内容提要：基于环境规制影响居民主观幸福感的内在机理，使用CFPS2012、2014、2016三年微观数据所构成的面板数据展开实证检验。研究发现：居民主观幸福感随着环境规制的增强而不断提升，因而环境规制是增进居民幸福感的重要动力源泉。当环境规制强度高于2.66时，居民主观感知的环境状况转优使得居民主观幸福感提升，即环境规制影响居民主观幸福感的主观感知效应存在。增强环境规制还可通过改善居民健康状况的健康效应和提升区域绿色技术创新效率的创新效应两种方式间接地增进居民主观幸福感，且健康效应的作用效果强于创新效应。相比中低收入人群、重污染地区和东部地区的居民，增强环境规制对高收入人群、轻污染地区和中西部地区居民的主观幸福感的影响更为突出。
关 键 词：环境规制 主观幸福感 主观感知效应 健康效应 绿色技术创新效率
一、 引 言
改革开放四十年来，举世瞩目的经济成就促使中国步入中国特色社会主义新时代，人民物质生活水平也伴随着经济的高速增长而不断提高。但近年来，随着空气污染、水污染等环境问题日益凸显，居民的幸福感并未因经济增长而显著提升，甚至出现了下滑的现象。在工业化发展初期，中国以粗放型的经济增长模式取得了经济的快速增长，但工业污染物的过度排放严重破坏了人们的生存环境，这使得人们对美好生存环境的追求难以实现，因而居民幸福感指数持续下降。突出的环境问题引起了社会的广泛关注，为实现经济与环境的协调发展，中国将环境保护的各项工作提上日程，中央和地方政府出台了“大气十条”、“水十条”、“土十条”等一系列环境保护措施，并建立了中央环保督查制度。日益增强的环境规制凸显了中国政府治理环境污染的决心，环境规制在改善居民生存环境的同时，也提高了居民幸福感。因此，深入研究环境规制对居民幸福感的影响具有重要的现实意义。
考虑到环境状况可能是影响居民幸福感的重要因素，学术界对环境质量与居民幸福感之间的联系展开了广泛的研究，但多数学者主要从环境污染的角度研究环境对居民主观幸福感的影响，而从环境规制的视角对居民主观幸福感的研究相对较少。鉴于此，本文首先分析了环境规制影响居民幸福感的内在机理，然后在此基础上使用由CFPS2012、2014、2016的截面数据合并而成的面板数据，并借助门槛效应模型和中介效应模型实证检验了环境规制影响居民幸福感的直接效应和间接效应。本文的研究可为政府推进生态文明建设、提高居民幸福感提供理论指导和实证支撑。
二、 文献综述
随着环境质量对人们生活的影响日益凸显，大量学者开始研究环境质量对居民幸福感的影响，现有文献基于气候条件、空气质量、自然灾害、社会环境气氛、政府质量(Rehdanz等，2015；Altindag等，2017)等视角对环境质量与居民幸福感之间的关系展开了广泛的理论探讨和深入的实证研究，具体可以分为以下三个方面的内容：
第一，自然环境污染对居民幸福感的影响研究。多数学者仅从环境问题的一个具体方面入手，着重研究了空气污染对居民主观幸福感的影响。杨继东等(2014)、Zhang等(2017)通过实证检验均得出空气污染降低了居民幸福感的结论。另一些学者从多种污染物的角度研究了环境污染对幸福感的影响。Rehdanz等(2008)的研究表明空气污染和噪音污染显著降低了居民的主观幸福感。李梦洁(2015)从水污染、空气污染和固体污染三个角度研究了环境污染对居民主观幸福感的影响，客观的环境污染有利于增进幸福感而主观感知的环境污染对幸福感有负向影响。还有一些学者研究了自然灾害对居民幸福感的影响，如Rehdanz等(2015)认为旱灾、洪涝灾害、海啸和核事故等自然灾害降低了居民幸福感。
第二，社会环境质量对居民幸福感的影响研究。一些学者验证了居民居住环境和工作环境对幸福感的作用。Ambrey等(2011)和陈叶秀等(2015)分别以澳大利亚和北京市城区为研究对象，实证检验了市容环境对居民幸福感的影响，得出加强社区环境治理、优化市容环境有利于提高居民生活满意度的结论。黄永明等(2013)则同时考虑了居住环境和工作环境对幸福感的影响，结果表明改善居住环境和工作环境是提升居民幸福感的重要途径。另一些学者则从单一社会事件入手，考察社会环境对居民幸福感的影响。恐怖主义、内战、腐败等社会事件引起的社会动荡对居民幸福感产生了巨大的负面影响(Frey等，2009)，而体育赛事为主办城市营造了节日性的氛围，居民在城市中感知到的庆祝气氛提高了自身的幸福感。
第三，政府制度质量对居民幸福感的影响研究。多数学者侧重研究整体制度质量对居民幸福感的影响。Walsh(2012)、Altindag等(2017)从政府腐败程度、社会民主度及公众权利等方面检验了政府制度质量对居民幸福感的影响，并认为政府构建较优的制度环境有助于提升居民幸福感。也有少数学者在构建的制度质量指标中引入了环境治理效率、空气质量等环境指标，考察环境规制对居民幸福感的影响(陈刚等，2012)。李梦洁(2015)认为环境规制能抑制环境污染对居民幸福感产生的绝对和相对的剥夺效应，从而提高社会福利和居民幸福感。
习近平总书记在中共十九大报告中强调指出：“要在继续推动发展的基础上，着力解决好发展不平衡不充分问题，大力提升发展质量和效益，更好满足人民在经济、政治、文化、社会、生态等方面日益增长的需要，更好推动人的全面发展、社会全面进步。”[14]这一论述是马克思关于人的全面发展理论在当代中国的与时俱进，是对新时代坚持和发展什么样的中国特色社会主义、怎样坚持和发展中国特色社会主义这个重大时代课题的深刻解答。新时代中国特色社会主义的总目标、总任务、“五位一体”的总布局、“四位一体”的战略布局等等，其实现都离不开人的主体作用。把经济社会的全面进步与人的全面发展联系起来，已然成为解决人的发展问题的话语内核。
其次，计算各项指标的权重。由于各省的污染物排放存在差异，为准确反映政府对环境治理强度的变化，应当对各单项指标赋予不同的权重，具体的计算方法为:
三、 环境规制影响居民幸福感的内在机理
环境规制是针对现有环境问题提出的应对措施，适度的环境规制有利于减少污染物排放、降低能源损耗，从而改善环境状况，并进一步增进居民主观幸福感。环境规制既能对居民主观幸福感产生直接影响，亦能通过影响居民主观感知的环境状况、健康状况和绿色技术创新效率，进而对居民主观幸福感产生间接影响。
随便举两个小说中没提过，但当初已经设定好的例子。比如说莫寻欢的原名是梁慎之，这名字和他性情完全不搭，不过他在梁家是庶子出身，取这样的名字也是应有之义。再比如叶云生叶大侠常年穿白衣，并不是他觉得白衣如何潇洒，而是因为这套白衣根本就是叶家子弟的练功服，他觉得方便又便宜就一直穿同款，幸而叶子生得好，硬穿出了贵族范和大侠范。
假说1：居民主观幸福感随着环境规制的增强而不断提升，因而环境规制是增进居民幸福感的重要动力源泉。
第二，环境规制可能以改善居民主观感知的环境状况的方式间接影响居民主观幸福感。现有文献对中国居民主观的环境偏好进行了大量的研究，普遍认为中国居民厌恶环境污染，严重的环境污染问题会显著降低居民的主观幸福感(黄永明等，2013)，居民幸福感随着居民对环境的满意程度提升而提升，即处于自我感觉优美的自然环境中的人们会感受到更加强烈的幸福感(Guillen等，2013)。居民主观感知的环境状况越好，表明环境治理效果越好，客观存在的环境规制强度也就越大。而居民生存环境的改善会使居民感受到自身生活质量提高，满足了居民对美好生活的追求，因而居民的主观幸福感得以提升。但是环境规制下居民主观感知的环境状况可能并未转优：现实中环境法规和政策实施的成效具有滞后性，在短期内改善环境状况的作用效果并不明显。此外，当环境规制较为宽松时，污染问题难以得到有效解决甚至会导致污染加重，居民无法感知到环境状况的改善，所以居民主观幸福感并未得以提升。
假说2：主观感知效应。当且仅当环境规制高于某一阈值后，居民主观感知到更优的环境状况才能增强居民主观幸福感。而当环境规制低于该阈值时，环境质量的改善并未能达到居民的期望，居民主观幸福感无法提升。
第三，环境规制通过影响居民的健康状况，进而影响了居民幸福感。环境污染会严重危害人的身体健康，空气污染降低了人体免疫力，增加了呼吸道疾病的发病率，水污染和土壤污染不利于食品安全并可能会诱发癌症。而身体健康状况是影响居民幸福感的一个重要因素，较差的健康状况往往会使人们情绪低落，人们因此丧失对生活的信心，幸福感指数不高(Angner等，2013)。政府加强环境规制有利于改善社会的环境质量，居民生存环境的改善又会降低其患病几率，最终居民因自身健康状况转优而感受到幸福感提升。
假说3：健康效应。环境规制有助于提升环境质量，从而削弱环境污染给人们身体健康带来的不利影响，故而增强环境规制可能会以改善居民的健康状况的方式间接地增进居民幸福感。
第四，环境规制通过促进社会技术进步的方式间接影响了居民幸福感。“波特假说”认为适当的环境规制有利于驱动企业技术创新，技术创新以提高企业生产力的方式缓解了环境规制所带来的成本压力，并且提高产品质量和产业生产率。换言之，环境规制所引致的技术创新有利于提升企业的生产效益和区域的绿色技术创新效率，绿色技术创新效率进一步会推动经济增长。经济增长是增进居民幸福感的重要动力源泉，经济增长不但使居民生活水平不断提高，而且促使居民形成对未来收入增长的乐观预期(陈刚等，2012)。此外，由技术创新推动的社会进步给人们的生活带来了极大的便利，居民对生活的满意度也随之上升。
假说4：创新效应。环境规制激励企业技术创新并促进企业绿色技术创新效率提升，从而通过促进社会进步的方式提升了居民幸福感。因此，环境规制通过技术创新间接提升了居民的幸福感。
四、 计量模型、变量与数据
1.模型设计
为考察环境规制强度对中国居民幸福感的影响，本文基于Zhang等(2017)的研究，设置如下面板数据模型进行实证检验：
1949年8月，韶山解放了。毛泽东的堂弟毛泽连、表弟李云凤趁着秋收后的农闲，到中南海看望毛泽东。毛泽东兴奋地说：“三年不上门，当亲也不亲。你们来看我，我很高兴啊！”
Happinessijt=β0+β1Enrijt+β2Privateijt+β3Provinceijt+λi+δj+ηt+εijt
(1)
其中，i表示省份，j表示个体，t表示时间，被解释变量Happinessijt表示i省份的第j个被调查者在t时的主观幸福感，本文使用受访者自我报告的生活满意度加以衡量；核心解释变量Enrijt代表受访者j所处的i省(市)在t时的环境规制强度；Privateijt和Provinceijt都是代表控制变量的集合，前者表示i省(市)第j个被访者的性别、年龄、家庭收入、健康状况、主观环境状况等一系列微观个体特征；后者表示受访者j所处的i省(市)在t时刻的经济发展水平、绿色技术创新效率和产业结构三个宏观经济变量；λi、δj、ηt、εitj分别为省份效应、个体效应、时间效应以及误差项。
2.变量选取与数据来源
(1) 被解释变量：居民主观幸福感。目前大多学者采用受访者自我报告的幸福感作为测度主观幸福感的指标(Altindag等，2017)，本文也采用类似的方法，使用被访问者对各年中国家庭追踪调查中的问题“您对自己生活的满意程度?”的回答结果来衡量居民主观幸福感。受访者被要求从1-5(依次代表“很不满意”、“不满意”、“一般”、“满意”以及“非常满意”)中选择一个来对此问题作答。
上述微观个人数据来自于CFPS2012、2014、2016，地区宏观变量的数据来自于《中国环境统计年鉴》和《中国城市统计年鉴》。由于CFPS的访问时间通常横跨两个年度，对每个个体的调查时间不一致，而且宏观环境对个体的影响具有滞后效应，为使检验更加准确并在一定程度上控制内生性的问题，本文分别采用2011、2013、2015年宏观控制变量的数据进行研究。本文首先从各年的CFPS原始数据中选取主要的研究变量，并按家庭编码合并CFPS成人库与家庭库的数据，然后按省份编码将环境规制变量和宏观控制变量与个人进行匹配。最后，按照个人编码合并2012、2014和2016年三年的截面调查数据，剔除缺失值和异常值，得到包含16766个调查个体的50298个观测值的平衡面板数据，各变量的描述性统计如表1所示。
LIU Panpan, JIA Lian, LYU Linlin, et al. Chemical forms and bioavailability of heavy metals in soil around an iron mine in Anshan[J]. Conservation and utilization of mineral resources, 2018(6):127-131,139.
二是环境治理成效。参考沈坤荣等(2017)的做法，本文将各省份的工业二氧化硫去除率、工业烟(粉)尘去除率两个单项指标构建为一个综合的环境规制指标，用作稳健性检验，具体的做法如下:
首先，对上述两个单项指标进行标准化处理，将两个指标都转换为0-1之间的值，公式如下：
(2)
其中，xij表示第i个省份第j类指标的原值，min(xj)和max(xj)分别表示第j类指标中的最小值和最大值，xij*表示第i个省份第j类指标标准化后的值。
国内关于环境对居民幸福感的研究相对较少，大多学者是从环境污染的角度进行研究，并且集中于研究空气污染等环境问题的某一具体方面对居民幸福感的影响。学术界基于环境治理的视角研究环境质量对幸福感的影响较为少见，且环境质量影响居民幸福感内在机理的相关研究仅从身体健康与环境福利的角度进行分析，并未考虑环境规制通过提升绿色技术创新效率的方式增进居民主观幸福感。本文深入分析了环境规制影响居民幸福感的传导机制，从主观感知效应、健康效应和创新效应三个方面阐释环境规制影响居民幸福感的内在机理，并在此基础上进行实证检验。此外，基于CFPS微观数据的相关研究大多使用的是某一年的截面数据，本文将CFPS2012、2014、2016三年的数据合并为面板数据，从而减少内生性偏误，使结果更加可信。
(3)
其中，pij为第i个省份第j种污染物排放量，包括二氧化硫排放量和工业烟(粉)尘排放量两个指标；Vi为第i个省份的工业增加值。αij为第i个省份第j个单项指标的权重，用第i个省份第j种污染物排放量占全国污染物排放量比重除以第i个省份的工业增加值占全国工业增加值来表示。
我一口咽下了嘴里正在嚼的东西，非常不合时宜地回了一句：“有点小意外，但也不奇怪。毕竟，当年人家上自习、坐镇图书馆啃书、疯狂备战GRE的时候，我们却在宿舍里，躺在床上上网聊天、看美剧和睡懒觉。”
第一，环境规制的增强可对居民主观幸福感产生直接影响。一方面，环境规制政策的实施有助于减轻居民对环境污染问题的忧虑，增加居民对环境质量信心，同时也会增强居民对政府环境治理责任的信心。另一方面，环境规制会改善环境状况、缓解环境污染问题，使得居民的生存环境得以改善、生活质量得以提升，因而居民主观幸福感得以提升。
Happinessijt=c0+c1Enrijt+c2Mijt+c3CVijt+λ3i+δ3j+ε3ijt
(4)
(3) 控制变量：本文借鉴Zhang等(2017)关于幸福感影响因素的研究，在回归模型中引入微观个体特征和宏观经济因素作为控制变量用以考察其它因素对居民主观幸福感的影响。其中，微观个体特征指标包括：性别、年龄、受教育年限、健康状况、家庭收入、工作状况、婚姻状态、主观环境状况。由于老年人和青少年的压力较小，而中年人肩负着更重的社会责任，因而中年人的幸福感相对较低，本文引入年龄的平方项(age2)来考察年龄与幸福感的非线性关系。健康状况(health)采用受访者对CFPS问卷中受访者自评的健康状况，取值介于1-5，取值越小表明身体越健康。主观环境状况(environment)采用受访者对CFPS问卷中“中国环境问题严重程度”的评分来表示，取值介于0-10，取值越大表明环境问题越严重。由于health、environment为负向变量，为简化分析过程，本文对这两个指标进行正向化处理。宏观控制变量包括人均GDP、产业结构、绿色技术创新效率三个指标，分别用来衡量不同地区的经济增长水平、产业结构和环境规制下的技术创新水平。
(4) 绿色技术创新效率的测算：本文使用Matlab软件基于非期望产出的SBM模型，以R&D人员全时当量、R&D经费内部支出、新产品研发支出为投入变量，以专利申请数、专利申请授权数、新产品销售收入和工业增加值为期望产出变量，以废水排放总量、二氧化硫排放总量、烟(粉)尘排放总量为非期望产出变量，计算各省份的绿色技术创新效率。
(2) 核心解释变量：环境规制强度。环境规制强度指标可以采用污染物治理支出或投资情况、污染物排放达标情况、基于多种污染物指标构建的综合指标等，本文分别采用以下两种方法来衡量环境规制指标：
东昌府区现为全国最大的葫芦种植、加工和销售基地，葫芦种植区域以堂邑镇为中心，辐射周边的梁水、闫寺、柳林等乡镇[2]。目前，东昌府区葫芦种植面积达8000多亩，年产葫芦6000余万个，约占全国总产量的60%；葫芦加工企业400余家，从业人员5000余人，加工葫芦4000万余个，占全国60%以上的份额。东昌葫芦不仅销往国内市场，而且还出口至美国、英国、韩国、台湾等国家和地区，年销售额近3亿元，形成了颇为庞大的葫芦文化产业规模。
表1描述性统计
变量变量描述均值标准差最小值最大值Happiness生活满意度(很不满意=1,不满意=2,一般=3,满意=4,非常满意=5)3.611.061.005.00Enr1环境污染治理投资/GDP1.310.600.403.10Enr2环境规制综合指数2.212.090.3215.04environment中国环境问题严重程度(environment=0-10,取值越大表明环境状况越好)3.792.730.0010.00health健康状况(health=1-5,取值越大表明健康状况越好)2.871.211.005.00GTIE绿色技术创新效率0.680.200.301.00gender性别(男性=1,女性=0)0.490.500.001.00age年龄48.7014.4916.0094.00age2年龄平方的对数值7.670.665.559.09urban是否为城镇居民(城镇=1,乡村=0)0.470.500.001.00edu受教育年限(幼儿园=3,小学=6,初中=9,高中=12,专科=15,本科=16)6.174.630.0019.00finc家庭收入的对数值10.321.220.0015.94
(续表)
变量变量描述均值标准差最小值最大值work是否有工作(有工作=1,无工作=0)0.760.430.001.00marriage婚姻状况(已婚或同居=1,未婚或丧偶=0)0.930.260.001.00pgdp人均GDP的对数值10.360.449.55711.336instru第二产业增加值/GDP0.480.070.1970.590
五、 实证分析
1.基本回归
由于衡量居民幸福感的被解释变量主观幸福感(Happiness)是一个有序离散变量，其取值范围在1-5之间，故本文采用面板随机效应的Ordered Logit模型进行回归。为检验实证结果是否稳健，表2中除了列示基本回归结果外，还列示了对核心解释变量进行替换和滞后的检验结果，其中第2-4列的被解释变量为环境污染治理投资额占GDP比重(Enr1)，第5-7列的被解释变量为综合的环境规制指标(Enr2)，第8-10列为Enr1滞后一期的结果。
各项指标数据来源于门头沟区2008—2010年的《北京市门头沟区统计年鉴》和对樱桃沟小流域所做的实地调查，数据处理后得到樱桃沟小流域可持续发展评价指标权重。
表2基本回归结果与稳健性检验结果
变量核心解释变量为Enr1核心解释变量为Enr2Enr1滞后一期(1) (2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)(9)Enr0.227∗∗∗0.215∗∗∗0.258∗∗∗0.035∗∗∗0.028∗∗∗0.045∗∗∗0.077∗∗∗0.076∗∗∗0.086∗∗∗(1.255)(1.2397)(1.2943)(1.2452)(1.2304)(1.2844)(1.0804)(1.0784)(1.0899)environment-0.025∗∗∗-0.024∗∗∗-0.026∗∗∗(0.9751)(0.9763)(0.9744)health0.399∗∗∗0.390∗∗∗0.400∗∗∗(1.4898)(1.4768)(1.4911)GTIE0.557∗∗∗0.524∗∗∗0.395∗∗∗(1.7460)(1.7976)(1.4841)gender-0.156∗∗∗-0.238∗∗∗-0.157∗∗∗-0.167∗∗∗-0.248∗∗∗-0.169∗∗∗-0.162∗∗∗-0.243∗∗∗-0.162∗∗∗(0.8555)(0.7886)(0.8550)(0.8504)(0.7844)(0.8493)(0.8507)(0.7844)(0.8504)age0.110∗∗∗0.103∗∗∗0.109∗∗∗0.110∗∗∗0.103∗∗∗0.108∗∗∗0.110∗∗∗0.103∗∗∗0.108∗∗∗(1.1167)(1.1086)(1.1148)(1.1170)(1.1096)(1.1152)(1.1160)(1.1079)(1.1143)age2-1.994∗∗∗-1.655∗∗∗-1.974∗∗∗-1.966∗∗∗-1.640∗∗∗-1.947∗∗∗-1.976∗∗∗-1.638∗∗∗-1.958∗∗∗(0.1362)(0.1910)(0.1388)(0.1365)(0.1893)(0.1392)(0.1386)(0.1943)(0.1411)urban-0.009-0.005-0.017-0.032-0.028-0.041-0.028-0.023-0.034(0.9915)(0.9950)(0.9828)(0.9850)(0.9895)(0.9740)(0.9724)(0.9773)(0.9669)edu0.015∗∗∗0.011∗∗∗0.018∗∗∗0.021∗∗∗0.017∗∗∗0.024∗∗∗0.018∗∗∗0.015∗∗∗0.021∗∗∗(1.0148)(1.0114)(1.0178)(1.0174)(1.0132)(1.0208)(1.0183)(1.0146)(1.0216)finc0.113∗∗∗0.108∗∗∗0.112∗∗∗0.104∗∗∗0.099∗∗∗0.103∗∗∗0.108∗∗∗0.103∗∗∗0.108∗∗∗(1.1198)(1.1135)(1.1186)(1.1845)(1.1092)(1.1141)(1.1145)(1.1086)(1.1140)work0.182∗∗∗0.094∗∗∗0.172∗∗∗0.173∗∗∗0.087∗∗∗0.163∗∗∗0.184∗∗∗0.095∗∗∗0.177∗∗∗(1.1999)(1.0986)(1.1875)(1.1158)(1.0878)(1.1700)(1.2017)(1.0994)(1.1932)marriage0.541∗∗∗0.523∗∗∗0.543∗∗∗0.555∗∗∗0.539∗∗∗0.557∗∗∗0.548∗∗∗0.529∗∗∗0.549∗∗∗(1.7181)(1.6875)(1.7217)(1.7390)(1.7100)(1.7437)(1.7290)(1.6975)(1.7316)pgdp-0.027-0.053∗-0.128∗∗∗0.084∗∗0.01480.012-0.105∗∗∗-0.127∗∗∗-0.184∗∗∗(0.9738)(0.9585)(0.8802)(1.1098)(1.0448)(1.0103)(0.9002)(0.8807)(0.8320)instru-1.116∗∗∗-1.114∗∗∗-0.721∗∗∗-1.341∗∗∗-1.247∗∗∗-0.942∗∗∗-1.093∗∗∗-1.102∗∗∗-0.836∗∗∗(0.3274)(0.3282)(0.4864)(0.2052)(0.2359)(0.3057)(0.3351)(0.3320)(0.4335)N502985029850298464764647646476502985029850298
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著，括号内为各变量的几率比。
由表2可以得出以下两点主要结论：第一，环境规制指标的弹性系数在基本回归检验和稳健性检验中均显著为正，表明加强环境规制有助于增进居民主观幸福感，并且检验结果是稳健的。Enr1滞后一期的系数出现了显著下降，表明2014年的环境规制对居民主观幸福感的提升作用相比2015年有所减弱，环境规制对居民主观幸福感的影响可能在短期内更有效。政府通过制定环保政策法规的方式来改善环境状况，环境质量的改善为人们创造了更优的生存环境，居民幸福感可能随着环境状况的改善或社会绿色技术创新效率的提升而得以提升。因此，加强环境规制确能增进居民的主观幸福感，假说1得以验证。但环境规制的作用机制尚待下文进行进一步检验。第二，environment的弹性系数在第2、5、8列的方程中均为负数，且通过了1%的显著性检验，表明居民主观感知的环境状况改善反而显著降低了居民主观幸福感，但理论上环境规制会改善环境状况从而使得居民主观感知的环境状况改善，居民主观幸福感应该提升，出现相反结果的原因可能是环境规制力度不大导致环境未有明显改善，环境状况距离居民的期望甚远，即可能存在门槛效应，下文将对此进行检验。health和GTIE的弹性系数在各个回归方程中均通过了1%的显著性检验，且系数均为正数，表明个人健康状况越好其主观幸福感越高，提升地区的绿色技术创新效率能促进居民主观幸福感提升。居民对环境问题的主观评价反映了环境污染的严重程度，环境污染越严重居民身体健康受到的威胁越大，居民的幸福感水平也就越低。一个地区的绿色技术创新效率提高表明该地区的产能利用率提高、技术创新水平提高，因而居民主观幸福感随着社会进步和生活质量的改善得以提升。环境规制还可能通过影响居民主观感知的环境状况、居民健康状况、地区绿色技术创新效率间接影响居民主观幸福感，即环境规制对居民幸福感的影响可能存在中介效应，下文将进行检验。限于篇幅，本文省略了对控制变量结果的分析。
2.门槛检验
为进一步探究不同环境规制强度下不同核心解释变量对居民主观幸福感的影响是否发生变化，本文选用环境规制(Enr1)作为门槛变量，并设定如下面板门槛模型进行检验：
培训是提升教师和学生信息技术应用能力的重要途径之一。经过近几年的实践和探索，我校最终形成了“五环五步”的教师层面培训策略和“课堂教学与主题教育相结合”的学生层面培训策略。
Happinessijt=α1Aijt*I(Enrijt≤a)+α2Aijt*I(Enrijt≥a)+α3Xijt+λi+δj+εijt
(5)
其中，Happiness为居民主观幸福感；Enr为门槛变量，a为门槛参数，I是指标函数；A包括environment、health和technology三种变量，X为控制变量，其他变量含义同前。环境规制的门槛效应检验结果列示在表3和表4中。
表3门槛模型估计结果
门槛个数(Enr1)F值P值10%5%1%单门槛检验83.73037.6140.9151.13双门槛检验51.540.144101.08122.57144.76门槛值估计结果Enr=2.6695%的置信区间(2.5650,2.6800)
注：表中F值、P值和临界值均采用Bootstrap法重复500次所得。
表4环境规制的门槛效应检验结果
变量(1) Happiness(2) Happiness(3) Happinessenvironment0(Enr1<2.66)-0.012∗∗∗(-6.20)environment1(Enr1>=2.66)0.018∗∗∗(3.68)health0(Enr1<2.66)0.111∗∗∗(20.46)health1(Enr1>=2.66)0.167∗∗∗(20.84)technology0(Enr1<2.66)0.307(4.19)technology1(Enr1>=2.66)0.650(8.55)N502985029850298
注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的统计水平上显著，括号内为各变量的t值，本表省略了控制变量和常数项的估计结果。下表同。
由表3可知，当环境规制变量作为门槛变量时，存在单门槛效应且单门槛变量值的分界点为2.66，但不存在双重门槛效应。由表4中第2列的结果可知，当Enr1<2.66时，environment的弹性系数为-0.012，并通过了1%的显著性检验，可能的原因是虽然此时的环境规制使环境状况有所改善，但是居民主观感知的环境状况并未能达到其预期值，所以当环境规制强度较低时，居民感知到较差的环境状况，居民主观幸福感不能得到提升；而当Enr1>=2.66时，environment的弹性系数为0.018，并通过了1%的显著性检验，表明居民主观感知的环境状况改善有利于提升居民主观幸福感，此时环境规制影响居民主观幸福感的主观感知效应存在。原因在于，当环境规制较强时，环境质量会明显改善并且达到居民心中的期望水平，居民感知到优良的环境状况促使居民幸福感得以提升。因此，假说2的观点得以验证。
第3-4列的结果表明当环境规制强度大于2.66时，health和technology的弹性系数均显著变大，表明环境规制加强后居民健康状况和地区技术创新水平对居民主观幸福感的影响提升，原因在于：一是较强的环境规制会对环境状况改善的力度更大、效果更佳，居民主观幸福感因自身健康状况改善得以提升；二是加强环境规制倒逼企业技术创新，从而促进了社会进步、提高了居民生活质量，最终提升居民幸福感。
3.机制检验
为进一步研究环境规制是否能通过主观感知效应、健康效应以及创新效应间接地影响居民主观幸福感，本文构建如下的中介效应模型进行检验：
一是环境污染物治理投资强度。现有文献使用污染治理成本占工业产值的比重或污染治理投资额占GDP比重来估算环境规制强度。从环境污染物治理投资强度的角度，并充分考虑数据的可得性，本文使用环境污染治理投资额占GDP比重作为衡量环境规制强度的指标。
Happinessijt=a0+a1Enrijt+a2CVijt+λ1i+δ1j+ε1ijt
(6)
Mijt=b0+b1Enrijt+a2CVijt+λ2i+δ2j+ε2ijt
(7)
最后，根据公式(4)可以计算出各地区的环境规制强度指数。
(8)
其中，M为可能的中介变量，包括environment、health和GTIE三种；CV为控制变量，包括gender、age、urban等一系列个人微观变量与地区宏观变量；其余变量的含义同前。
把FBG传感器铠装光缆沿PHC管桩钢筋笼受力钢筋敷设，铠装光缆每间隔250 mm用铁丝绑扎.铠装光缆敷设过程要平缓，不得出现硬折和“V”型，同时铠装光缆弯曲半径不得小于规定尺寸.
近年，电视显示技术的不断提升，人们能够从电视中获得的色彩越发鲜艳亮丽。随着OLED、量子点技术的火热一度成为市场焦点，以及诸多例如4K、8K、HDR、防蓝光、裸眼3D等技术也不断进入人们的眼帘，导致很多消费者在购买电视时难免产生困扰，究竟哪种技术才是最适合我们家庭的呢？
首先使用Hausman检验对本文的面板数据进行检验，结果表明应当选择固定效应模型。中介效应的检验结果列示在表5中，第2列为方程(6)的结果，第3、5、7列为方程(7)的结果，第4、6、8列为方程(8)的结果。
本文使用的是来自200个地震台站、采样率为100Hz的三分量加速度数据。首先，将加速度数据转换为地震解析码格式，并用100为因子进行抽取，将抽样频率减少到1Hz。抽取的过程并不是必须的，但可用来减少计算时间。然后，将抽取的加速度的每个分量k（t）转换为位移A（t）。这个转换通过使用递归数字滤波器和机械地震仪的频率响应对k（t）进行两次积分完成。
由表5的结果可以得出以下结论：第一，三种中介效应的c2b1值均不为0，应当拒绝不存在中介效应的原假设。第4、6、8列中Happiness的弹性系数变小且通过了1%的显著性检验，说明environment、health和technology为部分中介变量，Enr1对幸福感的影响主要通过两条路径：一是直接作用于因变量，二是通过中介变量作用于因变量。这进一步验证了假说1。第二，主观环境状况、健康状况和绿色技术创新效率的中介效应分别为0.0017、0.0066、0.0029，三种中介效应占总效应的比重(c2b1/a1)分别为1.69%、5.92%和2.60%。第2和4列中Enr1和environment的系数均显著为负，因为环境规制具有门槛效应，当环境规制强度跨越门槛值后，环境规制强度每提高1%可以通过提升居民主观感知的环境状况来推动居民主观幸福感上升0.0017个单位，这进一步验证了假说2的观点。第5-8列中Enr1的系数均显著为正，表明环境规制影响居民幸福感的健康效应和创新效应均存在，且健康效应的作用效果稍强于创新效应。本文使用的是相对调查时间滞后一期的环境规制变量，环境规制对居民生活和地区发展都产生了一定影响：一方面，环境规制加强能以缓解空气污染、水污染问题的方式提高居民的身体健康水平，环境管制的加强也会使得居民对自身健康状况的忧虑减小，最终居民幸福感因自身健康状况改善而得以提升；另一方面，环境规制有利于推动地区技术创新，技术创新所带来的社会进步提高了居民生活水平，有利于增进居民幸福感。因此，假说3和假说4得以验证。
表5中介效应的估计结果
(1) (2) (3)(4)(5)(6)(7)HappinessenvironmentHappinesshealthHappinessGTIEHappinessEnr10.111∗∗∗-0.153∗∗∗0.109∗∗∗0.057∗∗∗0.104∗∗∗0.007∗∗∗0.108∗∗∗(8.97)(-4.51)(8.84)(4.69)(8.49)(9.42)(8.74)environment-0.011∗∗∗(-5.12)health0.114∗∗∗(20.10)GTIE0.397∗∗∗(5.30)N50298502985029850298502985029850298c2b10.00170.00660.0029c2b1/a11.69%5.92%2.60%
4.分样本估计
为进一步探究环境规制对不同群体居民的幸福感产生的影响大小有何差异，本文依次根据环境污染状况、居民家庭收入水平和所住地区三种条件对样本进行分组，然后采用面板Ordered Logit模型估计了环境规制对各组居民幸福感的影响，结果汇报在表6中。
(1) 按客观的环境污染程度划分。本文参考朱平芳等(2011)的方法，从工业废水、工业二氧化硫及工业烟(粉)尘三种污染物的排放量出发，计算环境污染综合指数(pollutioni)。设pollutioni<1的省份为轻污染地区，pollutioni>1的省份为重污染地区。由表6可知，无论在轻污染环境下还是在重污染环境下，环境规制增强都能显著提升居民主观幸福感，但环境规制对轻污染环境下居民主观幸福感的影响更大。因为短期内环境规制对于重污染地区的环境改善效果并不明显，而只要对轻污染地区稍加治理就能改善其环境状况，因此轻污染地区的居民相比重污染地区的居民更易感受到环境状况变好，那么轻污染地区居民的主观幸福感就会有显著提升。
(2) 按收入划分。本文将家庭收入从低到高依次排序，家庭收入25%分位数为16854元，75%分位数为60500元，那么假设家庭收入低于16854元的为低收入人群，家庭收入介于16854-60500元的为中等收入人群，家庭收入高于60500元的为高收入人群。由表6可知，随着居民收入水平的不断提高，环境规制的系数和几率比不断增大，表明相比中低收入人群，环境规制更能促进高收入人群的幸福感提升。一方面，高收入人群有更高的环境质量要求，对由环境恶化引起的健康问题也更加关注，环境规制增强使得高收入人群对环境问题和自身健康问题的忧虑减少，而中低收入人群对生活质量的要求较低，增强环境规制对低收入人群的影响相对较小，所以增强环境规制更有利于提升高收入居民的幸福感。
4.临床症状评估：对排便间隔天数、排便困难/用力排便、排便不尽/坠胀感、粪便性状、腹胀等5项进行评分，记录治疗前、后的变化(表1)。粪便性状按照大便性状图谱Bristol分型：Ⅰ型大便为坚果状硬球；Ⅱ型为成块但呈腊肠状；Ⅲ型为腊肠状，表面有裂缝；Ⅳ型为表面光滑，柔软似腊肠；Ⅴ型为软团状；Ⅵ型为糊状便；Ⅶ型为水样便[8]。
6．NLRP3炎症小体组分及效应分子蛋白表达检测：取胰腺组织，应用裂解液提取蛋白质，采用蛋白质印迹法检测NLRP3、ASC、caspase-1、IL-1β、pro-IL-1β蛋白表达，以β-actin为内参。兔抗鼠NLRP3、ASC、caspase-1、IL-1β、pro-IL-1β抗体均购于北京博奥森生物有限公司，工作浓度分别为1∶200、1∶200、1∶500、1∶300、1∶300，最后ECL发光，X片曝光、显影、定影、扫描，以目的条带与内参条带灰度值比表示相对表达量。
(3) 按地区划分。本文将受访居民按其生活的区域划分为东部、中部和西部三组数据，用以检验不同地区环境规制对幸福感影响的差异性。由表6可知，环境规制对中西部地区居民的主观幸福感有显著的正向效应，对东部地区居民主观幸福感提升并无促进作用。可能的原因是，中西部地区的环境质量整体上优于东部地区，环境规制在短期内并不能有效解决东部地区的环境问题，所以短期内增强环境规制对东部居民的影响并不大，而环境规制对于解决中西部地区的环境问题更快，所以环境规制更能提升中西部居民的主观幸福感。
表6分样本检验的估计结果
变量(1) (2) (3)(4)(5)(6)(7)(8)轻污染重污染低收入中等收入高收入东部中部西部Enri0.3551∗∗∗0.1188∗∗∗0.170∗∗∗0.208∗∗∗0.293∗∗∗0.07680.172∗∗∗0.415∗∗∗(1.4264)(1.1262)(1.1857)(1.2309)(1.3410)(1.0799)(1.1873)(1.5139)N1738329135117812450114322214521570713444
六、 结论与政策建议
伴随着生态文明建设的快速推进，中国环境治理的成效已逐步显现，社会公众的生存环境得以改善、生活质量也明显提升。基于此，本文从理论上分析了环境规制影响居民幸福感的直接效应和间接效应，并利用CFPS2012、2014、2016构成的面板数据进行实证检验。主要结论表明：第一，居民主观幸福感随着环境规制的增强而不断提升，因而环境规制是增进居民幸福感的重要动力源泉。第二，当环境规制高于2.66时，居民主观感知的环境状况转优使得居民主观幸福感提升，即环境规制影响居民主观幸福感的主观感知效应存在。增强环境规制还可以通过改善居民健康状况的健康效应和提升区域绿色技术创新效率的创新效应两种方式间接地增进居民主观幸福感，且健康效应的作用效果强于创新效应。第三，相比中低收入人群、重污染地区和东部地区的居民，增强环境规制对高收入人群、轻污染地区和中西部地区居民的主观幸福感的影响更为突出。
基于上述结论，本文提出以下三点政策建议：第一，推进生态文明建设，加强环境规制以改善居民生活环境，从而提升居民主观幸福感。虽然中国的环境治理现已取得初步成果，但是环境污染形势依旧严峻，政府应当继续改进各地的污染物排放标准，对超出标准的企业给予严厉处罚。在人口密度大、污染严重的地区建立起环保督查长效机制，政府依据监测机构反馈的当地环境状况及时制定环境规制政策，从而改善居民生存环境、最大程度地降低环境污染对居民身体健康的威胁，最终提升居民幸福感。第二，紧扣环境规制和技术创新这两大抓手，推动经济绿色增长以有效提升居民主观幸福感。在建设美丽中国的新时代背景下，政府应坚持绿色发展的理念和“创新驱动”的发展战略，为企业技术创新创造良好的制度环境，促进企业技术升级以实现生产效率的不断提高、污染物排放的不断减少。淘汰污染程度高且经济效益低的企业，推进“高耗能，重污染”的产业转型升级，提升区域绿色技术创新效率。第三，明确政府和企业在环境治理中的责任，政府在环境治理中发挥着主导性作用，工业企业则是改善环境质量的中坚力量。加快落实环保税法在全国范围内的实施，并不断完善其他各类环保法规，建立激励与惩罚的环保机制，促进企业主动节能减排。
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※ 基金项目：国家社会科学基金重大项目“环境保护与经济高质量发展融合的机制、路径和政策体系研究”(编号：18ZDA050)；国家社会科学基金一般项目“环境规制影响绿色经济增长的效应测度、地方策略与政策模拟研究”(编号：17BJY065)。
中图分类号：X32
文献标识码：A
文章编号：1009-2382(2019)01-0007-09
作者简介:宋德勇，华中科技大学经济学院教授;杨秋月，华中科技大学经济学院博士生;程星，华中科技大学自动化学院硕士生(武汉 430074)。
[责任编辑：李 慧]
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