huán)境不平等問題突出，但在不同污染物的測(cè)度下，基尼系數(shù)的變化趨勢(shì)不同，其中基于工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫的基尼系數(shù)變化幅度較大，而基于工業(yè)煙粉塵基尼系數(shù)的變化則相對(duì)平坦。從數(shù)值大小上看，大多數(shù)年份的工業(yè)煙粉塵基尼系數(shù)＞工業(yè)二氧化硫基尼系數(shù)＞工業(yè)廢水基尼系數(shù)，即相對(duì)于工業(yè)廢水和工業(yè)二氧化硫，各省市間工業(yè)煙粉塵的排放差異更為明顯；但2015 年以后，工業(yè)二氧化硫基尼系數(shù)呈現(xiàn)出超過工業(yè)煙粉塵基尼系數(shù)的趨勢(shì)。從變化趨勢(shì)上看，基于工業(yè)煙粉塵測(cè)度的基尼系數(shù)的變化趨勢(shì)最為穩(wěn)定，基本處于0.40～0.50 的范圍內(nèi)波動(dòng)。這說明我國(guó)工業(yè)廢水排放的不平等程度較低，而工業(yè)廢氣排放的不平等程度較高。

（三）空間格局分布

為把握我國(guó)環(huán)境不平等的空間分布特點(diǎn)，本文用各省地級(jí)市的工業(yè)污染物排放量與對(duì)應(yīng)的生產(chǎn)總值，計(jì)算了2019 年省級(jí)層面基于工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙粉塵的基尼系數(shù)。由于北京、上海、天津、重慶為直轄市，青海的地級(jí)市數(shù)量過少，山西、內(nèi)蒙古、安徽存在較大的數(shù)據(jù)缺失，故予以剔除。

根據(jù)式（1），本文測(cè)算得到全國(guó)23 個(gè)省份的環(huán)境基尼系數(shù)見表1，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國(guó)的環(huán)境不平等程度不僅在不同區(qū)域上差異明顯，且在各區(qū)域內(nèi)部也存在較大差異；此外，不同污染物測(cè)度下基尼系數(shù)的空間分布特點(diǎn)不同，其中工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙粉塵作為工業(yè)廢氣的典型代表，在空間分布結(jié)構(gòu)上相似程度較高。

表1 2019 年省級(jí)基于工業(yè)廢水、二氧化硫和煙粉塵的基尼系數(shù)

就工業(yè)廢水基尼系數(shù)而言，盡管東部地區(qū)各省份間差距較大，同時(shí)囊括了基尼系數(shù)最小的海南省和基尼系數(shù)最大的福建省，但整體上仍高于中西部地區(qū)；中部地區(qū)的環(huán)境不平等程度整體上相對(duì)偏低；西部地區(qū)的環(huán)境不平等則呈現(xiàn)出明顯的南北特點(diǎn)，其中西北地區(qū)（包括陜西、甘肅、寧夏和新疆）的環(huán)境不平等程度整體偏低，而西南地區(qū)（包括四川、貴州、云南和西藏）的環(huán)境不平等程度整體偏高。就工業(yè)二氧化硫基尼系數(shù)而言，東部地區(qū)除遼寧、山東、廣東和海南以外的環(huán)境不平等程度普遍偏低；中部地區(qū)除湖南省以外，其余地區(qū)的環(huán)境不平等程度也偏低；而西部地區(qū)的環(huán)境不平等程度則普遍偏高，其中，四川和陜西的二氧化硫基尼系數(shù)最高，即工業(yè)二氧化硫的排放差異最大。同理，對(duì)于工業(yè)煙粉塵基尼系數(shù)，東部地區(qū)除遼寧、河北、山東、廣東和海南以外的環(huán)境不平等程度均偏低；中部地區(qū)除湖南、吉林和黑龍江以外的環(huán)境不平等程度均偏低；西部地區(qū)除西藏和云南以外，環(huán)境不平等程度較高。綜合來看，工業(yè)廢水基尼系數(shù)較高的地區(qū)主要集中在東部地區(qū)，而工業(yè)廢氣基尼系數(shù)較高的地區(qū)主要集中在西部地區(qū)，且各省份在工業(yè)廢水排放上的差異明顯小于工業(yè)廢氣的排放差異。究其原因，可能是因?yàn)槲鞑康貐^(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，正處于工業(yè)化發(fā)展的前期階段，故產(chǎn)生較多的廢氣污染物，且不同省市之間差距大，結(jié)果導(dǎo)致工業(yè)廢氣基尼系數(shù)偏高。

四、數(shù)據(jù)、變量與計(jì)量模型

（一）基準(zhǔn)回歸模型

參照Clark 等（2008）提出的幸福決定函數(shù)，本文分析環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感影響的實(shí)證模型設(shè)定如式（2）所示。

其中：j為省份；i為個(gè)體；被解釋變量Happinessij為j省第i個(gè)人的幸福感，問卷中對(duì)應(yīng)的具體問題為“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”，被調(diào)查者根據(jù)主觀意愿在數(shù)字1～5 進(jìn)行選擇；Ginij為j省的環(huán)境不平等程度；Xij為影響居民幸福感的一系列微觀個(gè)體特征；Yj為影響居民幸福感的宏觀經(jīng)濟(jì)變量；εij為隨機(jī)誤差項(xiàng)?？紤]到幸福感是一個(gè)有序響應(yīng)變量，選擇有序probit 模型進(jìn)行回歸。在該模型中，回歸系數(shù)β并不直接反映環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感的具體影響程度，僅反映二者之間的關(guān)系。

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

為深入探究環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感的影響，以及健康狀況、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否在該影響過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，本文構(gòu)建了交互效應(yīng)模型。由于自評(píng)健康在表征健康狀況時(shí)的優(yōu)勢(shì)更能契合環(huán)境與健康關(guān)系研究的需要（祁毓和盧洪友，2015），故選擇自評(píng)健康（Health）為衡量指標(biāo)，在CGSS 調(diào)查問卷中對(duì)應(yīng)的問題是：“您覺得您目前的身體健康狀況是？”，被調(diào)查者根據(jù)主觀意愿選擇“1=很不健康，2=比較不健康，3=一般，4=比較健康，5=很健康”。對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，選擇經(jīng)對(duì)數(shù)處理后的人均GDP 作為衡量指標(biāo)，記作Pgdp。另外，本文還對(duì)交乘項(xiàng)Ginij × Healthij、Ginij × Pgdpj進(jìn)行中心化處理以避免多重共線性可能帶來的估計(jì)偏誤。據(jù)此，構(gòu)建交互效應(yīng)模型為

（三）中介效應(yīng)模型

在調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步探究是否存在環(huán)境不平等通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況影響幸福感的路徑，本文構(gòu)建了中介效應(yīng)模型。另外，考慮到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是人類健康水平提高的根本保證，它能通過改善居民生活質(zhì)量、促進(jìn)衛(wèi)生技術(shù)進(jìn)步、加大公共衛(wèi)生投入等方式使居民健康狀況得到明顯好轉(zhuǎn)（Egger，2009），即環(huán)境不平等可能通過抑制地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)而損害居民健康狀況的方式降低幸福感。因此，本文參照Baron 和Kenny（1986）、方杰等（2014）的研究方法，繪制了鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ蛠砜坍嫮h(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響路徑如圖2 所示。

圖2 環(huán)境不平等影響幸福感的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?/p>

相較于單一中介模型和平行多重中介模型，鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ筒粌H可以在控制一個(gè)中介變量的情況下判斷另一個(gè)中介變量的影響，而且將中介變量之間的相互作用納入考慮范圍，大大提高了檢驗(yàn)結(jié)果的可靠性。據(jù)此，本文建立鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ蜑槠渲校篜gdpj和Healthij為中介變量；Pgdpj為省份i的人均GDP，用于衡量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；Healthij為省份i第j個(gè)人的健康狀況。式（5）～式（7）列出了環(huán)境不平等通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、健康狀況兩個(gè)中介變量，三條中介路徑影響幸福感的回歸方程。其中和分別為影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、健康狀況的微觀變量；和分別為影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、健康狀況的宏觀變量和為隨機(jī)誤差項(xiàng)；特定路徑的中介效應(yīng)為a1c2、b1c3和a1b2c3；總體中介效應(yīng)為a1c2+b1c3+a1b2c3；直接效應(yīng)為c1；總體效應(yīng)為a1，且該值在理論上等于直接效應(yīng)和總體中介效應(yīng)之和。根據(jù)依次檢驗(yàn)法，若c1顯著，則證明存在直接效應(yīng)；若a1c2顯著，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)在環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響中起中介作用，記為路徑1；若b1c3顯著，說明健康狀況在環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響中起中介作用，記為路徑2；若a1b2c3顯著，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況在環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔茫洖槁窂?。

（四）數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

核心變量：居民幸福感。在CGSS 中對(duì)應(yīng)的問題是“總的來說，您覺得您的生活是否幸福？”，要求被調(diào)查者在數(shù)字1～5 進(jìn)行選擇，其中1 代表“非常不幸福”、2 代表“比較不幸福”、3 表示“說不上幸福不幸福”、4 表示“比較幸福”、5 表示“非常幸福”。

解釋變量：基尼系數(shù)。根據(jù)式（1），計(jì)算出2017 年各省區(qū)基于工業(yè)廢水（Giniw）、工業(yè)二氧化硫（Ginig）、工業(yè)煙粉塵（Ginis）的基尼系數(shù)。

控制變量：居民微觀個(gè)體特征和省級(jí)宏觀經(jīng)濟(jì)變量。微觀個(gè)體特征指標(biāo)（Xij）包括：性別（male）、年齡（age）、年齡的平方（age2）、相對(duì)收入（relainc）、受教育程度（edu）、政治背景（policy）、婚姻狀態(tài)（marriage）、宗教信仰（religion）、社會(huì)信任感（trust）和社會(huì)公平感（fair）?？紤]到中年人在承受了更大的工作壓力和家庭壓力后，幸福感會(huì)比青少年和老年人偏低，故在模型中引入年齡的平方項(xiàng)（age2）；模型使用居民的相對(duì)收入衡量收入水平，這是因?yàn)锳bramovitz 等（1974）、官皓（2010）等多位學(xué)者的研究均顯示，相對(duì)收入對(duì)居民幸福感有顯著的積極影響而絕對(duì)收入與幸福感的關(guān)系卻并不顯著，故本文選取相對(duì)收入作為控制變量之一。宏觀經(jīng)濟(jì)變量（Yj）選用對(duì)居民幸福感影響最大的通貨膨脹率（inflation），上述變量的具體含義見表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

本部分使用的居民微觀調(diào)查數(shù)據(jù)來自2017 年的中國(guó)綜合社會(huì)調(diào)查（China General Social Survey，CGSS）。CGSS 調(diào)查數(shù)據(jù)每?jī)赡晔占淮?，最新?017 年，2017 年CGSS 數(shù)據(jù)的調(diào)查范圍覆蓋了全國(guó)28 個(gè)省份（因數(shù)據(jù)缺失，不包括海南、新疆、西藏及港澳臺(tái)地區(qū)），共計(jì)12582 個(gè)觀測(cè)值，涉及784 個(gè)變量。基于該數(shù)據(jù)集，剔除掉變量缺失、回答“不知道”和拒絕回答的樣本點(diǎn)后，得到涵蓋23 個(gè)省份的9565 個(gè)觀測(cè)值，研究樣本具有一定代表性。模型中主要變量的度量方法和描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果見表1，我國(guó)居民幸福感的均值為3.81，總體上接近于“比較幸?！保嚯x“非常幸?！比源嬖谳^大差距；Giniw、Ginig、Ginis的平均值均超過0.4，表明我國(guó)各省份內(nèi)部的環(huán)境不平等程度較高?？刂谱兞康慕y(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，男性占比47%，接受過高等教育的占比16%，黨員占比9%，有宗教信仰的占比11%，平均年齡為54 周歲。人們對(duì)社會(huì)的信任感和公平感不高，均值分別為3.47 和3.11，說明社會(huì)的信任度和公平度還有待提高。各省區(qū)的通貨膨脹率處于0.90～2.10，整體上偏低，說明我國(guó)尚不存在嚴(yán)重的通貨膨脹問題。

五、實(shí)證回歸結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為避免由多重共線性問題帶來的估計(jì)結(jié)果偏誤，在回歸之前，本文進(jìn)行了相關(guān)檢驗(yàn)。結(jié)果表明基準(zhǔn)模型中所有自變量之間的相關(guān)系數(shù)均低于0.51，且方差膨脹因子（VIF）的均值都小于2.00，因而該模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

根據(jù)前述實(shí)證模型，運(yùn)用STATA16.0 軟件對(duì)環(huán)境不平等與居民主觀幸福感關(guān)系進(jìn)行回歸，表3 中模型（2）、（4）、（6）分別為基于工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫、工業(yè)煙粉塵測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)幸福感的回歸結(jié)果。由模型（2）可知Giniw的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明工業(yè)廢水測(cè)度下的環(huán)境不平等與居民幸福感之間存在顯著的負(fù)向關(guān)系。由模型（4）可得，Ginig的回歸系數(shù)不顯著，即工業(yè)二氧化硫測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感不存在顯著影響。同理，由模型（6）可知，Ginis的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明工業(yè)煙粉塵測(cè)度下的環(huán)境不平等與居民幸福感之間存在顯著的正向關(guān)系。這似乎與人們的常規(guī)認(rèn)識(shí)相矛盾，環(huán)境不平等除了會(huì)對(duì)居民幸福感造成顯著的消極影響外，還存在無顯著影響和產(chǎn)生顯著積極影響的情況。對(duì)此，本文推測(cè)原因如下：第一，人們對(duì)于環(huán)境污染物存在著一定的認(rèn)知差異。相較于工業(yè)廢氣，工業(yè)廢水通常與居民飲用水質(zhì)量、水污染等問題相關(guān)，直接會(huì)引起居民對(duì)于自身健康和環(huán)境安全的擔(dān)憂，從而產(chǎn)生更為負(fù)面的環(huán)境認(rèn)知。因此，工業(yè)廢水排放的不平等會(huì)顯著地降低居民幸福感，但工業(yè)廢氣則由于公眾對(duì)其影響的感知更為溫和，并未表現(xiàn)出負(fù)向影響。第二，考慮到不平等主要損害的是劣勢(shì)群體的幸福感。而根據(jù)前文分析可知，我國(guó)的環(huán)境不平等主要體現(xiàn)在工業(yè)廢氣方面，且主要集中在西部地區(qū)，因此對(duì)處于空氣質(zhì)量較好地區(qū)的居民來說，可能會(huì)從與環(huán)境質(zhì)量較差地區(qū)的比較中獲得喜悅感。當(dāng)這一地區(qū)居民占據(jù)的比重逐步擴(kuò)大時(shí)，基于工業(yè)廢氣測(cè)度的環(huán)境不平等與幸福感之間就會(huì)呈現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。第三，政府的監(jiān)管和治理也會(huì)影響基于不同污染物測(cè)度的環(huán)境不平等與居民幸福感的關(guān)系。近年來，政府對(duì)霧霾治理的重視程度不斷提高，并取得了較為顯著的政策效果。逯進(jìn)等（2020）在研究中也發(fā)現(xiàn)從工業(yè)污染物的排放來看，“文明城市”評(píng)選對(duì)于工業(yè)二氧化硫排放的治理效果最好。因此工業(yè)廢氣排放的不平等未對(duì)居民幸福感產(chǎn)生顯著的負(fù)面作用。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

關(guān)于微觀個(gè)體變量，性別的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，這可能是因?yàn)榇蠖嘀袊?guó)女性承擔(dān)著工作和家庭的雙重壓力，所以幸福感比男性偏低；年齡的二次項(xiàng)系數(shù)顯著為正且一次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明年齡與幸福感之間呈U 型關(guān)系，這是因?yàn)槿瞬饺胫心旰?，將面臨一生中最大的生活壓力和責(zé)任擔(dān)當(dāng)，導(dǎo)致幸福感跌落谷底；相對(duì)收入的回歸系數(shù)均顯著為正，較高的相對(duì)收入會(huì)給人們帶來一定的成就感和滿足感，從而有助于幸福感的提高；受教育程度對(duì)幸福感有正向影響但不顯著，這可能是因?yàn)殡S著高等教育的普及，人們的教育水平普遍得到提高，教育回報(bào)率呈現(xiàn)邊際遞減趨勢(shì)，因此受教育程度對(duì)居民幸福感的影響不再顯著；政治背景的回歸系數(shù)均顯著為正，這是因?yàn)樵谝欢ǔ潭壬?，黨員身份象征著較為豐富的政治資本與社會(huì)資本，故幸福感高于非黨員（陳釗等，2012）；婚姻狀態(tài)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，可能是居民婚后需承擔(dān)的家庭經(jīng)濟(jì)壓力越來越重所導(dǎo)致的；宗教信仰的回歸系數(shù)均顯著為正，宗教信仰可以在人受到磨難與挫折時(shí)，給予心靈上的慰藉和精神上的寄托，從而有助于幸福感的提高（雷衛(wèi)，2016）；社會(huì)信任感和社會(huì)公平感的回歸系數(shù)均為正（邢占軍和張干群，2019）。伴隨著人們物質(zhì)生活水平的不斷提高，人們更加注重非物質(zhì)層面的精神需求，而社會(huì)信任感和社會(huì)公平感作為社會(huì)凝聚的重要組成部分，對(duì)構(gòu)建和諧社會(huì)、提高人民福祉意義重大。關(guān)于宏觀經(jīng)濟(jì)變量，通貨膨脹率對(duì)幸福感的影響顯著為正，這與高通貨膨脹率會(huì)通過降低人們的購(gòu)買力進(jìn)而降低幸福感的傳統(tǒng)認(rèn)知相異，這可能是因?yàn)槲覈?guó)的通貨膨脹率普遍偏低，而溫和的通貨膨脹對(duì)人民消費(fèi)、企業(yè)生產(chǎn)擴(kuò)大和經(jīng)濟(jì)發(fā)展有一定的刺激作用，從而提高了居民幸福感。

（二）異質(zhì)性檢驗(yàn)

當(dāng)前中國(guó)“不平衡不充分發(fā)展”的問題突出，主要體現(xiàn)在區(qū)域差異和城鄉(xiāng)差異上，由于不同地區(qū)間經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平及環(huán)境污染程度存在較大差異，所以居民對(duì)環(huán)境不平等的態(tài)度可能不盡相同。對(duì)此，本文從區(qū)域和城鄉(xiāng)兩個(gè)維度劃分樣本，檢驗(yàn)環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響是否具有區(qū)域和城鄉(xiāng)異質(zhì)性（表4）。

表4 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

就城鄉(xiāng)異質(zhì)性而言，Giniw對(duì)城鄉(xiāng)居民幸福感的影響均顯著為負(fù)，且表4 中模型（1）系數(shù)的絕對(duì)值大于表3 中模型（2）的系數(shù)絕對(duì)值，說明工業(yè)廢水測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)城鎮(zhèn)居民幸福感的作用更加明顯；而Ginig對(duì)農(nóng)村居民幸福感有顯著的負(fù)向影響，且顯著性水平達(dá)到5%，但與城鎮(zhèn)居民幸福感不存在顯著關(guān)系；Ginis對(duì)城鄉(xiāng)居民的影響均顯著為正，且農(nóng)村居民的回歸系數(shù)大于城鎮(zhèn)居民，說明工業(yè)煙粉塵測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)農(nóng)村居民幸福感的影響更為顯著。總體來看，工業(yè)廢水排放的不平等對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響較大而工業(yè)廢氣排放的不平等對(duì)農(nóng)村居民的影響較大，說明不同污染物對(duì)居民幸福感的影響存在差異。

就區(qū)域異質(zhì)性而言，對(duì)于東部地區(qū)的居民，Giniw、Ginig和Ginis均發(fā)揮了顯著作用，且Giniw的系數(shù)絕對(duì)值比全國(guó)樣本中的系數(shù)絕對(duì)值還要大，充分表明在工業(yè)廢水的測(cè)度下，環(huán)境不平等與東部居民幸福感的關(guān)系更為突出。這是因?yàn)闁|部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，相較于物質(zhì)層面人們?cè)诰駥用娴男枨蟾?，所以?duì)環(huán)境不平等的容忍度較低，渴望不同群體能公平享受從環(huán)境中得到的好處。對(duì)中西部的居民來說，工業(yè)廢水測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)幸福感無顯著影響，而工業(yè)廢氣測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)幸福感有顯著的正向影響。這是因?yàn)楫?dāng)前中西部的大多地區(qū)仍處于以犧牲環(huán)境為代價(jià)換取經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的階段，在通過聚集資源來提高經(jīng)濟(jì)效益的目標(biāo)驅(qū)使下，必然會(huì)帶來環(huán)境不平等問題。但與東部居民相比，中西部居民更看重收入增加帶來的幸福感提升，故環(huán)境不平等可能以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的形式提高幸福感。

通過對(duì)不同區(qū)域下的環(huán)境不平等對(duì)不同區(qū)域下城鄉(xiāng)居民影響的對(duì)比發(fā)現(xiàn)，在工業(yè)廢水的測(cè)度下，無論是城鎮(zhèn)居民還是農(nóng)村居民，環(huán)境不平等對(duì)東部地區(qū)居民幸福感的影響均大于對(duì)中西部地區(qū)居民的影響；在工業(yè)二氧化硫的測(cè)度下，環(huán)境不平等只對(duì)東部農(nóng)村居民幸福感的影響顯著；在工業(yè)煙粉塵的測(cè)度下，無論是東部地區(qū)還是中西部地區(qū)，環(huán)境不平等對(duì)農(nóng)村居民幸福感的影響均大于對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響。

六、影響機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)基準(zhǔn)回歸的結(jié)果可知，環(huán)境不平等對(duì)幸福感有顯著影響，那么，環(huán)境不平等是通過怎樣的作用機(jī)制對(duì)居民幸福感產(chǎn)生影響的？健康狀況、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)幸福感的影響如何？它們?cè)诃h(huán)境不平等影響幸福感的過程中發(fā)揮了怎樣的作用？針對(duì)上述問題，本文分別進(jìn)行了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)和中介效應(yīng)檢驗(yàn)。

（一）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

首先將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為控制變量加入模型中，結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)對(duì)居民幸福感的提高有顯著的積極作用。然后，對(duì)比表3 和表5 的回歸結(jié)果，可知在加入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)變量后，Giniw和Ginig的回歸系數(shù)仍顯著，且系數(shù)絕對(duì)值變大；而Ginig的系數(shù)則由不顯著變?yōu)轱@著。從計(jì)量的角度來看，系數(shù)大小或顯著性的變化是環(huán)境不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)相互作用的結(jié)果，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)可能會(huì)在環(huán)境不平等影響幸福感的過程中發(fā)揮作用。最后，將環(huán)境不平等與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互項(xiàng)加入模型中，發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)的系數(shù)均顯著，證實(shí)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的調(diào)節(jié)作用的確是存在的。具體而言，Giniw和Ginig與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的交互項(xiàng)系數(shù)為正，說明在環(huán)境不平等程度相同時(shí)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度快的地區(qū)的居民幸福感更高。同理，本文對(duì)健康狀況的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，對(duì)居民的健康狀況進(jìn)行控制，回歸結(jié)果表明，健康狀況對(duì)幸福感有顯著的正向影響，且顯著性水平達(dá)到1%。其次，通過對(duì)比表3 和表5，觀察在加入健康狀況后環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響是否發(fā)生改變。結(jié)果顯示，加入健康后，Giniw和Ginis盡管仍具備統(tǒng)計(jì)上的顯著意義，但系數(shù)的絕對(duì)值下降，而Ginig的系數(shù)由不顯著變?yōu)轱@著，表明健康有可能是環(huán)境不平等影響幸福感的作用機(jī)制。最后，在模型中加入環(huán)境不平等與健康的交互項(xiàng)，檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)是否存在。表5 的結(jié)果顯示交互項(xiàng)的系數(shù)均不顯著，說明環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響不取決于居民健康狀況的好壞，即便是對(duì)于健康素質(zhì)良好的居民，環(huán)境不平等也是影響其幸福感的一個(gè)重要因素，因此環(huán)境不平等問題應(yīng)當(dāng)?shù)玫礁嗟年P(guān)注。

表5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（二）中介效應(yīng)檢驗(yàn)

在對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行分析后，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)中介作用的存在。首先，分析Giniw與幸福感之間的關(guān)系。從路徑1 看，環(huán)境不平等由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)（Pgdp）影響幸福感的中介效應(yīng)為模型（2）中Giniw的系數(shù)0.928 與模型（4）中Pgdp的系數(shù)0.021 的乘積，該值為0.020 但不顯著；從路徑2 看，環(huán)境不平等由健康狀況（Health）影響幸福感的中介效應(yīng)為模型（3）中Giniw的系數(shù)-0.293 與模型（4）中Health的系數(shù)0.225的乘積，該值為-0.066 且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境不平等通過降低居民的健康狀況來降低幸福感的路徑是存在的。同理，從路徑3 看，環(huán)境不平等由經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)為0.092 且在1%的水平上顯著②此處的0.092 為表6 中模型（2）的系數(shù)0.928、模型（3）中的系數(shù)0.443 和模型（4）中的系數(shù)0.225 的乘積。下文中關(guān)于中介效應(yīng)的計(jì)算步驟與此處相同，故不再予以描述。，這表明環(huán)境不平等會(huì)通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)而改善居民健康狀況的方式對(duì)幸福感產(chǎn)生正向影響。為什么環(huán)境不平等程度的擴(kuò)大會(huì)帶來經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)？經(jīng)查閱相關(guān)資料后，本文認(rèn)為這源于在整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展過程中，由于各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異較大，一定程度上存在著勞動(dòng)分工和產(chǎn)業(yè)互補(bǔ)，故一味地追求絕對(duì)的環(huán)境平等反而會(huì)制約經(jīng)濟(jì)的進(jìn)一步增長(zhǎng)，不利于居民幸福感的提高。此外，對(duì)比路徑1 和路徑3可知，在環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響過程中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)完全是通過改善居民的健康狀況來發(fā)揮作用的，且在三條路徑中，路徑3 的中介效應(yīng)占比最大。探討完中介效應(yīng)后，對(duì)直接效應(yīng)進(jìn)行分析：模型（4）中Giniw的系數(shù)為-0.364 且在1%的水平上顯著，說明基于工業(yè)廢水測(cè)度的環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感具有顯著的負(fù)向影響。

表6 中介效應(yīng)的依次檢驗(yàn)法

其次，按照相同的方法和計(jì)算步驟，對(duì)工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙粉塵測(cè)度下的環(huán)境不平等與幸福感之間的關(guān)系進(jìn)行分析。在Ginig的測(cè)度下，路徑1 發(fā)揮的中介效應(yīng)為-0.117 但并不顯著；路徑2 發(fā)揮的中介效應(yīng)為-0.039 且不顯著，即此時(shí)健康狀況并非是環(huán)境不平等影響幸福感的中介變量；路徑3 發(fā)揮的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)為-0.284 且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境不平等會(huì)通過阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)進(jìn)而損害居民健康狀況的方式對(duì)幸福感產(chǎn)生負(fù)向影響。但環(huán)境不平等對(duì)幸福感的直接影響為0.274 且在5%的水平上顯著，故在兩種相反影響的作用下，此時(shí)環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感不存在顯著影響。

同理，在工業(yè)煙粉塵的測(cè)度下，路徑1 發(fā)揮的中介效應(yīng)為-0.011 且不顯著；路徑2 發(fā)揮的中介效應(yīng)為0.021 也不顯著；但路徑3 發(fā)揮的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)為0.126 且在1%的水平上顯著，說明環(huán)境不平等會(huì)通過促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)而改善居民健康狀況的方式提高居民的幸福感，并且環(huán)境不平等對(duì)幸福感的直接影響在1%的水平上顯著為正。對(duì)比工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙粉塵的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)工業(yè)廢氣測(cè)度下環(huán)境不平等對(duì)幸福感的直接影響均是正向顯著的，即環(huán)境不平等不僅可以通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來促進(jìn)幸福感，其本身對(duì)幸福感也有積極影響，表明“隧道效應(yīng)”理論在環(huán)境領(lǐng)域是存在的。

通過以上分析，不難得出下述結(jié)論：①無論是在工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫還是工業(yè)煙粉塵的測(cè)度下，環(huán)境不平等與幸福感的關(guān)系均是顯著的。表3 中關(guān)于Gini對(duì)幸福感無顯著影響的結(jié)論是“遮掩效應(yīng)”的作用結(jié)果（溫忠麟和葉寶娟，2014）。②只有在工業(yè)廢水的測(cè)度下，環(huán)境不平等對(duì)健康有顯著的負(fù)向影響且健康在環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響中起中介作用，而工業(yè)二氧化硫和工業(yè)煙粉塵測(cè)度下的環(huán)境不平等與健康之間不存在顯著關(guān)系。這也印證了前文提及的環(huán)境認(rèn)知差異，即工業(yè)廢水與居民健康之間的關(guān)系更為密切。③環(huán)境不平等對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)既存在顯著的積極影響也存在顯著的消極影響；而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)所發(fā)揮的中介作用主要是通過健康狀況來實(shí)現(xiàn)的，即經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)在三條路徑中最為重要。此外，機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果表明，基于不同污染物測(cè)度的環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平緊密相關(guān)。由于經(jīng)濟(jì)發(fā)展總是伴隨著工業(yè)污染物的產(chǎn)生，故在一定的時(shí)間范圍內(nèi)，人們會(huì)將工業(yè)排放視為經(jīng)濟(jì)繁榮的標(biāo)志，從而提高了幸福感。

七、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證實(shí)證結(jié)果具有較高的穩(wěn)健性和可靠性，本文首先采用替換模型的方法對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)，然后根據(jù)Bootstrap 法的原理，使用SPSS 軟件對(duì)中介效應(yīng)的回歸結(jié)果進(jìn)行了檢驗(yàn)。

（一）替換模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在幸福感的研究中，F(xiàn)errer-i-carbonell 和Frijters（2004）最先指出只要建立在回歸方程設(shè)定正確的基礎(chǔ)上，不論是將居民幸福感視作用于普通最小二乘回歸（OLS）的連續(xù)變量，還是視作用于Ordered Probit 或Ordered Logit 回歸的序數(shù)變量，都不會(huì)對(duì)最后實(shí)證結(jié)論的得出造成根本影響，即系數(shù)的方向與顯著性能夠保持高度一致，只是在系數(shù)數(shù)值上略有差異。因此，本文給出了OLS 模型和Ordered Logit 模型的回歸結(jié)果見表7。經(jīng)對(duì)比表3 和表7 后發(fā)現(xiàn)，OLS 回歸和Ordered Logit 回歸下各解釋變量的系數(shù)方向和顯著性均未發(fā)生改變，只在系數(shù)的大小上有所變化，證實(shí)了環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響具有較強(qiáng)穩(wěn)健性。

表7 基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（二）基于Bootstrap 的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

近年來，不少學(xué)者對(duì)依次檢驗(yàn)法的有效性和合理性提出質(zhì)疑，認(rèn)為直接對(duì)系數(shù)乘積進(jìn)行檢驗(yàn)的Bootstrap 法可信度更高（Hayes，2009）。對(duì)此，本文采取Bootstrap 法隨機(jī)抽樣5000 次，對(duì)由環(huán)境不平等、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、健康狀況和居民幸福感構(gòu)成的鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ瓦M(jìn)行檢驗(yàn)。Bootstrap 的檢驗(yàn)結(jié)果見表8，其中Effect 為效應(yīng)值的大小，BootSE為標(biāo)準(zhǔn)誤，BootLLCI 和BootULCI分別為置信區(qū)間的下限和上限（若該置信區(qū)間內(nèi)包含0 則說明結(jié)果顯著）。結(jié)果表明，環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響大體上是顯著的；且在環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響過程中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)最為顯著。這與依次檢驗(yàn)法得到的主要結(jié)論基本一致，說明本文所提出的關(guān)于環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響機(jī)制具有較高穩(wěn)健性。

表8 基于Bootstrap 的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

八、結(jié)論、政策與展望

本文研究了環(huán)境不平等對(duì)居民幸福感的影響，為破解我國(guó)的“伊斯特林悖論”之謎提供了新的研究視角。結(jié)果表明，環(huán)境不平等對(duì)幸福感的直接影響總是顯著的，并且在不同污染物的測(cè)度下，具有不同的表現(xiàn)：在工業(yè)廢水的測(cè)度下，環(huán)境不平等對(duì)幸福感有顯著的消極影響；而在工業(yè)廢氣的測(cè)度下，環(huán)境不平等對(duì)幸福感有顯著的積極影響。環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響存在異質(zhì)性，具體體現(xiàn)在區(qū)域和城鄉(xiāng)兩方面?？傮w來看，環(huán)境不平等對(duì)東部地區(qū)居民幸福感的影響大于中西部地區(qū)；工業(yè)廢水測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)城鎮(zhèn)居民的影響大于農(nóng)村居民，而工業(yè)廢氣測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)農(nóng)村居民的影響大于城鎮(zhèn)居民。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況是環(huán)境不平等影響居民幸福感的重要途徑。就調(diào)節(jié)作用而言，在環(huán)境不平等影響幸福感的過程中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起顯著的正向調(diào)節(jié)作用，而健康狀況的調(diào)節(jié)作用不顯著。就中介作用而言，環(huán)境不平等會(huì)通過降低居民的健康狀況進(jìn)而降低幸福感；環(huán)境不平等通過經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)直接影響幸福感的路徑不顯著，但經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況的鏈?zhǔn)街薪樽饔檬秋@著的，且在三條路徑中最為重要。

基于以上結(jié)論，本文得出政策啟示如下：①加強(qiáng)環(huán)境治理、降低環(huán)境不平等是未來發(fā)展的應(yīng)有之義。根據(jù)環(huán)境基尼系數(shù)走勢(shì)圖和空間分布情況，近年來我國(guó)省市間的環(huán)境不平等程度呈上升趨勢(shì)，且省份內(nèi)部的環(huán)境不平等也逐步擴(kuò)大。從長(zhǎng)遠(yuǎn)來看，環(huán)境不平等有悖于社會(huì)公平，可能造成環(huán)境質(zhì)量的進(jìn)一步惡化。因此，政府應(yīng)提高對(duì)環(huán)境不平等的重視程度，加強(qiáng)各省市間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展合作和污染排放控制合作，加大對(duì)污染嚴(yán)重地區(qū)的環(huán)境治理投入，促進(jìn)該地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型，以達(dá)到降低環(huán)境不平等、縮小地區(qū)間污染排放差異的目標(biāo)。②統(tǒng)籌區(qū)域和城鄉(xiāng)協(xié)調(diào)發(fā)展、推動(dòng)區(qū)域和城鄉(xiāng)一體化是改善居民整體幸福狀況的有力法寶。由于環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響在區(qū)域和城鄉(xiāng)上存在異質(zhì)性，因此政府一方面要深化生態(tài)保護(hù)補(bǔ)償制度改革，通過建設(shè)生態(tài)補(bǔ)償機(jī)制的方式追究污染方造成環(huán)境損害的責(zé)任和受益方應(yīng)盡的義務(wù)，保障生態(tài)脆弱地區(qū)的發(fā)展權(quán)益，從而解決區(qū)域利益失衡問題，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展；另一方面則要落實(shí)鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略，對(duì)相對(duì)落后的農(nóng)村地區(qū)加大政策扶持力度，避免污染物由城市向農(nóng)村轉(zhuǎn)移對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的阻礙，從而縮小城鄉(xiāng)差距，實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)融合。③堅(jiān)持以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心、提高居民健康水平是增加幸福感的必經(jīng)之路。根據(jù)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況是環(huán)境不平等影響居民幸福感的重要途徑。因此一方面要堅(jiān)定不移地走“以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心”的基本路線，為建設(shè)社會(huì)主義現(xiàn)代化強(qiáng)國(guó)的目標(biāo)奮斗；另一方面各地區(qū)政府應(yīng)始終貫徹《“健康中國(guó)2030”的規(guī)劃綱要》，加快完善醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)體系的腳步，尤其關(guān)注影響居民健康的環(huán)境規(guī)制問題，逐步建立健全環(huán)境與健康管理制度，盡可能降低環(huán)境惡化對(duì)人們?cè)斐傻慕】祿p害。

本文的局限性在于，在對(duì)環(huán)境不平等進(jìn)行測(cè)度及后續(xù)的實(shí)證研究中，采用的是單項(xiàng)指標(biāo)分析法，這樣做雖然有助于區(qū)分不同污染物測(cè)度下的環(huán)境不平等對(duì)幸福感的影響方向及大小，使研究?jī)?nèi)容更為深刻，但同時(shí)也帶來不夠全面的問題。對(duì)此，本文認(rèn)為可以通過采取構(gòu)建各類污染物的綜合指標(biāo)體系的方法予以彌補(bǔ)。此外，根據(jù)中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在加入經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和健康狀況兩個(gè)變量后，環(huán)境基尼系數(shù)的回歸系數(shù)仍為顯著，這表明可能還存在其他的作用機(jī)制需要深入探究。