贸易急剧扩张如何影响居民主观幸福感——基于中国社会调查微观数据的实证研究

林发勤 纪 珽

一、引言

自改革开放以来，我国的开放型经济迅猛发展，取得了举世瞩目的成就，尤其是加入世贸组织(WTO)之后，我国的开放进入一个新的历史阶段，经济贸易实力水平显著提高，2001—2015 年GDP 年均增长9.66%，进出口贸易总额从2001 年的42183.6 亿元增长到2016 年的243386.3 亿元，并在2009 年成为世界第一大出口国，2013 年首次超过美国成为全球第一大货物贸易国。在有关贸易扩张的研究中，很多关注的是基于比较优势的发展方式创造了大量的财富并带来了经济的迅速增长、改善人们的物质生活水平、增加消费的多样性和便利性(如Lin 和Sim，2013)。然而，伴随着贸易的快速发展也产生了许多问题，如对环境、资源以及人们的工作带来的压力等。同时，随着生活水平的改善，居民需求向更高层次转变，当今社会已经成为一个追求幸福感的社会。

经济发展的本质是提高居民的幸福感，而随着经济的不断发展，出现了过于看重经济效益而忽视对于幸福追求的趋势。当经济逐渐达到一个稳步发展的时期，越来越多的专家学者开始呼吁幸福在经济学领域的回归，政府对于居民的幸福感也日益重视起来。2011 年“两会”期间，“幸福感”“幸福指数”迅速蹿升为民生热词。在2012年中秋节和国庆节期间，中央电视台播放了《走基层·百姓心声》系列特别节目“幸福是什么？”，中央电视台记者走访基层，随机采访众多的城市白领、企业工人、科研专家和乡村农民并提出问题：“你幸福吗？”。追求幸福感成为人们热议的话题，提升居民幸福感也成为政府政策制定的又一新的衡量标准，全国各个地区的统计部门根据本地的实际情况提出了不同的幸福指数评价体系。

对此，目前却鲜有将贸易扩张与居民幸福感直接联系起来进行探究的论文，结合居民幸福感在经济领域的经验文献，贸易有可能通过改善民生而增强幸福感，也可能对民生产生冲击从而使得居民幸福感恶化。首先，关于经济与居民幸福感的问题——“幸福悖论”在学术界已经争论了许久。其次，很多研究也发现贸易会对失业、通货膨胀、收入差距等宏观经济变量以及居民收入、健康状况、工作压力等微观变量产生影响，这些宏微观变量又会对居民幸福感产生不同程度的影响。因此，贸易扩张对于居民幸福感到底会产生怎样的效应非常值得去深入研究。本文利用2003 年、2005 年、2006 年、2010 年、2013 年五年的“中国综合社会调查”(Chinese General Social Survey，CGSS)问卷数据来研究贸易扩张如何影响人们的幸福感并探究其影响机制，从一个全新的角度阐述贸易对于居民福利的影响，为以后有关幸福感的研究提供新的实证基础。

具体而言，“中国综合社会调查”记录汇报居民自己对生活质量做出的主观幸福评价，即主观幸福感（Subjective Well-Being）。主观幸福感是评价者个人对自身生活质量进行整体评估后得到的一个综合性心理指标，能够直接反映居民“感同身受”的心理状态。大量经验事实也表明，开放型经济的发展不一定与居民幸福感的提升同步，而且幸福涉及到人文社会科学各方面内容，有着非常复杂的影响因素。因此从经济的角度出发研究其对居民幸福感的影响及其影响机制，有助于更加明确幸福感评判指标，从而使政府能够更加有针对性地进行社会治理，在追求经济发展和贸易扩张的同时，更多地关注居民的幸福感，让幸福更好地落地，从而打造更好的社会治理新格局，维持政治和社会的稳定，推动经济社会协调健康发展。

实际上，从实证上去准确估计国际贸易对居民幸福感的影响往往并不容易，因为影响居民幸福感的因素太多了，有些可能根本观察不到，从而有可能带来遗漏变量的问题。另外，幸福感也有可能反过来影响贸易，从而使得我们的估计失去可靠性。本文的边际贡献和方法创新就是使用引力模型方法来解决贸易-居民幸福感关系中贸易的内生性问题。我们利用预测的贸易作为省份的真实贸易水平的工具变量进行二阶段最小二乘估计(2SLS)。我们发现，在2003—2013 年贸易迅速扩张的这段时期内，平均而言贸易扩张显著降低了居民幸福感，主要是通过环境、工作强度和收入不平等等渠道产生作用的；而这种影响对于不同的人其影响程度也不一样，对于低教育程度的劳动者负面影响更大，对于管理者、高技能劳动者、国有企业工作人员等影响为正。我们的发现揭示了一种新型的不平等的存在，在收入不平等和健康不平等等基础上，幸福感不平等正在发生。

对于中国居民主观幸福感的研究集中在省份层面，并且研究结果有所差异，认为生活满意度下降、持平或上升的研究结果都存在，如Knight 和Gunatilaka(2011)、Easterlin 等(2012)。很多文献把重点放在幸福感的影响因素，如收入、空气质量、健康等(罗楚亮，2017)。一些文献发现全球化增加了中国的居民幸福度(如马汴京和蔡海静，2014；王修华等，2016；蒲德祥，2017)。与这些文献相比，本文的边际贡献体现在以下几个方面：(1)上述文献只使用了截面数据，在应对贸易内生性问题上有较明显缺陷，而本文是使用了多个年度的CGSS 数据而且运用了以引力模型为基础的工具变量，较好地解决了贸易的内生性问题；(2)上述文献没有对个人特征的异质性影响进行研究，本文考虑个人特征的异质性如何影响贸易-居民主观幸福感之间的关系，充分拓展了论文的经济学涵义；(3)本文还运用了排序的离散选择模型(如Ordered Logit、Ordered Probit)进行识别，通过多种方法的交叉使用来保证结论的科学性。

二、数据来源和特征事实

本文选用的个人层面的数据来自于2003 年、2005 年、2006 年、2010 年、2013 年五次“中国综合社会调查”(CGSS)，它是由美国国家民意调查中心所进行的综合社会调查的中国版本。CGSS 从2003 年开始，由中国人民大学中国调查与数据中心负责执行，持续对中国31 个省、市、自治区的近500 个社区(村/居委会)中的10000 多户家庭进行年度入户问卷调查，系统、全面地收集个人多层面的数据。我们选择2003 年至2013 年间五次抽样调查获得的全部数据，共计49638 个样本，其中男性共计23872 人(48.1%)，城镇居民30813 人(62.1%)。

“中国综合社会调查”问卷的内容随年份不同有所变动，通过对这五次调查问卷进行对比分析发现，五次调查问卷中所包含的共同变量有：省份、居民主观幸福感、受访问者类型(农村或城镇户口)、性别、年龄、民族、受教育程度、工作时长/周、个人收入/年、家庭收入/年、工作企业性质等。这些数据为我们的研究提供了大量关于个体的富有价值的信息，我们还按照个人层面收入数据构造了省份层面的收入不平等指数。

居民主观幸福感是最为重要的核心变量，关于居民主观幸福感的问题在“中国综合社会调查”问卷中以以下形式提出：总体而言，您认为您的生活是否幸福？(1)非常不幸福，(2)比较不幸福，(3)一般，(4)比较幸福，(5)非常幸福，分别由1 到5 表示，分数越高代表幸福程度越高，从而将居民主观幸福感这一概念量化以便于分析。总体上47%的居民感觉生活幸福，33%的居民感觉生活一般，有10%的居民认为生活不幸福。此外，居民主观幸福感分数均值为3.56(满分为5 分)，可见，无论是从居民主观幸福感的分布还是从均值上来看，超过半数的中国居民是幸福的。

图1 汇报了居民主观幸福感时间变化趋势，2003—2013 年中国居民主观幸福感呈现先上升后下降(2010 年后)趋势。2003 年、2005 年、2006 年、2010 年和2013 年的居民主观幸福感均值显示，居民主观幸福感均值由2003 年的3.27 上升到2010 年的3.766，在2013 年下降为3.755。总体来看，中国居民主观幸福感均值都在3 分以上甚至接近4 分，是比较幸福的。

图1 中国居民主观幸福感时间变化趋势

2003—2013 年中国居民幸福感调查虽然可以呈现出中国居民幸福感的总体情况，但没有区分不同群体之间的差异，我们根据性别、城乡、民族等社会经济指标来比较各个群体的幸福感指数均值，从而反映不同群体居民主观幸福感的变化。从不同群体的幸福感均值趋势图上来看(图2)，对于幸福的感受程度在不同群体之间存在一定差别。从这五年间各群体幸福感均值可以看出各群体自感幸福感在2003 年到2010 年呈上升趋势，2010 年之后稍有下降，与总体情况相一致。同时，通过对比发现，女性、城镇居民的幸福感程度普遍更高，更容易感知幸福，其中汉族居民主观幸福感均值在2010 年之前比少数民族高，在2010 年之后，少数民族居民主观幸福感指数均值超过了汉族居民。

图2 2003年、2005年、2006年、2010年、2013年中国居民主观幸福感的群体分布

表1 汇报了我们主要的描述统计量①本文剔除了明显不合理的数据，如一年工作大于等于52 周或者收入大于500 亿元以上的情况。我们非常感谢审稿专家对此提出的建议。。

表1 主要变量的统计性描述

为了分析开放和居民主观幸福感之间的关系，我们特别挑选了三个开放程度高的地区：上海市、广东省和天津市，以及三个开放程度低的地区：河南省、内蒙古自治区和贵州省。从图3 可以看出，并非开放程度越高的地区的居民主观幸福感水平就越高。内蒙古自治区地处我国内陆，开放水平相对较低，但是居民主观幸福感指数普遍高于其他地区，并于2010 年达到最高值，甚至超过4(满分为5，3 表示一般水平)；而广东省作为中国南端沿海的一个省份，各种经济指标包括对外贸易均高于全国平均水平，但在2013 年的居民主观幸福感指数却处于较低水平。由此可见，居民主观幸福感和贸易扩张并非简单的正向关系。

图3 上海市、广东省、天津市、河南省、内蒙古自治区、贵州省的幸福感指数对比

三、计量模型

本文使用以下计量模型进行估计：

研究贸易对于居民主观幸福感的影响，最重要的是如何解决贸易的内生性问题：一个地区的进出口份额可能与广泛的经济特征相关；同时，贸易和幸福感之间可能存在反向因果关系，但具体如何影响又是确定的。Frankel 和Romer(1999)在研究贸易对于经济增长的影响时构造了一种新的工具变量——地理特征工具变量法。其具体应用如下。

国际贸易可以表示为一个地区到其他国家临近度Pj和其他因素的函数：

依据双边贸易引力模型，两个国家之间的贸易与它们之间的距离成反比，与它们的规模成正比，其简单表述为：

其中，D 代表距离，S 代表两国的规模。但是该模型中遗漏相当大量有关贸易的地理信息，本文的贸易等式在以下三个方面有所不同，以此确保工具变量仅依赖于地理因素而非经济发展状况和贸易模式。其一，包含两个表示规模的变量：对数形式表示的人口与面积；其二，两个地区是否为内陆地区、是否享有共同的边界对于贸易有着非常重要的作用，因而本文加入此虚拟变量；其三，大部分国家或地区更加倾向于和其邻近国家或地区进行贸易，为了更好地识别地理因素对于贸易的影响，在此引入共有边界虚拟变量和所有变量的交叉项。在加入了关于贸易的地理信息的变量以后，估计等式表述如下：

其中，TRADEjzt表示个体所在的j 省份与z 国家在t 时间的贸易额，N 表示人口，A 表示面积，L 表示陆地国家或地区的虚拟变量，B 表示两个国家或地区是否享有共同边界的虚拟变量。为得到各省份国际贸易总量地理部分的估计值，将以上双边贸易等式中的估计值加总求和，即为：

其中，a 表示双边贸易模型中的系数向量，Xjzt表示所有的变量组成的向量，将j省份与世界上每个与其发生贸易的国家的地理部分估计值进行加总求和，以此表示j省份由外生地理条件决定的总贸易，并作为该省份实际贸易的工具变量。

各省份与各国贸易的数据来自海关统计年鉴，贸易对象国的面积、人口数量来自世界银行数据库(WBI)，是否为内陆省份及其是否有共同边界的信息来源于电子地图，而“距离”来自于各省份与其贸易国首都的经纬度计算。根据双边贸易引力方程进行回归分析可以得到：“距离”对于双边贸易有着极其显著的负效应，贸易相对于“距离”的估计弹性在绝对值上略少于-1；贸易相对于人口的估计弹性约为0.19，人口增加对国际贸易的增长有显著的促进作用；面积对双边贸易量有非常大的负面影响。共同边界的存在对于贸易有着巨大的影响，地区的面积对外贸的影响方向由负转正，可能是因为共同边界的存在，国际贸易的成本显著降低，刺激了边境省份的对外贸易。同时，回归式的拟合优度达到0.85，可以证实地理因素的确为双边贸易的主要决定因素。

四、实证结果与稳健性检验

（一）贸易对于居民主观幸福感影响的实证分析

表2 展示了OLS 和基于IV 的两阶段最小二乘估计的估计结果：第(1)列只控制了贸易，可以看到两者之间的显著的正相关关系；当我们控制了其他变量后，根据OLS 回归结果第(2)列显示，贸易和居民主观幸福感之间依然存在显著的正向关系，对外贸易每增加1 个百分点，居民主观幸福感将会增加约0.282。由于贸易内生性问题的存在，导致OLS 估计产生有偏的结果，因此利用地理距离作为贸易的工具变量来进行2SLS 估计，第一阶段结果如第(2)列所示，工具变量非常有效。从第二阶段回归结果第(3)列可以发现，IV 估计中贸易对于居民主观幸福感具有显著的负效应，贸易更大的地区居民主观幸福感反而降低。考虑到可能由于一些历史、文化等因素，一些省份具有较高贸易开放水平和居民主观幸福感指数，因此我们在回归中同时加入了省份固定效应，以控制这些无法观察到的因素，结果发现贸易每增加百分之一，居民主观幸福感下降约0.052。由于我们的主观幸福感取值为1～5，是典型的计数数据，表3 后面两列使用了序次(Ordered)Probit 和序次(Ordered)Tobit 模型来处理计数数据的问题，回归的边际效应系数与2SLS 结果一致。

表2 贸易与居民主观幸福感影响的回归结果

（二）稳健性检验

本节将对基准结果进行稳健性检验以证明我们结果的稳健性，包括：(1)更换工具变量和贸易变量；(2)增加控制变量；(3)用不同样本进行回归。

第一个稳健性检验是更换工具变量和贸易变量。我们的基准结果采用的是经典的Frankel 和Romer(1999)方法，利用各地区和不同贸易伙伴的双边贸易流量和引力模型构造以地理特征为基础的贸易变量。我们将直接采用各省份到沿海的距离作为工具变量进行回归，由于地理距离不随时间变化，我们使用距离乘以时间的方法来弥补其不足(ln(distance∗year))，假设距离的影响会随着时间而发生变化，以证明贸易对于居民主观幸福感影响的稳健性。表3 第(1)列使用了该工具变量进行回归，结果显示贸易开放对居民主观幸福感的影响依然为负。我们把贸易拆分成了出口和进口分别进行估计，结果显示不管是出口还是进口开放都显著降低了居民主观幸福感，但是出口影响要比进口的影响更大。进口降低主观幸福感很可能是由于我国进口的大多是中间品和资本品，而最终消费品却没有显著增加，如果最终消费品增加的话，居民就能够以较低的价格获得更加多样化的商品，就会使其幸福感增强。

表3 贸易与居民主观幸福感影响的回归结果(稳健性检验I)

第二个稳健性检验是增加控制变量：加入更多的省份层面宏观变量和个人层面变量。我们加入各省份的物价消费水平指数(CPI)、失业率以及各省份的收入不平等指数，根据个人层面收入数据和我们计算得到的各省份各年度的基尼系数①，这些宏观变量有可能会影响居民主观幸福感而且与贸易开放也相关度非常强，CPI 和失业率数据来自中国各省份统计年鉴。考虑到居民主观幸福感强可能是人人能力的来源，我们还进一步控制了个人层面的智商指数和是否有房产等变量(房地产是一个社会热点问题，会对幸福感产生重要的影响)。表4 汇报了回归结果，我们可以看到增加一些宏观变量和房产等微观变量后并没有对其结果产生大的影响，我们的估计系数与基准结果非常相似，这些变量并没有改变贸易开放带来的负面影响。

表4 贸易与居民主观幸福感影响的回归结果(稳健性检验Ⅱ)

第三个稳健性检验是用不同样本进行回归。我们的数据是2003—2013 年每隔两年的社会调查数据，并用去除了开始年份和结束年份的数据，以及经济危机前后两年的数据来检验我们结果的稳健性。表5 汇报了回归结果，可以看到去掉某一年的数据并不会改变我们的基准结果。

表5 贸易与居民主观幸福感影响的回归结果(稳健性检验Ⅲ)

五、机制识别和异质性结果

贸易开放使得居民主观幸福感下降，识别其机制非常重要。贸易扩张可以通过影响民生而影响居民主观幸福感。一方面，经济全球化、贸易扩张可能通过促进经济增长，创造了更多的就业机会并改善了居民的生活条件，使居民主观幸福感得以增强，即居民的收入水平可能会得到提高；另一方面，本文发现居民主观幸福感会因之而减弱，贸易很有可能会带来一些负面影响。因此，贸易是否真使居民福利增加值得进一步研究。

另外，开放型经济的快速发展，使得居民对于主观幸福感有了更加全面的认识和更加高水平的要求，与此同时也产生了很多问题，对居民生活产生了冲击，比如在环境、资源、居民的工作、健康方面会出现更大的压力，也可能造成在进口竞争部门工作的职工失业，这些微观因素都会对居民主观幸福感产生不良的影响。最近的一些文献发现了贸易影响健康以及增加工作强度等现象，如Hummels 等(2016)发现了丹麦工人在出口增加后工作时间会增加，从而其健康水平可能会下降。本文将在这一部分讨论这些问题。

我们发现“中国综合社会调查”问卷中除了以上关于个人特性的信息以外，还可以获得关于居民个人年收入、工作时间、健康状况的数据。表6 中第(1)列、第(2)列、第(3)列分别表示收入(去对数值以万为单位表示)、工作时间和健康状况对贸易进行工具变量回归的结果。从其中可以发现，贸易开放提高了居民的收入水平，但增加了工作时间，恶化了健康状况。贸易份额每增加百分之一，会使个人收入增加约0.765%，工作时间延长约0.69%，健康状况下降0.1%。其第(3)列、第(4)列、第(5)列分别表示居民主观幸福感对收入、工作时间和健康状况进行回归的估计结果，以此来研究收入、工作时间和健康状况对于居民主观幸福感的影响，结果显然与大家所感知到的相同，收入增加将会使居民主观幸福感增强，而工作时间延长和健康水平下降会显著削弱居民主观幸福感。

表6 贸易与居民主观幸福感影响的机制检验I

为了验证贸易对于居民主观幸福感影响机制的设想，同时将个人年收入、工作时间、健康状况与贸易放入到基准回归中，估计结果如表6 第(7)列所示，相对比之前的系数-0.052，贸易的系数在很大程度上变小，贸易份额每增加百分之一，将会导致居民主观幸福感降低约0.0045，并且贸易对于居民主观幸福感的影响不再显著，说明了当把收入与工作时间放入到回归式后，贸易对于居民主观幸福感的反向影响减小，而收入、工作时间和健康状态对于居民主观幸福感的影响依然显著，这证实了前文的猜想，贸易开放会使得收入增加，但是由于收入增加导致的居民主观幸福感增加并没有因工作时间延长和健康状况恶化而导致居民主观幸福感减少的多，所以最终使居民主观幸福感降低。因此，我们可以认为贸易开放导致居民主观幸福感下降的最主要原因是贸易开放增加了工作强度并恶化了健康状况。这个结果从表7 交互项的结果可以看到，在这个表中我们在基准工具变量回归中添加了交互项。从其中可以发现，收入增加会部分抵消贸易开放对居民主观幸福感的负面影响，而工作强度的增加和健康状况的恶化会显著增加贸易开放对居民主观幸福感的负面影响，当控制住这些交互项后，原来的贸易开放变量也变得不再显著。

表7 贸易与居民主观幸福感影响的机制检验Ⅱ

为了研究更多的异质性结果，我们进行了更多的交互项回归(见表8)。我们先对各省份层面的宏观变量进行了交互项回归，发现省份层面的人均GDP 并没有影响贸易开放对居民主观幸福感的影响，而收入不平等、环境污染以及失业率会强化贸易开放对居民主观幸福感的负面影响，特别是环境污染对这种负面影响最大，其次是失业率，最后是收入不平等。

表8 贸易与居民主观幸福感异质性影响回归结果(宏观变量)

我们也对一些个人层面的变量进行了异质性影响回归，表9 汇报了我们的回归结果。其结果显示，虽然贸易开放会降低居民主观幸福感程度，但是如果你拥有城镇户口、在国有企业工作、更多地接受了教育(比基准情形多10 年以上的教育年限)，贸易开放反而会显著提高你的主观幸福感程度。我们进一步研究发现，之所以这些个人特征会显著影响贸易开放对居民主观幸福感的影响程度，是因为是否拥有城镇户口、是否在国有企业工作和更多地接受了教育这些变量会显著提高他们的收入水平，降低他们的工作强度，提高了他们的健康水平。

在机制分析中我们发现，工作时间和健康状况显著影响居民主观幸福感，而且贸易对居民主观幸福感的负面影响主要是由于这两个因素导致的。表9 和表10 的结果表明，贸易冲击对不同的居民和工人的影响是不一样的，早期的研究大多关注收入不平等，如贸易领域非常关注的熟练劳动力和非熟练劳动力之间的不平等，实际上除了收入不平等外，贸易开放还加大了工作强度的不平等和健康状况的不平等，从而导致了最终幸福感不平等程度的增加。这种不平等在中国有着一种身份固化现象，如户口的限制，以及国有企业铁饭碗等现象使得这种不平等得以蔓延。

表9 贸易与居民主观幸福感异质性影响回归结果(个人层面变量)

表10 贸易与收入、工作时间和健康状况的异质性影响

续表10

六、结论

一直以来，针对经济增长与居民主观幸福感影响的研究与争议一直存在，但是鲜有将贸易开放、经济的开放性与幸福感相联系进行讨论，本文利用2003 年、2005 年、2006 年、2010 年、2013 年五年的“中国综合社会调查”数据，对贸易与居民主观幸福感的关系进行探索与分析。本文通过省份-国家层面的引力模型构造了以地理因素(距离、面积和比邻等因素)为基础的有以下几个方面。省份层面国际贸易工具变量，对贸易与居民主观幸福感的影响关系进行识别，主要发现有以下几方面：

第一，贸易对于居民主观幸福感具有显著的负效应，贸易份额每增加百分之一，居民主观幸福感指数将会减少0.052，该结论在更换工具变量和贸易变量、增加控制变量和改变样本等一系列稳健性检验中均存在。

第二，贸易对于居民主观幸福感的负面影响主要通过个人层面上的工作强度增加和健康状况恶化两种渠道进行传导。

第三，宏观层面上，环境污染、收入不平等程度增加、失业率增加会弱化该地区的幸福感；更为重要的是在微观层面上，贸易开放会带来新的不平等：拥有城镇户口(农村)、在国有企业工作(其他企业)、更好的教育(低教育水平)、收入更高(低)、工时更短(长)、健康状况更佳(差)的居民，也更为幸福(不幸福)。

本文得出贸易扩张导致居民主观幸福感下降的结论，并不意味着政府应该采取措施限制经济全球化的发展，而是在有序推进经济全球化的同时，政府也应当充分考虑经济全球化给特定人群带来的冲击。

因此，提高居民的整体的幸福感不能只是简单依靠经济总量的扩大，其更是一项非常复杂的社会工程，应多方协调和长期坚持治理之，才能效果显著。只有做到这些，才能使中国居民切实享受到全球化带来的福利，方能实现不断提高居民幸福感程度这一目标。