政府环境信息公开对居民主观幸福感影响的效应研究

佟孟华，郭娜娜，李剑培

（1. 东北财经大学 经济学院，辽宁 大连 116025；2. 暨南大学 产业经济研究院，广东 广州 510632）

一、问题的提出

人民幸福是“国之大者”，增强人民幸福感是迈向共同富裕新征程的根本落脚点。党的二十大报告数次提及“人民幸福”，并进一步围绕“增进民生福祉，提高人民生活品质”做了一系列新部署。伴随中国经济高质量发展的不断深入，居民幸福感的内涵也更加丰富，除了收入、就业等经济因素外，非经济因素对居民幸福感的影响愈加明显，其中环境质量已经成为影响居民幸福感的最重要因素之一［1］，正如习近平总书记所强调的，“环境就是民生，青山就是美丽，蓝天也是幸福，绿水青山就是金山银山；保护环境就是保护生产力，改善环境就是发展生产力。”［2］然而，近年来各类环境问题频发，不断威胁着人们的身心健康和生产生活，严重阻碍了居民幸福感的提升。为此，国家出台了一系列环境治理政策，而政府环境信息公开作为环境治理体系的关键环节，不仅能够降低市场主体与公众之间的信息不对称程度，也能够提高社会公众环境治理参与度，充分保障公众知情权、参与权和监督权等环境权益，是公众参与社会治理的重要体现。那么，居民作为社会公众的重要组成部分，政府环境信息公开究竟能否提升居民主观幸福感？不同类型的环境信息公开对居民主观幸福感的影响是否存在差异？政府环境信息公开通过哪些渠道影响居民主观幸福感？上述问题的考察对于以中国式现代化推进绿色低碳转型、切实增进民生福祉具有重要的现实意义。为了回答上述问题，本文尝试以城市层面的地方政府环境信息公开为切入点，以微观层面的居民主观幸福感为主要研究对象，探讨在多元主体共同参与的环境治理模式下的居民主观福利效应。

本文可能的边际贡献主要体现在以下三个方面：首先，从研究视角看，现有文献主要集中在环境信息公开的污染减排效应，较少关注微观个体的福利效应，本文通过考察城市层面地方政府环境信息公开对微观层面居民主观幸福感的影响，为政府环境信息公开的居民主观福利效应评估提供了新的微观证据，也是对已有研究的补充和拓展。其次，从研究数据看，现有关于居民主观幸福感的研究主要基于截面数据，而本文使用中国家庭追踪调查（China Family Panel Studies，CFPS）面板数据，时间跨度更长、样本量更大，能够更好地控制由不可观测的个体异质性导致的内生性问题，提高因果关系识别的精度。最后，从研究内容看，本文基于环境质量和政府质量两个维度，尝试从客观环境污染、主观环境污染和政府满意度三个方面探究政府环境信息公开对居民主观幸福感影响的渠道，同时进一步考察政府环境关注度和公众环境关注度的调节效应，更全面地揭示政府环境信息公开对居民主观幸福感影响的机理和效应。

二、文献综述、理论分析和研究假设

（一）文献综述

1. 环境污染与居民幸福感

国内外学者对环境污染与居民幸福感的关系进行了广泛而深刻的探索。根据现有文献，环境污染对居民幸福感的影响主要体现在客观环境污染和主观环境污染［3］两个方面。其一，客观环境污染，即实际存在的环境污染问题。一方面，客观环境污染会增加各类疾病的发生率，危害居民的身体健康［4-5］；另一方面，客观环境污染会增加居民焦虑和绝望的情绪，损害居民的心理健康，甚至增加自杀的风险［6］。Zhang 等［7］、杨继东和章逸然［8］与马佳羽等［9］已证实，二者均在不同程度上抑制居民生活满意度和主观幸福感。此外，Arvin 和Lew［10］认为，严重的空气污染还会影响人们出行，给居民生活带来不便，造成居民幸福感的下降。其二，主观环境污染，即居民对于环境污染状况的主观评判，而评判的对象来自实际存在的客观环境污染，但又因居民个体差异如收入水平、健康状况及对环境知识了解程度的不同而有所不同［11］。储德银等［3］、叶林祥和张尉［11］与潘丹和胡启志［12］发现，主观环境污染同样会显著降低居民幸福感，且独立于客观空气污染对居民幸福感的提升产生直接的抑制作用，甚至比客观空气污染的损害程度更大［13-14］。

2. 政府环境信息公开

政府环境信息公开作为公众参与型的非正式环境规制工具，一定程度上能够弥补命令型规制政策和市场型规制政策的不足。早期研究大多从微观企业视角出发，采用内容分析法探究企业环境信息公开对企业自身环境和经济绩效的影响，而基于城市层面政府环境信息公开的研究开展较晚且相对匮乏，主要集中考察环境信息公开的污染减排效应［15-17］。仅有少量文献涉及宏观层面政府环境信息公开对微观层面居民个体及其行为的影响，罗开艳和田启波［18］发现，政府环境信息公开能够增强居民环境治理参与意愿，而污染信息公开不但会明显减少居民的日常出勤率和户外活动［19］，还会影响居民的健康消费决策，显著提高居民的医疗保健支出［20］。

与本文相关的已有研究展开了诸多有益的探讨，但依旧存在不足之处。其一，与居民主观幸福感相关的文献大多使用单期截面数据或多期混合截面数据，缺少同一个体的多期观测值，无法消除个体固定效应所引起的偏差。其二，现有与环境信息公开相关的研究大多关注污染减排效应，缺少对微观层面居民个体尤其是居民主观幸福感的考察。有鉴于此，本文尝试在现有研究的基础上，深入探讨城市层面政府环境信息公开对微观层面居民主观幸福感影响的机制和效应，以期对该领域的已有研究形成有益的补充。

（二）理论分析和研究假设

1. 政府环境信息公开对居民主观幸福感的影响

根据委托代理理论，地方政府与公众之间实质上是一种委托—代理关系［21］，地方政府作为公众的代理人，承担着经济发展和环境治理的双重任务，往往会由于自利性而出现严重的任务执行偏差，导致环境治理不作为、乱作为和对部分企业污染庇护的行为，引起当地居民的强烈不满［22］。地方政府环境信息公开通过提升环境信息透明度，减少当地居民与地方政府的信息不对称程度，充分保障居民在政府环境治理中的知情权、监督权、参与权和表达权。具体而言，其一，政府环境信息公开使居民得以更加广泛地监督地方政府的环境治理行为及成效，减少其不作为、乱作为和污染庇护等损害居民利益行为的发生。其二，政府环境信息公开有助于居民更大程度地参与环境治理决策，使得居民的环保意见和建议更多地被采纳。其三，政府环境信息公开为政府与居民之间交流互动、表达诉求和利益整合搭建了良好的平台［23］，有利于政府真正按照居民的诉求服务于民，减少不必要的利益冲突和损失，同时也为政府与居民互信搭建了重要渠道，提高了居民的满意度和幸福感。基于上述分析，笔者提出如下假设：

假设1：政府环境信息公开能够显著提高居民主观幸福感。

2. 政府环境信息公开对居民主观幸福感影响的机制

从环境质量的维度出发，已有文献主要从主客观两个方面考察环境污染对居民幸福感的影响［3-4，11］，因而主客观环境污染是政府环境信息公开对居民主观幸福感最为可能的作用机制。其一，政府环境信息公开作为污染防治的重要举措，通过披露企业污染排放信息和地方政府污染治理信息，使得各相关主体能够实时准确地获取相关数据，便于中央政府和社会公众的监督，从而有效监管企业的排污行为，加强地方政府治理水平，提高环境污染治理效率［17］。因此，随着政府环境信息公开，城市的客观环境质量得以改善，有利于从生理和心理上提高居民的健康水平，进而提升居民主观幸福感。其二，由于居民主观意愿与信息不对称，居民对环境污染的主观评判往往与客观事实存在一定的偏差，而政府部门通过发布环境信息能够在很大程度上影响居民对环境污染的主观评价［20］。总体上，除了可以通过改善客观环境污染降低居民的主观环境污染之外，政府环境信息公开还可以通过以下两个方面直接降低居民的主观环境污染：一方面，政府环境信息公开能够保障居民的环境知情权，提高居民对环境问题的认知［18］，有助于居民及时抵御环境风险、做好污染防护，降低环境污染的不利影响，居民对环境污染的主观评价会随着污染影响的减弱而降低；另一方面，政府环境信息公开程度的提高不仅可以强化居民对环境改善的预期，还能让居民感受到政府对环境问题的重视，赢得居民对政府的信任，居民在对环境污染问题作出评价时表现出更为宽容的态度［24］。

从政府质量看，政府环境信息公开可以提高居民的政府满意度。政府质量（包括政府绩效、政治信任、政府效率和减少腐败等）改善对居民幸福感提升具有显著的促进作用［25-26］。目前，环境污染已成为中央政府关注的主要问题，长期暴露在空气污染中的居民认为，地方政府对此负有责任，因而对其表现出较低的信任度和满意度［27-28］。政府环境信息公开程度的提高是政府质量改善的重要体现：一方面，地方政府通过公开监管记录、企业污染排放信息和与公众交流互动等信息，让居民感受到地方政府切实回应居民的环境诉求，积极治理环境污染问题等负责任的态度和行为，政府质量得以“主动”改善；另一方面，更加透明的环境信息使得地方政府的环境治理行为更快地被上级政府、环保部门和社会公众等利益相关者识别，从而迫使地方政府治理环境污染问题，政府质量得以“被动”改善。政府质量改善有利于提高居民对政府满意度，进而提升居民主观幸福感。基于上述分析，笔者提出如下假设：

假设2：政府环境信息公开能够通过降低客观环境污染、降低主观环境污染和增强政府满意度提高居民主观幸福感。

3. 政府环境信息公开对居民主观幸福感影响的调节效应

政府环境信息公开作为一种兼顾以政府为主导、企业为主体和社会公众共同参与的新型环境治理模式，政府和公众在其中起着举足轻重的作用，企业减污降碳、环境持续改善目标的实现重点在于政府部门强有力的监管和社会公众的广泛参与［17］。地方政府对于环境问题的关注有利于地方环境治理工作的主动开展及环境监管的严格执行，强化地方政府与国家环境信息公开政策的关联，“自上而下”地保证地方环境信息公开的执行力。公众对于环境的关注能够促进公众环保意识的增强和提高公众环境参与的积极性，与环境信息公开相辅相成，强化公众对环境问题的监督举报能力和环境治理的参与程度，“自下而上”地保证地方环境信息公开的活力。而政府和公众对于环境问题的关注，意味着“自上而下”“自下而上”的双向贯通，使政府环境信息公开的制度效果得以最大程度地发挥。基于上述分析，笔者提出如下假设：

假设3：政府和公众环境关注度对政府环境信息公开与居民主观幸福感关系有正向调节效应。

三、研究设计

（一）模型构建

为了考察政府环境信息公开对居民主观幸福感的影响，本文参考叶林祥和张尉［11］与祝树金等［29］的研究，构建如下固定效应模型：

其中，被解释变量SWBict为位于c城市的居民个体i在t时期的主观幸福感。解释变量PITIc，t-2为城市c在t-2年政府环境信息公开的代理变量。Xict为居民个体层面、家庭层面和城市层面的控制变量集。α0为截距项，μi为居民个体固定效应，δt为时间固定效应，θc为城市固定效应，εict为随机扰动项。由于政府环境信息公开作为一种非正式的环境规制工具，其实施效果具有明显的时滞性和长期性［16］。同时，为了尽可能地克服反向因果所导致的内生性问题，将解释变量滞后两年处理（因CFPS 每两年调查一次，故将其滞后两年）。系数α1的符号和显著性是本文关注的重点，若α1显著为正，表明该城市的政府环境信息公开能够显著提高居民主观幸福感。

为了进一步分析政府和公众环境关注度在政府环境信息公开与居民主观幸福感关系中发挥的调节效应，在模型（1）的基础上引入政府环境关注度和公众环境关注度，及其与政府环境信息公开的交互项，构建如下调节效应模型：

其中，M为调节变量，代表政府环境关注度（GA）或公众环境关注度（PA），同样将其滞后两年处理。系数β3的符号和显著性是本文关注的重点，若系数均显著为正，表明政府和公众环境关注度的提高将显著增强政府环境信息公开对居民主观幸福感的正向影响。

（二）主要变量说明

1. 被解释变量：居民主观幸福感（SWB）

参考现有文献的做法，本文使用生活满意度来度量居民主观幸福感［7，30-31］。生活满意度的得分取自CFPS问卷中受访者对“您对自己的生活有多满意”问题的回答。受访者从数字1—5中进行选择，其中，1表示非常不满意，2表示不满意……5表示非常满意，数值越大代表居民生活满意度越高。生活满意度反映了居民对整个生活的长期愿望与自身经历的匹配程度，是主观幸福感重要的评估指标［32］。不同于已有文献多使用该问卷中“您觉得自己有多幸福”作为衡量主观幸福感的主要指标进行截面分析，本文使用这一指标的原因在于笔者的研究是基于面板数据。

2. 解释变量：政府环境信息公开（PITI）

借鉴祝树金等［29］的做法，本文用城市污染源监管信息公开指数（PITI）度量政府环境信息公开，将其取自然对数并滞后两年处理。PITI得分越高表示该城市政府环境信息公开程度越高。

3. 机制变量

其一，客观环境污染。本文使用四个指标衡量居民所在城市的客观环境污染：（1）空气质量指数（AQI），取自然对数。（2）空气质量等级（Grade）。（3）PM2.5（PM2.5），取自然对数。（4）PM10（PM10），取自然对数。①AQI、Grade、PM2.5和PM10等数据均来自https：//www.aqistudy.cn/historydata/，获取到的数据为月平均值，将其加总并除以12得到年平均值。由于该网站从2013年12月开始公布，因而本文客观环境污染数据为2014年、2016年和2018年。其二，主观环境污染（S_ENV）。本文采用CFPS 问卷中“总的来说，您认为环境问题在中国的严重程度如何”来衡量，受访者从数字0—10 中进行选择，0代表完全不严重，10代表非常严重，数值越大表示居民感受到的主观环境污染越严重。借鉴Yao等［28］的做法，将其转换为虚拟变量，如果取值为0—6，定义S_ENV 为0，表示主观环境污染不严重，如果取值为7—10，则定义S_ENV 为1，表示主观环境污染严重。其三，政府满意度。本文使用三个指标进行衡量：（1）政府业绩（Performance），数据取自CFPS 问卷“您对去年本县/市/区政府工作的总体评价是什么”，取值为1—5，1代表取得很大成绩，2代表取得一定成绩，3代表没取得多大成绩，4 代表没有成绩，5 代表比之前更糟了。本文将其转换成虚拟变量，如果取值为1—2，定义Performance 为1，表示政府业绩好，如果取值为3—5，则定义Performance 为0，表示政府业绩不好。（2）政府信任（Trust），数据取自CFPS 问卷“对干部（指当地地方政府官员）的信任程度”，取值为0—10，0代表非常不信任，10代表非常信任，数值越大表示居民对当地地方政府越信任。与前文S_ENV 处理方式一致，将Trust 转换为虚拟变量，如果取值为0—6，定义Trust 为0，表示对政府不信任，如果取值为7—10，定义Trust 为1，表示对政府信任。（3）政府腐败（Corruption），数据取自CFPS 问卷“您认为政府腐败问题在中国的严重程度如何”，取值为0—10，0代表完全不严重，10代表非常严重，数值越大表示居民认为政府腐败问题越严重。类似地，如果Corruption 取值为0—6，定义Corruption 为0，表示政府腐败问题不严重，如果Corruption取值为7—10，则定义Corruption为1，表示政府腐败问题严重。

4. 调节变量

其一，政府环境关注度（GA）。参考陈诗一和陈登科［33］的做法，用Python 软件统计2010—2018 年地级市《政府工作报告》中与环境相关词汇的频次，并计算上述词频占各地级市《政府工作报告》全文总词频的比重再乘以100。其二，公众环境关注度（PA）。借鉴周梦天和王之［34］的做法，用百度搜索指数进行构建，与其不同的是本文并未单独使用PM2.5 一词的搜索量，而是与度量政府环境关注度指标使用的词汇保持一致，以此计算各地级市与环境相关词汇的百度搜索总量并除以全市户籍人口数。

5. 控制变量

根据现有文献，本文在模型中加入三个层面的控制变量：其一，个体层面的控制变量：年龄（age，岁），用实际年龄衡量；年龄的平方（age2），用实际年龄的平方除以100衡量；性别（gender），男性=1，女性=0；受教育程度（education），文盲/半文盲=0，小学=1，初中=2，高中=3，大专及以上=4；健康状况（health），受访者自评健康程度，取值1—5；婚姻状况（marriage），有配偶=1，其他=0；工作状态（job），有工作=1，无工作=0；收入水平（income），受访者自评在当地的收入水平，取值1—5；社会地位（status），受访者自评在当地的社会地位，取值1—5。其二，家庭层面控制变量：家庭人均收入（fincome，元），用家庭人均收入水平的自然对数衡量；家庭净资产（asset，元），用家庭净资产的自然对数衡量；家庭人口规模（familysize，人），用家庭总人口数衡量。其三，城市层面的控制变量：地区生产总值（GDP，亿元），用地区生产总值的自然对数衡量；大中小学总数（school，所），用全市大中小学总数的自然对数衡量；医院床位总数（hospitalbed，张），用全市医院床位总数的自然对数衡量；互联网宽带接入用户数（internet，万户），用互联网宽带接入用户数的自然对数衡量。主要变量的描述性统计结果如表1所示。

表1 主要变量的描述性统计结果

（三）数据来源与处理

本文使用的个体层面和家庭层面数据均来自北京大学公布的CFPS数据库，CFPS重点关注中国居民的经济和非经济福利，于2010 年开始在全国25 个省/市/自治区正式开展调查，每两年访问一次并永久追踪。城市层面的政府环境信息公开数据来自公众环境研究中心（IPE）发布的城市污染源监管信息公开指数（PITI），IPE从2008年开始对113个城市的政府环境信息公开质量进行系统评估，2013—2014年，在原有城市基础上增至120个，评价项目主要包括监管记录、企业排放、环评信息和交流互动，并每年定期向公众发布评价结果。其他城市层面数据来自《中国城市统计年鉴》、各地级市《政府工作报告》和百度搜索指数等。由于目前IPE 公布的PITI 报告仅截至2018—2019 年度，基于数据的可得性，本文将CFPS2010、CFPS2012、CFPS2014、CFPS2016 和CFPS2018 数据纵向合并成非平衡面板数据，并将该微观数据与城市层面数据相匹配，剔除异常值和缺失值，最终保留52 582个样本。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果与分析

1. 基于PITI总得分的分析

为了考察政府环境信息公开对居民主观幸福感的整体影响，先基于PITI 总得分进行估计，回归结果如表2所示。

表2 政府环境信息公开对居民主观幸福感的影响：基于PITI总得分

表2所有模型均控制了个体固定效应，其中，列（1）未加入其他控制变量；列（2）进一步加入居民个体层面和家庭层面控制变量；列（3）进一步加入城市层面控制变量；列（4）—列（5）分别进一步控制了城市固定效应和时间固定效应。由表2可知，PITI回归系数在各回归模型中均显著为正，这充分说明加大政府环境信息公开程度，整体上能够提高居民主观幸福感，假设1得以验证。

2. 基于PITI分项得分①由于2016年和2018年的分项指标“自行监测信息公开”“重点排污单位信息公开”的划分略有调整，本文根据2014年的分类标准对其进行了统一。此外，PITI分项存在个别城市得分为0的情况，故每个分项加1之后再取自然对数并滞后两年处理。的分析

为考察不同类型政府环境信息公开对居民主观幸福感影响的结构性差异，将解释变量分别替换为PITI的四个分项指标（监管记录、企业排放、环评信息和交流互动），再次进行估计，回归结果如表3 所示。其中，列（1）—列（4）单独加入各PITI 分项指标，列（5）同时加入四个分项指标。

由表3可知，从企业角度看，企业监管记录信息公开显著提高了居民主观幸福感，而企业排放数据公开却起到了显著的抑制作用。原因可能在于，监管记录信息公开可以反映企业内部加强排污管理的水平和能力，进而对居民主观幸福感产生积极影响；而企业排放数据则是对重点排污企业的检测，该项得分越高意味着污染信息更多地暴露在公众视野中，可能会加重居民感知到的环境污染，进而降低了居民主观幸福感。从居民角度看，环评信息公开能够显著提升居民主观幸福感，而交流互动信息公开影响不显著。可能的原因在于，环评信息公开体现了政府对居民自身环境权益的保障，能够提升居民主观幸福感；而对于交流互动信息公开，由于公众参与人数众多，居民自身参与占比小，更多地体现了其他居民的环境参与，故该项信息公开的影响不显著。

（二）内生性处理

尽管在基准回归模型中已经将政府环境信息公开进行了滞后处理，但内生性问题可能依然存在，为了使估计结果更加可靠，需要使用合适的工具变量进一步排除内生性问题的干扰。

基于国内外关于环境规制的经典文献［33，35-36］，本文选取的第一个工具变量为城市空气流动系数（VC）。一方面，城市空气流动系数越低，区域污染物越不易扩散，因而在排放相同量的空气污染物时，空气流动系数较低则城市的环境规制更趋严格［36］，客观上要求该地政府公开更多的环境信息，满足工具变量相关性要求；另一方面，城市空气流动系数的大小主要取决于气候条件等自然现象，满足工具变量的外生性要求。此外，根据现有文献的经验做法，选取同一省份其他城市PITI的均值（PITI_other）作为本城市PITI的第二个工具变量。

与PITI 的做法一致，同样对两个工具变量取自然对数并滞后两年处理，使用两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计，回归结果如表4 所示。由表4 可知，Panel A 中第一阶段回归结果表明，VC 和PITI_other 的估计系数均在1%的水平上显著，且F 值远大于10，排除了弱工具变量问题。Panel B 第二阶段回归结果与基准回归结果一致，这进一步验证了政府环境信息公开对居民主观幸福感有显著的正效应。

表4 两阶段最小二乘（2SLS）估计结果

（三）稳健性检验

1. 替换被解释变量

本文将CFPS 问卷中“您对自己的生活有多满意”替换为“您觉得自己有多幸福”作为衡量居民主观幸福感的指标，由于2012 年调查问卷不涉及该问题且2016 年调查数据只有个别回答适用，仅可利用2010年、2014年和2018年数据，同时考虑内生性问题，使用替换衡量方式的SWB对PITI进行2SLS估计。回归结果如表5 Panel A列（1）所示，这里仅汇报第二阶段的回归结果。

表5 稳健性检验

2. 排除PITI评价标准调整的干扰

由于2013 年PITI 的评价标准发生了调整，为了避免估计结果的偏误，本文采取以下三种方式进行处理：其一，对PITI 进行标准化处理消除量纲，使其变成均值为0、标准差为1 的分布。其二，对PITI 进行归一化处理消除量纲，使数据范围映射到［0，1］区间内。其三，改变样本期间，选取调整以后的样本（2014年、2016年和2018年）进行估计。回归结果如表5 Panel A 列（2）—列（4）所示。

3. 改变回归模型

由于被解释变量是一个多项有序变量，分别利用有序Probit 和有序Logit 模型进行重新估计，同时控制城市固定效应和时间固定效应。回归结果如表 5 Panel A列（5）—列（6）所示。

4. 缩尾处理

为避免离群值对研究结论的干扰，对各连续变量样本数据进行上下1%缩尾处理。回归结果如表5 Panel B列（7）所示。

5. 排除行政等级因素的干扰

由于经济特区城市、直辖市和计划单列市一般具有明显的政策偏向性，从而造成回归结果的偏误。因此，本文将这些具有行政等级的城市剔除，回归结果如表5 Panel B列（8）所示。

6. 排除同时期其他政策的干扰

在本文的样本期间内，中国各项污染防治政策先后出台，包括低碳试点城市政策、碳交易政策和《环境空气质量标准（2012）》等，这些政策的推出可能也会对居民主观幸福感产生影响，从而使政府环境信息公开的效应产生混淆。因此，本文在基准回归基础上单独加入以上政策的虚拟变量D1、D2和D3，以及同时加入这三个虚拟变量，其分别表示居民所在城市当年是否属于该政策城市试点，如果是，取1，反之，则取0。回归结果如表5 Panel B列（9）—列（12）所示。

综上，表5的回归结果显示，政府环境信息公开的回归系数依然显著为正，所得结论与基准回归结果保持一致。这些都证明了本文研究结论的稳健性。

（四）异质性分析

1. 收入水平异质性分析

为了验证政府环境信息公开对居民主观幸福感影响在不同收入水平群体中可能存在的差异，本文借鉴叶林祥和张尉［11］与李培林［37］关于中等收入群体划分的标准，以样本家庭人均收入中位数的75%为界，将低于该界限的群体定义为低收入群体，将高于该界限的群体定义为中高收入群体，并进行分组估计，回归结果如表6 列（1）—列（2）所示。由表6 可知，对于低收入群体，PITI系数估计值不显著，而对于中高收入群体，PITI系数估计值显著为正，表明政府环境信息公开对低收入群体居民主观幸福感没有显著影响，但能够显著提高中高收入群体居民主观幸福感。原因可能在于，低收入群体对于环境问题的关注度较低，物质生活水平的改善是提升其幸福感的主要途径［38］，而中高收入群体具有更多的环境知识储备和更高的马斯洛需求层次要求，更加关注环境问题，环境污染所带来的主观感受更强烈［14］。因此，相较于低收入群体，政府环境信息公开更易引起中高收入群体的关注。

表6 异质性分析

2. 健康水平异质性分析

为了验证政府环境信息公开对居民主观幸福感影响在不同健康水平群体中可能存在的差异，本文按照居民的健康水平进行分组回归。CFPS 问卷中将居民健康水平划分为1—5个等级，取值越大代表居民的健康水平越高。将等级1—2 定义为不健康群体，将等级3—5 定义为健康群体，并进行分组估计，回归结果如表6 列（3）—列（4）所示。由表6 可知，政府环境信息公开对健康群体居民主观幸福感没有显著影响，但能够显著提高不健康群体居民主观幸福感。原因在于，对于不同健康群体而言，面对同样的客观环境污染，居民所能感知到的污染程度也是不同的，如患有呼吸道疾病的群体对空气污染的敏感性会高于健康群体，即环境污染对不健康群体影响更大。因此，政府环境信息公开的主观福利效应对不健康群体更显著。

五、进一步分析

（一）机制分析

1. 客观环境污染

与其他环境污染相比，空气污染是中国面临更为严峻、政府更为关注的问题，因其流动性强、影响范围广、损害程度大，公众对空气污染具有更敏感的感知且给予更多的关注。因此，本文重点关注政府环境信息公开对居民所在城市客观空气污染的影响。为了检验这一渠道，将模型（1）中的被解释变量替换为空气质量指数（AQI）和空气质量等级（Grade）。由于居民对于AQI分项指标中的PM2.5 和PM10 关注度更高，因而进一步将被解释变量分别替换为PM2.5 和PM10的自然对数值再次进行估计，回归结果如表7 所示。由表7 可知，PITI 系数估计值均显著为负，证实了政府环境信息公开通过降低当地客观环境污染提升居民主观幸福感。

表7 机制分析：客观环境污染(N=21 867)

2. 主观环境污染

为了检验政府环境信息公开是否通过居民的主观环境污染影响居民主观幸福感，将模型（1）中的被解释变量替换为主观环境污染（S_ENV），并进一步在控制变量中加入客观环境污染再次进行回归。在控制变量中加入客观环境污染的原因在于，客观环境质量恶化会通过居民直观感受影响其对污染的主观判断，因而需要从中剥离出客观环境污染的影响，以考察政府环境信息公开能否独立于客观环境污染降低居民的主观环境污染。回归结果如表8 所示，列（1）未在控制变量中加入客观环境污染，列（2）—列（5）则进一步依次控制了AQI、Grade、PM2.5 和PM10等客观环境污染变量。

表8 机制分析：主观环境污染

由表8 可知，无论是否在控制变量中加入客观环境污染变量，PITI 系数估计值均显著为负，表明政府环境信息公开对居民主观环境污染具有显著的负向影响。此外，列（2）—列（5）的回归结果显示，AQI、Grade、PM2.5 和PM10 等的系数估计值均显著为正，说明客观环境污染确实显著正向影响居民主观环境污染；而控制客观环境污染变量之后的PITI 系数估计值虽略有减小且显著性下降，但依然在5%的水平下显著，这表明在同样的客观环境污染条件下，政府环境信息公开能够直接降低居民的主观环境污染，从而提高居民主观幸福感。

3. 政府满意度

为了验证政府环境信息公开能否通过提升居民对政府满意度提高居民主观幸福感，将模型（1）中的被解释变量替换为政府满意度的三个指标政府业绩（Performance）、政府信任（Trust）和政府腐败（Corruption）进行估计，回归结果如表9所示。由表9可知，政府环境信息公开能够显著提高居民对于政府业绩的总体评价，并且显著降低居民对于政府腐败问题严重性的评判，而PITI 对Trust 回归的估计系数虽在统计上不显著，但从经济学意义上讲，政府环境信息公开可以增强居民对政府的信任。因此，从整体上讲，政府环境信息公开能够提高居民对当地政府满意度，进而提高居民主观幸福感。

表9 机制分析：政府满意度

综上，政府环境信息公开能够通过降低客观环境污染、降低主观环境污染和增强政府满意度提升居民主观幸福感，即假设2得以验证。

（二）调节效应分析：政府和公众的角色作用

政府和公众作为现代环境治理体系的两大主体，对于环境信息公开治理效率的提升发挥着重要作用。前文理论分析表明，政府和公众环境关注度的提升能够提高政府环境信息公开对居民主观幸福感的正向调节效应。参考Levinson［39］的研究，为了使加入交互项前后的一阶项系数更容易解释且更具可比性，本文将政府环境信息公开（PITI）、政府环境关注度（GA）和公众环境关注度（PA）经过中心化处理之后代入模型（2），回归结果如表10 所示。由表10 可知，PITI×GA和PITI×PA 系数估计值均显著为正，表明政府和公众环境关注度的提高均能增强政府环境信息公开对居民主观幸福感的正向影响，即假设3得以验证。

表10 政府和公众环境关注度的调节效应

六、研究结论与政策建议

本文基于2010—2018 年中国家庭追踪调查（CFPS）数据库、城市污染源监管信息公开指数（PITI）和《中国城市统计年鉴》匹配后的面板数据，运用固定效应模型实证分析了政府环境信息公开对居民主观幸福感影响的机制和效应。基准分析表明，政府环境信息公开能够显著提高居民主观幸福感，但不同类型的政府环境信息公开对居民主观幸福感影响存在明显的结构性差异，具体地，监管记录和环评信息公开会显著提高居民主观幸福感，企业排放数据公开对居民主观幸福感的影响表现为显著的抑制作用，而交流互动信息公开对居民主观幸福感没有显著影响。异质性分析显示，政府环境信息公开的居民主观福利效应受不同群体特征的影响，对于中高收入群体和不健康群体，政府环境信息公开对居民主观幸福感的提升效应更显著。机制分析发现，政府环境信息公开不仅有助于降低城市的客观环境污染，而且可以降低居民感知的主观环境污染，提高居民的政府满意度，进而增强居民主观幸福感。调节效应分析表明，政府和公众环境关注度对政府环境信息公开与居民主观幸福的关系感起到正向调节效应。

基于上述研究结论，笔者提出以下三点政策建议：首先，加大政府环境信息公开力度。政府环境信息公开显著提高居民主观幸福感，因而各级政府需要进一步完善环境信息公开的制度和体系建设。一方面，在现有第三方平台公开的基础上，引入更多的信息公开主体和信息评估指标；另一方面，结合新一代信息通信技术，开发更多公众容易获取的环境信息渠道和方式，提高各类环境信息发布的全面性、及时性、完整性，便于公众获取和使用。其次，不断加大环境监管和污染治理力度。本文研究结果表明，政府环境信息公开通过降低客观环境污染和主观环境污染提高居民主观幸福感，可见，客观环境污染问题不容忽视。政府需要切实加强环境监管，提升污染治理力度，让“我们的祖国天更蓝、山更绿、水更清”、让居民饮水无杂质、呼吸无尘霾，从而降低居民主观环境污染水平，增强其生态环境获得感。同时，政府需要提高回应反馈效率，提供相应的法律保障，切实维护和保护居民的环境利益。最后，进一步提高有为政府和公众的环境责任意识。随着政府和公众对环境关注度的提高，政府环境信息公开可以更加有效地提高居民主观幸福感。一方面，各级政府部门需要重视环境信息公开的重要作用，从顶层设计执行环境信息公开。各相关部门应提高对政府环境信息公开的认识，主动切实满足公众知情权的需求，从而产生有力的环境监督效应。另一方面，政府也要加强宣传、引导公众关注环境信息，鼓励公众参与到环境监督中来，督促污染企业减排，提高居民主观幸福感。