城市空气质量区域差异的相对剥夺效应研究

张振波

一、引 言

良好生态环境是最公平的公共产品，是最普惠的民生福祉；推进生态系统协调治理、实现区域环境整体改善，从而更为全面、充分和永续地满足人民群众日益增长的环境福祉需求，是新时代生态文明建设和环境治理现代化的题中之义。应该看到，自党的十八大以来，“两山”理念深入人心、生态制度建设持续推进、各项环保措施相继落地，中国环境治理能力持续提升、治理成效愈渐显现。例如，据生态环境部统计，“十三五”期间全国地表水优良水质断面比例上升8.9%，细颗粒物未达标城市年均浓度下降23.1%，单位国内生产总值二氧化碳排放下降18.8%(1)孙金龙：《深入打好污染防治攻坚战 持续改善环境质量》，《旗帜》，2020年第11期。。伴随环境质量的整体改善，近年来人民群众的环境获得感、安全感和幸福感不断增加。然而，有社会调查显示,环境更优区域内社会公众环境满意度并不必然高于环境较差区域。例如，2012-2017年间上海和重庆的空气质量虽然整体优于北京和天津(2)该阶段内，四个直辖市(即上海、重庆、北京和天津)的PM2.5均值分别为48.816、55.122、73.837和72.673。，调查却发现后者的公众环境满意度明显高于环境质量更优的前者(3)例如，据“中国社会状况综合调查(2017)”数据结果，来自重庆和北京受访者的总体环境满意度(分别为5.312和5.179)明显高于上海和天津(分别为4.256和4.135)的受访者。。可见，用于形容经济收入非一致性地影响主观幸福感的“伊斯特林悖论”假说，在生态环境领域愈益显现出其内涵的现实映射：个体民众的确会对环境质量改善展现出更高获得感，但宏观层面上,环境更优区域内的公众环境满意度并不必然高于环境较差区域。

那么，环境质量如何影响个体获得感与整体满意度？现有文献大多探讨“客观环境质量”与“主观环境认知”间的线性关联，而跨越分析层次的整合研究相对不足，更鲜有阐析其内在非一致性影响机制的理论研究。鉴于此，本研究基于“环境伊斯特林悖论”所指涉的现实背景，将公众对环境污染的主观风险认知，与环境质量非均衡性分布引起的公众获得感落差结合起来，基于“中国社会状况综合调查”(Chinese Social Survey，简称CSS)中的环境满意度数据，分析城市内空气质量区域非均衡分布如何影响城市居民的环境获得感落差(即环境区域差异的相对剥夺效应)，并提出相应对策建议。受到人际交往范围、平均通勤距离等因素影响，公众满意度对城市空间内环境质量区域差异的敏感性更高，因此,相较于既往城市间比较研究，本文更能准确捕捉环境差异的相对剥夺效应，当前尚未有基于城市内部环境差异的幸福感效应研究。将客观环境污染对公众满意度的绝对影响，和因区域间环境差异而产生的相对剥夺效应，置于同一检验框架之中进行交叉分析，有利于展现环境治理增进公众福祉的机制及其影响因素。

二、文献综述

主观幸福感(subjective well-being)自20世纪50年代起日渐成为学术研究的热点议题。相关研究一方面以个体间的变异性为共同出发点,在主观幸福感影响因素上形成了较为一致的研究结论，但另一方面又存在着日益激烈和复杂的研究争论，其中最具代表性的争论为美国经济学家Easterlin所提出的“伊斯特林悖论”(又称为“幸福悖论”)。其基于11个国家的幸福感数据进行比较研究发现：(1)在国家内部，富人的幸福感高于穷人；(2)跨国比较上，富裕与贫困国家的民众平均幸福感并无显著高低之分；(3)从历时性上，国家整体性经济增长并未带来国民幸福感的普遍提升(4)Richard A.Easterlin, “Does economic growth improve the human lot? Some empirical evidence”, in Paul A.David, Melvin W.Reder, Nations and Households in Economic Growth, Academic Press, 1974, pp.89-125.。自伊斯特林悖论提出以来，来自经济学、社会学、政治学及心理学等学科的研究者围绕这一命题开展了广泛讨论：一方面，基于西欧、日本以及中国样本的研究在不同程度上验证了伊斯特林悖论的存在(5)Andrew E.Clark, Paul Frijters, Michael A.Shields, “Relative income, happiness and utility: An explanation for Easterlin paradox and other puzzles”, Journal of Economic Literature, vol.46, no.1(2008).Brendan Walsh, “Adjusting to the crisis: Well-being and economic conditions in Ireland, international”, Journal of Happiness and Development, vol.1, no.1(2012).邢占军：《我国居民收入与幸福感关系的研究》，《社会学研究》，2011年第1期。；另一方面，质疑这一悖论的研究同样丰富，跨国层面与区域性研究都检证出幸福感与收入水平具有高度一致性关系(6)Daniel W.Sacks, Betsey Stevenson, Justin Wolfers, “The new stylized facts about income and subjective well-being”, Emotion, vol.12, no.6(2012).Betsey Stevenson, Justin Wolfers, “Economic growth and subjective well-being: Reassessing the Easterlin Paradox”, Brookings Papers on Economic Activity, no.1(2008).Ruut Veenhoven, Michael Hagerty, “Rising happiness in nations 1946—2004: A reply to Easterlin”, Social Indicators Research, vol.79, no.3(2006).刘军强、熊谋林、苏阳：《经济增长时期的国民幸福感——基于CGSS数据的追踪研究》，《中国社会科学》，2012年第6期。。

虽然关于伊斯特林悖论普遍存在性的争论仍在继续，但这并不妨碍将其拓展应用于环境幸福感分析的可行性及其理论价值。在中国环境治理中，一个愈发鲜明的实践特征是，虽然个体对于环境质量改善的体验和评价越发积极，但环境质量整体更优区域内公众的环境幸福感并不必然更高于环境较差区域——从而呈现出“环境伊斯特林悖论”所指涉的现实状态。用以阐释社会公众政治信任衍生机制的“政治现实模型”(the political reality model)和“社会剥夺模型”(the social deprivation model)，能够较好地概括现有关于生态环境影响公众满意度的研究文献。政治现实模型强调公众的政治信任来源于政府对其利益与需要的实际满足(即基于现实获益程度的理性评价)，包括教育、医疗卫生、福利保障等；社会剥夺模型则关注公众实际获益之外的社会和情感因素对政治信任的影响，认为相较于公众的实际获益程度，更为重要的是个体在交往与生活中受到社会因素综合影响而形成的价值判断与情感心理(7)Samuel Long, “Political alienation among black and white adolescents: A test of the social deprivation and political reality models”, American Politics Quarterly, vol.4, no.3(1976).。现有研究中，公众环境满意度同样可从“客观环境质量”和“主观环境认知”两个方面探索其形成机制。

“客观环境质量”类文献关注环境质量及其改善对公众环境满意度的客观影响。该类研究在国外开展较早，例如早在21世纪初期Welsch(8)Heinz Welsch, “Preferences over prosperity and pollution: Environmental valuation based on happiness surveys”, Kyklos, vol.55, no.4(2002).、Israel等(9)Debra Israel, Arik Levinson, “Examining the relationship between household satisfaction and pollution”, Eastern Economics Association Meetings, no.23(2003).就基于跨国数据发现了客观环境污染降低居民幸福感的现实证据，而Levinson(10)Arik Levinson, “Valuing public goods using happiness data: The case of air quality”, Journal of Public Economics, vol.96(2012).与Welsch(11)Heinz Welsch, “Environmental and happiness: Valuation of air pollution using life satisfaction data”, Ecological Economics, vol.58, no.4(2006).则分别基于美国和欧洲数据得出空气污染拉低居民幸福感的结论。基于中国调查数据的实证分析同样一致性地发现，更高程度的环境污染会通过身体健康、寿命、情绪等传导途径而降低民众的幸福感(12)洪大用：《经济增长、环境保护与生态现代化——以环境社会学为视角》，《中国社会科学》，2012年第9期。Xin Zhang, Xiaobo Zhang, Xi Chen, “Happiness in the air: How does a dirty sky affect mental health and subjective well-being?” Journal of Environmental Economics and Management, vol.85(2017).。当然，生态环境质量对公众满意度的影响存在异质性，在人口学差异上，性别、年龄等个体特征显著影响公众幸福感对环境质量的敏感性(13)李雪妮、苏杨、周绍杰：《空气质量如何影响公众主观满意度？——基于中国民生调查微观数据的证据》，《中国人口·资源与环境》，2020年第5期。；在地区差异上，相较于中西部地区而言东部地区民众满意度对环境污染的敏感性更高，东部地区绿色发展的幸福增进效应高于全国平均水平(14)黄永明、何凌云：《城市化、环境污染与居民主观幸福感：来自中国的经验证据》，《中国软科学》，2013年第12期。；在城乡差异上，城市居民满意度比乡村地区表现出更高污染敏感性(15)李顺毅：《绿色发展与居民幸福感——基于中国综合社会调查数据的实证分析》，《财贸研究》，2017年第1期。；环境污染对不同收入水平群体幸福感的影响程度也不同(16)李梦洁：《环境污染、政府规制与居民幸福感：基于CGSS(2008)微观调查数据的经验分析》，《当代经济科学》，2015年第9期。。当然，这些异质性研究同样是基于公众环境满意度与生态环境质量之间的线性关联机制这一逻辑基础而展开的。

“主观环境认知”研究则关注主观层面上的价值认知和情感体验对环境幸福感的影响。例如Rehdanz和Maddison(17)Katrin Rehdanz, David J.Maddison, “Local environmental quality and life-satisfaction in Germany”, Ecological Economics, vol.64, no.4(2008).、Mackerron和Mourato(18)George MacKerron, Susana Mourato, “Life satisfaction and air quality in London”, Ecological Economics, vol.68, no.5(2009).分别基于德国和英国社会调查数据研究发现，主观上认为空气污染严重的居民则会报告更低的环境幸福感。而国内研究则发现，公众对环保行政透明度、环境问责力度、环境投诉有效性等方面的主观认知都会显著影响其环境幸福感(19)罗开艳、田启波：《环保行政透明度与环境治理满意度——基于CSS2013数据的研究》，《贵州社会科学》，2020年第8期，第158-168页；史丹、汪崇金、姚学辉：《环境问责与投诉对环境治理满意度的影响机制研究》，《中国人口·资源与环境》2020年第9期。。环境正义(environmental justice)日渐成为国外主观环境认知研究的主流议题，这类研究基于客观环境质量的既定影响，认为病人、老年人、低教育和低收入水平人群等社会弱势群体往往居住于城市中的重污染区域，且其对环境污染的应对能力也更弱，因此其承受环境污染带来的风险更高，而这种非正义性显然会造成更低的环境幸福感(20)Gordon Mitchell, Danny Dorling, “An environmental justice analysis of British air quality”, Environmental and Planning A, vol.35(2003).。遗憾的是当前国内研究中较少关注环境正义议题(21)黄永明、何凌云：《城市化、环境污染与居民主观幸福感：来自中国的经验证据》，《中国软科学》，2013年第12期。，已有研究普遍基于群体异质性的满意度研究，无法准确捕捉微观个体的心理落差。基于此，本研究尝试剖析微观层面环境相对剥夺效应对宏观层面公众环境幸福感的影响，从而解析环境伊斯特林悖论的生成机制。

三、研究设计

(一)数据来源

本研究旨在对社会公众因环境质量区域差异而产生的环境相对剥夺感进行分析，以验证环境伊斯特林悖论的存在性及其生成机制。公众对环境区域差异的感知受到多重因素影响，且根据“嫉妒定律”，人们往往对周边切实见闻的差异现象更为敏感，因此同一城市中的区域性环境差异往往更能引起居民的环境福祉获得感上的心理落差。在当前可公开获取的全国性社会调查数据库中，“中国社会状况综合调查”(CSS)数据统计并公开了受访者的城市内区县归属信息(尤指四个直辖市)。CSS是中国社会科学院社会学研究所于2005年发起的一项全国范围内的双年度抽样调查项目，其对全国公众的劳动就业、家庭及社会生活、社会态度等方面进行了连续性纵贯调查，调查条目涵盖个人基础信息、经济状况、社会阶层、社会价值观等内含，能够较好地满足本研究的数据信息需求。在该调查可供申请索取的数据中，只有2011—2015年的三份调查数据库同时公开了受访者区县信息且包含有环境满意度调查条目，因此本研究筛取了其中四个直辖市的受访者数据，并为其匹配市域经济社会发展数据，以及城市内次级区县的年度空气质量数据。四个直辖市的经济发展数据来源于各市政府发布的历年经济社会发展统计公报，空气质量数据来源于中国空气质量在线监测分析平台(https://www.aqistudy.cn/)。

(二)模型建构

本研究的实证检验过程基于两个层级的变量，即微观层面的个体属性变量与宏观层面的区域环境变量。由于宏观层面仅涉及中国四个直辖市中的9个区县，因此采用区县层面的聚类稳健回归模型。我们在Levinson(22)Arik Levinson, “Valuing public goods using happiness data: The case of air quality”, Journal of Public Economics, vol.96(2012).的基础上，对其环境幸福感计量检验模型进行扩展：

Happiness=β1Pollution+β2Deprivation+β3Pollution×Deprivation+β4X+city+ε(1)

其中，因变量Happiness为受访者分别在三个调查年度中所报告的环境幸福感，以CSS数据库中的环境满意度数据测度。其中变量Happiness在2011年的取值范围为1～4，而在2013和2015年其取值范围则为1～10；数值越大表示满意度越高。可见，计量模型因变量为可以区分的有序变量，采用有序Probit模型来进行估计，该方法目前已广泛应用于离散有序变量估计模型之中(23)Jeffrey M.Wooldridge, Econometric Analysis of Cross Section and Panel Data, MIT Press, 2002, pp.525-544.。当然，有学者也指出，如果模型设定正确，则基于普通最小二乘法(OLS)——即将公众环境满意度评分作为连续数值进行处理的估计效果同样可行(24)Ada Ferrer-i-Carbonell, Paul Frijters, “How important is methodology for the estimates of the determinants of happiness?”，The Economic Journal, vol.114(2004).。温忠麟等(25)温忠麟、侯杰泰、马什赫伯特：《潜变量交互效应分析方法》，《心理科学进展》，2003年第5期。也认为在实际应用中可以将有序变量当作连续变量来处理。因此，在稳健性检验中，我们还基于OLS模型对方程(1)进行检验。

解释变量中，Pollution为受访者所属区县上两个年度的平均空气质量，以PM2.5浓度作为代理变量。分析两年的平均影响是考虑到公众对空气污染感知的长期效应(26)李雪妮、苏杨、周绍杰：《空气质量如何影响公众主观满意度？——基于中国民生调查微观数据的证据》，《中国人口·资源与环境》，2020年第5期。，且双年度CSS调查体现了公众对过去两年环境质量的满意程度，当然稳健性检验中也估计了一年观察期的幸福感影响。空气污染长期以来都是中国公众最为关注的环境问题(27)根据零点指标数据“中国公众评价政府及政府公共服务调查”(2015)，“空气污染”(32.9%)是公众认为当前最严重的环境问题，领先于对“水污染”(21.1%)和“食品安全”(17.1%)的关注度。参见http://finance.china.com.cn/roll/20150726/3251922.shtml。，直接影响到其对于生态安全的直观感知和环境福祉的获得感(28)杨继东、章逸然：《空气污染的定价：基于幸福感数据的分析》，《世界经济》，2014年第12期。。Deprivation为受访者所在区县与本市其他区县年均PM2.5浓度之差值，用以测度空气环境质量的区域间差异。控制变量中，参照相关研究通行做法，引入个体和区域变量群组X以控制其对主观环境幸福感的影响，具体包括：Age(年龄)及其平方项、Gender(分类变量，1为男性、0为女性)、Education(受教育水平，1～9分别为未上学至研究生学历)、Income(家庭总收入的自然对数)、Stratum(当前社会层次自我评估，1～5分别为最高至最低)以及Pergdp(城市人均GDP的自然对数)。另外，city为城市固定效应，ε为误差项。

表1所示为主要变量描述性统计情况。环境满意度变量Happiness在2011年的均值为2.602(取值范围1～4)，标准差为0.814；2013和2015年的均值则分别为6.312和5.851(取值范围1～10)，其对应标准差分别为2.129和2.363。这表明，相较于2013年，2015年受访者的环境幸福感略低且个体间差异增大，而这与受访者所在区域的空气质量改善形成鲜明对比(两个调查期内的Pollution均值分别为65.773和63.782)。这一悖论或可从Deprivation的均值变化进行解释：2013年其均值为-0.169，表明受访者所在区域相较同城其他区县的环境污染程度更低；2015年则与之相反，调查对象因位处污染更严重区域而产生更高程度的环境福祉获得感落差，当这一相对剥夺效应大于空气质量整体改善所产生的环境满足感，则社会公众就会有更低的环境满意度与幸福感。当然，因变量Happiness之变动可能受到更多其他因素的影响，因此将会进行更为全面的实证检验。

表1 主要变量分年份描述性统计

表2列示了四个直辖市中的样本分布，以及环境满意度和区域空气质量两个变量在三个年份点上的均值变动情况。四个直辖市在不同年份上的样本分布较为均衡，但环境满意度与空气质量之间却呈现出非均衡、不匹配的变动趋势。这体现在：一方面，同一年份，空气质量更差的城市却有更高的受访者满意度(如2013年的重庆市和2015年的天津市)；另一方面，不同年份空气质量和环境满意度的波动趋势呈现非匹配性，特别是在2013和2015年(两波调研对象在各市中所属区域相同，因此更具可比性)更见一斑：天津和北京的空气质量恶化但其受访者的满意度却各有升降，上海和重庆受访者的环境满意度却随大气污染改善而降低。除不同年份受访对象各异的因素之外，空气质量和环境满意度的非匹配性，更有可能是源于生态环境相对剥夺感的主观因素所导致，这就需要更为深入的实证检验。另外，统计结果显示四个直辖市中变量Deprivation的标准差分别为24.779、4.337、13.405和20.745，可见受访者所在区域的空气质量与同市其他区域之间皆存在不同程度的差异性，这也为后续实证分析创造了条件。

表2 四个直辖市中的样本分布及核心变量的均值变化

四、实证结果分析

(一)空气质量及其区域差异对公众环境幸福感的影响

表3为采用有序Probit模型对方程(1)的估计结果。对于每一年度样本数据，基于温忠麟等(29)温忠麟、侯杰泰、张雷：《调节效应与中介效应的比较和应用》，《心理学报》，2005年第2期。提出的调节效应检验方法进行层次回归，将空气污染变量、污染区域差异变量及两者交互项(中心化后)逐次引入方程，观察主要变量回归系数和测定系数的变动情况。由表3可见，基于2011年样本数据的实证结果仅报告了空气污染变量对公众环境满意度的显著影响(β1=-0.019，p<0.01)。对2013年样本检验同样发现公众满意度因空气质量恶化而显著降低(β1=-0.008，p<0.01)，而模型5则表明污染差异将显著降低公众满意度(β2=-0.003，p<0.01)并扰动污染程度的绝对影响。模型6所示结果进一步解释了污染区域差异的影响：污染区域差异变量为负(β2=-0.016，p<0.01)且其与空气污染变量的交互项系数也为负(β3=-0.0002，p<0.1)，表明城市的污染程度越高则污染区域差异对公众满意度的影响越小。基于2015年样本数据的实证结果同样发现了污染程度和污染区域差异对公众环境满意度的负向影响，但加入交互项后污染区域差异变量为负(β2=-0.024，p<0.05)且其与污染程度变量的交互项系数为正(β3=0.0013，p<0.01)，表明环境区域差异对公众满意度的边际影响随空气质量恶化而增加，且当PM2.5浓度超过18.46 μg/m3时将显著强化公众对环境恶化的负面感知、放大空气污染对环境幸福感的负面效应。

表3 空气质量及其区域差异与公众环境满意度的有序Probit估计

实证分析中还进行了边际效应和年份效应检验。(1)由于有序Probit模型估计系数仅仅反映了空气污染及其区域差异对公众环境满意度之影响的方向，所以还需估计这一影响的实际边际效应。2013年的边际效应检验结果显示，城市内PM2.5浓度区域差异每提高10 μg/m3，报告“非常不满意”(Happiness=1)的可能性提升2.67%(p<0.05)，受访者报告“非常满意”(Happiness=10)的可能性下降2.56%(p<0.05)。2015年的检验结果显示，城市内PM2.5浓度区域差异每提高10 μg/m3，报告“非常不满意”的可能性提升10.46%(p<0.01)，受访者报告“非常满意”的可能性下降13.31%(p<0.01)。(2)在年份效应检验中，对2013和2015年主要变量是否存在结构性差异进行了Chow检验(30)虽然CSS每一年所选取的调查样本都不完全相同，但2013年和2015年四个直辖市所选样本皆来自各市的相同区县(见表2)，因此为跨年度比较创造了可行条件；当然，这一比较结果可能有失严谨，因此仅作为本研究的探索性结论而不能做一般化推演。。模型4和7中Pollution系数虽有增加但并未通过显著性检验(p=0.386)，表明两个统计年度内空气污染皆为公众环境幸福感的影响因素。模型5和8中Deprivation系数绝对值增加且通过显著性检验(p=0.074)，表明公众环境幸福感愈发受到空气质量区域差异之相对剥夺效应的影响。模型5和8中，交互项系数绝对值显著增加(p<0.001)，表明环境质量区域差异对社会公众“空气质量-环境满意度”的线性关系产生了更强的调节效应。

(二)机制分析及异质性检验

在机制分析中，进一步检验了空气污染程度及其区域差异对于公众环境观念的具体影响。目前可公开获取的全国性调查数据中，仅有2013年CSS同时调查并发布了个体所属区县及其环境偏好与环保参与(即第E8题项)等数据信息。本文对该题项下的9个子条目进行正向语义转换并做0-1编码(具体定义与编码方法限于篇幅省略备索)，并分别将其作为因变量代入方程(1)，估计结果如表4所示。由表4可见，与空气污染程度的影响相反，城市内空气质量的区域差异性越高(即受访者遭受到相较同城其他区县更高的空气污染)，则受访者报告更高程度的环境关注度、更低的环保(支出)行动及舆论参与以及更强的邻避思维，且污染区域差异对公众环保观念的影响相较整体空气质量而言在统计学意义上更为显著。这表明，一方面，在城市生态环境治理中，环境福祉获得感的心理落差更能引起公众的环境关注；另一方面，环境福祉的相对剥夺效应引发公众不满情绪，从而也会挫败其环保参与的积极性，这与现有研究普遍报道的环境满意度与环保行为正相关之结论相一致(31)施生旭、甘彩云：《环保工作满意度、环境知识与公众环保行为——基于CGSS2013数据分析》，《软科学》，2017年第11期；汪卓群、梅凤乔：《环境满意度与环境负责行为关系研究——以深圳市红树林海滨生态公园为例》，《北京大学学报(自然科学版)》，2018年第6期。。

表4 空气质量区域差异与个体环保观念的Probit估计

本文还以2013和2015年CSS调查统计数据为样本，基于性别、年龄、教育水平和收入水平等群体差异进行了异质性效应检验，结果列示于表5。总体来说，男性、年长(48岁以上)受访者的环境满意度更低且对污染区域差异的敏感性更高，这可能是由于男性群体更加关注环境问题以及因环境获得感落差所指向的政府治理行为，年长群体可能因为有更多的户外时间或对更优周边环境有更高需求因而对污染区域差异更为敏感(32)Xin Zhang, Xiaobo Zhang, Xi Chen, “Happiness in the air: How does a dirty sky affect mental health and subjective well-being?”，Journal of Environmental Economics and Management, vol.85(2017).洪大用、肖晨阳：《环境关心的性别差异》，《社会学研究》，2007年第2期。。教育或收入水平更低群体的环境满意度受到污染区域差异的影响更为显著，这可能是由于这部分群体不能像高学历、高收入群体那样通过购买环境优良区域住房等物质条件弥补空气污染的损害，他们除了消极、被动地呼吸较差空气之外别无选择，因此更加不满于因城市产业布局或环保治理行为而产生的污染区域差异(33)杨继东、章逸然：《空气污染的定价：基于幸福感数据的分析》，《世界经济》，2014年第12期。韩璇、赵波：《“奢侈”的蓝天——房价中的优质空气溢价估计及其异质性》，《经济学(季刊)》，2021年第3期。。

表5 基于性别、年龄、教育水平和收入水平的异质性检验

(三)稳健性检验

为提升研究结论的可靠性和可信性，进行下述稳健性检验：(1)另有研究者提出OLS与有序Probit回归并无优劣之分，甚至认为前者的解释能力更强，为此基于OLS回归方法对实证模型进行再次检验；(2)计算受访者所在区域前两年的空气污染水平，虽然能够捕捉公众环境认知的累积效应，但可能无法准确捕捉社会调查时民众的即时性心理状态，因此将Pollution和Deprivation转换为一年期计算所得变量进行实证检验；(3)在机制检验中，对于9个因变量保持原来1～4的取值范围，采用有序Probit模型进行再次检验。限于篇幅，这里略去具体检验过程。在稳健性检验中，实证分析结果并未发生实质变化，证明本研究结论具有一定程度的稳健性。

五、结论与讨论

根据“环境伊斯特林悖论”假说，虽然微观个体的环境满意度会随环境质量的改善而提升，但在宏观层面上生态优良区域的公众环境满意度却并非必然显著高于环境较差区域。本研究认为，环境改善的区域非均衡性会造成公众环境获得感落差，进而降低其环境满意度；亦即，环境区域差异所造成的相对剥夺效应能够成为“环境伊斯特林悖论”形成的诠释与解析路径。本研究基于CSS三波调查中四个直辖市的区县样本数据，实证检验了空气污染程度及其区域差异对公众环境满意度的影响效应，验证了环境伊斯特林悖论的存在性，提出了环境相对剥夺效应是导致区域环境质量与整体环境获得感之间呈现非一致性关系的诱因。研究结论及其总结讨论如下：

首先，当不考虑环境质量区域差异的影响时，公众环境满意度对空气污染程度呈现高度敏感性，积极推动空气环境质量改善是提升公众环境获得感的重要举措。伴随国民经济增长和物质生活水平的持续提升，良好生态环境愈发成为社会公众最普遍的民生福祉诉求，也是新时期政府满足民众美好生活需求的必要内容。为此，应保持生态文明建设和绿色发展转型的战略定力，推动环保制度创新与政策创制、纵向环境治理权责调适与权能调配、政府绩效考核与官员拔擢评价的生态化转向以及促进清洁生产与低碳生活模式等措施，将区域生态质量的整体改善和民众环境福祉的普遍获得作为国家治理效能提升的内容和目标。

其次，空气质量的区域差异愈发成为影响公众环境幸福感的重要因素，且会强化公众对环境污染的负面感知，从而导致环境伊斯特林悖论的形成。机制分析显示，环境区域差异的相对剥夺效应会挫伤公众环保参与的积极性，并有可能激发邻避思维。这一结论扩充了区域环境比较研究的观察界域，将既往基于东西部或城乡区域差异的传统分析，拓展至城市内部环境质量的区域间差异及其对公众主观满意度的影响。相应地，在因地制宜进行环保政策制定与推行的过程中，除考虑东西部或城乡区域间的发展阶段性与政策差异性之外，也要考量城市内部区域间环境质量落差的影响。亦即，地方政府不仅应切实完善城市产业与功能布局，减少工业聚集区对居住生活区域的污染侵害，也应扎实推进城市环境治理的整体性和重点性相结合，特别是针对环境质量较差区域应制定相应的治理措施，实现区域环境质量的全面改善。

最后，男性和年长群体对环境质量区域差异更为关注，而社会脆弱群体(低收入、低教育水平等群体)受到环境相对剥夺效应的影响程度更高。其蕴含的政策启示在于：首先，畅通社会民众与地方政府间的诉求表达、治理反馈及互动交流等信息沟通渠道，将环境易感知群体的环保关注度切实转化为环境共治的责任感与参与度；其次，由于城市内产业功能布局带来环境质量的区域分异、进而使得所有社会成员难以均等享有环境治理福祉，这就需要建构与城市产业布局相配套的治理责任分担、环保成本补偿与企业社区回馈等机制以实现经济与生态的利益协调；最后，地方政府应特别关注社会公众、特别是社会脆弱群体的环保诉求，提供均等化、高质量的环境公共服务，这不仅有助于提升区域环境治理的效率，也有利于打造负责任的服务型政府形象。

本研究尚存以下待完善之处：一是实证分析样本略显不足，虽然中国四个直辖市城市规模较大，区域内存在明显的产业功能布局特征，但限于CSS仅在其部分区县展开，研究样本未能覆盖其他更大城市范围，这可能降低实证研究的一般外部有效性；二是实证研究时效性不足，由于现有全国性调查数据仅CSS(2011—2015)可公开获取受访者所属区县信息，因此未能对2015年后中国快速改善的空气质量及其对公众环境幸福感之影响展开分析；三是缺乏对受访者个体的追踪研究，这可能制约本研究对环境改善影响公众幸福感的动态效应分析的可靠性和稳健性。