中國(guó)城市生活垃圾產(chǎn)生量的區(qū)域差異—基于STIRPAT模型

許 博,趙 月,鞠美庭,楚春禮*,張哲予

中國(guó)城市生活垃圾產(chǎn)生量的區(qū)域差異—基于STIRPAT模型

許 博1,2,趙 月1,鞠美庭1,2,楚春禮1,2*,張哲予1

(1.南開大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院,天津 300071；2.南開大學(xué)天津市生物質(zhì)固廢資源化技術(shù)工程中心,天津 300071)

基于2006~2017年的中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù),本文以STIRPAT理論模型為基礎(chǔ),建立固定效應(yīng)模型,分別從全國(guó)和區(qū)域兩個(gè)層面深入探究人口、富裕程度和技術(shù)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的區(qū)域差異.研究結(jié)果表明:(1)近年來(lái),生活垃圾產(chǎn)生量快速增長(zhǎng),同時(shí)存在顯著的區(qū)域差異;(2)從人口因素看,在全國(guó)層面上城鎮(zhèn)化水平、人口規(guī)模、家庭規(guī)模和人口老齡化的彈性系數(shù)分別是1.152、0.585、-0.478、-0.230,對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量的影響程度依次減小.在東部地區(qū),城鎮(zhèn)化水平提升、人口規(guī)模增多和家庭規(guī)模小型化促進(jìn)生活垃圾的產(chǎn)生,人口老齡化增加減少生活垃圾的產(chǎn)生.在中西部地區(qū),城鎮(zhèn)化的正效應(yīng)和人口老齡化的負(fù)效應(yīng)明顯強(qiáng)于東部地區(qū),人口規(guī)模的正效應(yīng)和家庭規(guī)模的正效應(yīng)明顯弱于東部地區(qū);(3)從經(jīng)濟(jì)發(fā)展看,在全國(guó)層面上居民人均消費(fèi)支出與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)倒N型關(guān)系.在東部地區(qū),居民人均消費(fèi)支出和人均GDP的提升促進(jìn)生活垃圾的產(chǎn)生;(4)從技術(shù)水平看,生活能源消耗強(qiáng)度和市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用的彈性系數(shù)分別為0.120、-0.0168,區(qū)域差異不明顯.

城市生活垃圾；區(qū)域差異；STIRPAT模型；人口；富裕程度；技術(shù)

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)蓬勃發(fā)展,城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快,居民生活水平快速提高,加快了中國(guó)城市生活垃圾的產(chǎn)生速度,使中國(guó)成為世界上最大的生活垃圾產(chǎn)生國(guó)[1-4].生活垃圾的產(chǎn)生量從1978年的2508萬(wàn)t增長(zhǎng)到2017年21520.9萬(wàn)t[5],年平均增長(zhǎng)5.3%,中國(guó)2/3的城市出現(xiàn)“垃圾圍城”的現(xiàn)象,并不斷向農(nóng)村地區(qū)蔓延[6-8].日益增多的生活垃圾對(duì)城市環(huán)境和公共衛(wèi)生造成危害,嚴(yán)重威脅城市的可持續(xù)發(fā)展[8].定量分析人口因素、經(jīng)濟(jì)發(fā)展和技術(shù)水平對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響,探究城市生活垃圾的減排路徑是生活垃圾管理的重要內(nèi)容,同時(shí)也是政府實(shí)施生活垃圾管理的一項(xiàng)重要措施[9-10].

生活垃圾的產(chǎn)生過程復(fù)雜,受到多方面因素的影響,已有研究分析了生活垃圾產(chǎn)生量與人口規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、受教育程度、生活習(xí)慣、經(jīng)濟(jì)發(fā)展、消費(fèi)方式、技術(shù)水平、城市管理、規(guī)章制度、氣候等因素的相關(guān)性[11-15].人口因素被指出是影響生活垃圾產(chǎn)生量的關(guān)鍵驅(qū)動(dòng)力[13,16-18].高會(huì)苗等[19]通過SPSS分析指出生活垃圾產(chǎn)生量與地區(qū)的人口數(shù)量密切相關(guān).Xu等[20]建立路徑分析模型表明家庭規(guī)模和家庭用餐率是直接影響生活垃圾產(chǎn)生量的主要因素.Intharathirat等[21]通過物理分類得出居民生活垃圾產(chǎn)生量與人口密度、城鎮(zhèn)化水平呈現(xiàn)正相關(guān),與家庭規(guī)模呈現(xiàn)負(fù)相關(guān),Surindra等[22]認(rèn)為生活垃圾產(chǎn)生與家庭規(guī)模負(fù)相關(guān).一些研究分析了富裕程度與生活垃圾產(chǎn)生量的關(guān)系[16,23-24].Dennison等[25]通過實(shí)地調(diào)研指出富裕人口和貧困人口在生活垃圾產(chǎn)生總量和個(gè)別成分產(chǎn)生方面存在明顯差異,富裕家庭更可能產(chǎn)生大量的垃圾. Trang等[26]采用回歸模型表明收入對(duì)家庭產(chǎn)生的生活垃圾具有顯著的負(fù)向影響,未來(lái)應(yīng)更多強(qiáng)調(diào)家庭日常活動(dòng)對(duì)廢物的作用.Monavari通過抽樣調(diào)查得出城市不同社會(huì)經(jīng)濟(jì)群體的生活垃圾產(chǎn)生量和組成存在顯著差異,高收入群體產(chǎn)生更多的生活垃圾[27].毛克貞等[28]基于2003~ 2015年的省級(jí)面板數(shù)據(jù),使用FGLS、PCSE和LSDV三種方法,指出城鎮(zhèn)居民消費(fèi)具有顯著的直接污染效應(yīng),與生活垃圾排放存在倒U型曲線關(guān)系.Song等[29]利用1985~2005年中國(guó)省級(jí)數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)生活垃圾排放與人均GDP存在長(zhǎng)期協(xié)整關(guān)系,呈現(xiàn)倒U型曲線.

現(xiàn)有研究主要集中在運(yùn)用問卷調(diào)查、實(shí)地調(diào)研、統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)等方式研究城市生活垃圾產(chǎn)生量與各種因素之間的關(guān)系,并運(yùn)用預(yù)測(cè)模型預(yù)測(cè)生活垃圾產(chǎn)生量的變化[16].大多數(shù)研究缺少對(duì)人口因素、富裕程度、技術(shù)等方面進(jìn)行結(jié)構(gòu)性系統(tǒng)性的研究.因此,本研究試圖解決這些問題,基于2006~2017年的中國(guó)省級(jí)面板數(shù)據(jù),本文以STIRPAT理論模型為基礎(chǔ),建立固定效應(yīng)模型,分別從全國(guó)和區(qū)域兩個(gè)層面深入探究人口因素、富裕程度和技術(shù)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的區(qū)域差異,對(duì)不同因素與生活垃圾產(chǎn)生量的關(guān)系提供系統(tǒng)的認(rèn)識(shí),同時(shí)為政府開展生活垃圾減排工作,制定并實(shí)施有效的生活垃圾可持續(xù)管理提供理論依據(jù)[30].

1 材料與方法

1.1 研究方法

1.1.1 STIRPAT模型的構(gòu)建 Ehrlich和Holdren最早將IPAT模型用于研究人口、富裕程度和技術(shù)對(duì)環(huán)境的影響[31].傳統(tǒng)IPAT模型存在變量少以及應(yīng)用范圍窄等缺陷,Dieiz和Rose在IPAT模型的基礎(chǔ)上構(gòu)建了STIRPAT模型[32],STIRPAT模型模型靈活度高,允許加入其他解釋變量,被廣泛應(yīng)用于研究環(huán)境和污染物排放的影響因素[33-35].

式中:代表環(huán)境壓力;代表人口因素;代表富裕程度,T代表技術(shù)水平;為模型系數(shù);、、分別為、、對(duì)環(huán)境壓力的彈性系數(shù);為隨機(jī)干擾項(xiàng).

城市生活垃圾是居民在日常生活產(chǎn)生的固體廢物,屬于典型的生活污染物,因此本文在前人研究成果的基礎(chǔ)上[28,30,36],將城市生活垃圾產(chǎn)生量作為環(huán)境變量,應(yīng)用STIRPAT模型探究人口因素、富裕程度和技術(shù)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響.為了消除模型異方差,增加數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性,對(duì)各變量取自然對(duì)數(shù):

1.1.2 研究變量的選取 近年來(lái),生活垃圾產(chǎn)生量快速增長(zhǎng),從2006年14841.3萬(wàn)t增加到2017年21520.9萬(wàn)t,增長(zhǎng)了45%.同時(shí)生活垃圾產(chǎn)生量在空間上存在區(qū)域差異,如圖1所示,東部地區(qū)的生活垃圾產(chǎn)生量增幅最大,產(chǎn)生量最多,西部地區(qū)的生活垃圾產(chǎn)生量增幅慢,產(chǎn)生量最小,呈現(xiàn)東南多西北少的空間格局.因此,我們采用城市生活垃圾產(chǎn)生量作為因變量,從全國(guó)和地區(qū)層面探討人口、富裕程度和技術(shù)對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量的影響.

基于STIRPAT模型,我們發(fā)現(xiàn)影響生活垃圾產(chǎn)生量的重要因素包含人口因素[37]、富裕程度[21,38-40]和技術(shù)水平[41-42].人口因素可以從人口規(guī)模和人口結(jié)構(gòu)兩方面考慮,引入年齡結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模、城鎮(zhèn)化水平、受教育程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)5個(gè)方面作為人口結(jié)構(gòu)的變量.隨著城鎮(zhèn)化進(jìn)程加快,人口因素在時(shí)間和空間上發(fā)生顯著變化,主要表現(xiàn)在人口的大規(guī)模集聚,人口老齡化加劇,家庭規(guī)模小型化成為趨勢(shì),城鎮(zhèn)化水平通過改變地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、消費(fèi)習(xí)慣、以及技術(shù)進(jìn)步等因素影響生活垃圾的產(chǎn)生[43]、受教育程度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)可以減少生活垃圾的產(chǎn)生.富裕程度用人均GDP和居民人均消費(fèi)支出衡量[44],人均GDP代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)水平,直接影響居民的物質(zhì)消費(fèi).居民人均消費(fèi)支出表征生活水平,顯示居民的消費(fèi)能力[39],生活水平的提高使居民總體消費(fèi)能力增加導(dǎo)致商業(yè)垃圾、餐廚垃圾等顯著增長(zhǎng)[12,45].技術(shù)水平的概念寬泛,可以包含生產(chǎn)方式、社會(huì)政策因素等.本文用生活能源強(qiáng)度和市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用衡量,技術(shù)的提高會(huì)減少生活垃圾的產(chǎn)生,直接影響著生活垃圾的產(chǎn)生量[46].

圖1 2006、2011和2017年城市生活垃圾產(chǎn)生量的時(shí)空特征

用STIRPAT模型探討人口、富裕程度和技術(shù)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響,如圖2所示.擴(kuò)展模型的形式如下:

圖2 人口、富裕程度和技術(shù)對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量的影響

方程中下標(biāo)=1,2,…,30,代表各省市自治區(qū);代表年份;garbage代表第個(gè)地區(qū)年各類城市生活垃圾產(chǎn)生量;為待估參數(shù),ε為隨機(jī)誤差項(xiàng).1、2、3、4、5、6、7、8、9、10為模型參數(shù).age、familysize、urbanization、education、tertiary、population、pgdp、consumption、penergy、sanitation分別代表第個(gè)地區(qū)年的年齡構(gòu)成、家庭規(guī)模、城鎮(zhèn)化水平、受教育程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口規(guī)模、人均GDP、居民人均消費(fèi)支出、生活能源強(qiáng)度、市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用.

1.2 數(shù)據(jù)來(lái)源和區(qū)域分類說明

表1 變量名稱、符號(hào)、單位

選取2006~2017年中國(guó)30個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本(西藏,港澳臺(tái)除外),城市生活垃圾產(chǎn)生量、人均GDP、居民人均消費(fèi)支出、年齡構(gòu)成、受教育程度、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、家庭規(guī)模和城鎮(zhèn)化率的數(shù)據(jù)根據(jù)歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》(2007~2018)整理計(jì)算得到[47],生活能源強(qiáng)度的數(shù)據(jù)根據(jù)《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》(20007~2018)整理計(jì)算得到[48],人口規(guī)模和市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用的數(shù)據(jù)來(lái)源于歷年《城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》(20007~2018)[49].為了消除通貨膨脹的影響,對(duì)居民人均消費(fèi)支出和人均GDP進(jìn)行不變價(jià)處理,調(diào)整以2006年為基期的實(shí)際數(shù)值.本文使用城市生活垃圾清運(yùn)量近似替代城市生活垃圾產(chǎn)生量[50].變量的名稱、符號(hào)和單位,如表1,各變量的描述性統(tǒng)計(jì)無(wú)明顯偏差,數(shù)據(jù)合理,如表2.

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

為了探討我國(guó)生活垃圾產(chǎn)生量的區(qū)域影響差異,論證結(jié)果的可靠性.分別在全國(guó)和區(qū)域?qū)用?東、中、西)分別進(jìn)行回歸.

1.3 實(shí)證檢驗(yàn)方法

我們使用計(jì)量軟件stata15進(jìn)行統(tǒng)計(jì)和回歸分析.首先采用逐步回歸法選取合適變量,剔除受教育程度(=0.5703)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(=0.1644)兩個(gè)變量,在回歸前為了避免偽回歸,本文運(yùn)用四種方法檢驗(yàn)變量平穩(wěn)性.Levin-Lin-Chu(LLC)測(cè)試,Im-Pesaran-Shin (IPS)測(cè)試, Fisher-ADF測(cè)試和Fisher-PP測(cè)試.如表3,在四次檢驗(yàn)中,對(duì)所有變量一階差分后,各變量在1%的顯著性水平下保持平穩(wěn).然后采用kao檢驗(yàn)對(duì)變量之間的協(xié)整關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果如表4,ADF值為1.9581,在5%的顯著性水平變量之間存在長(zhǎng)期穩(wěn)定的均衡關(guān)系.最后通過檢驗(yàn)、Hausman檢驗(yàn)確定面板回歸模型,如表5,檢驗(yàn)的值為0.0000,在1%的顯著性水平下強(qiáng)烈拒絕原假設(shè),存在個(gè)體效應(yīng),拒絕混合OLS模型,使用固定效應(yīng)模型.Hausman檢驗(yàn)的P值為0.0000,在1%的顯著性水平下強(qiáng)烈拒絕原假設(shè),拒絕隨機(jī)效應(yīng)模型,選擇固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸.

表3 單位根檢驗(yàn)結(jié)果

注:*< 0.1,**< 0.05,***< 0.01.

表4 面板數(shù)據(jù)的kao協(xié)整檢驗(yàn)結(jié)果

2 城市生活垃圾產(chǎn)生量驅(qū)動(dòng)因素的回歸結(jié)果分析和討論

表5第1~3列和第7~9列分別是全國(guó)和不同區(qū)域城市生活垃圾產(chǎn)生量驅(qū)動(dòng)因素的回歸結(jié)果, 通過分區(qū)域研究,保證結(jié)果的穩(wěn)健性.第6~8列是滯后效應(yīng)模型回歸的結(jié)果,研究因素的滯后效應(yīng).

2018年我國(guó)城市化水平達(dá)59.58%[51],仍處于增長(zhǎng)階段.短期來(lái)看,隨著城市規(guī)模不斷擴(kuò)張,城市人口持續(xù)增加,我國(guó)各區(qū)域城市生活垃圾產(chǎn)生量依然快速增長(zhǎng).長(zhǎng)期來(lái)看,隨著人口結(jié)構(gòu)趨于穩(wěn)定,政府對(duì)生態(tài)環(huán)境的重視,居民環(huán)保意識(shí)的增強(qiáng),技術(shù)水平的提高,生活垃圾產(chǎn)生量終會(huì)跨越拐點(diǎn),實(shí)現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng).

表5 城市生活垃圾產(chǎn)生量驅(qū)動(dòng)因素的實(shí)證結(jié)果

注:*< 0.1,**< 0.05,***< 0.01;( )內(nèi)數(shù)字為回歸系數(shù)的值.

2.1 人口因素的回歸結(jié)果分析和討論

從全國(guó)層面看,城鎮(zhèn)化水平、人口規(guī)模、家庭規(guī)模和人口老齡化的彈性系數(shù)分別是1.152、0.585、-0.478、-0.230,影響程度依次減小.城鎮(zhèn)化對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量具有顯著的正向影響,與以往的研究結(jié)論相同[13].城鎮(zhèn)化是農(nóng)村人口向城市轉(zhuǎn)移,實(shí)現(xiàn)人口再分配的過程[52].它通過人口集聚增加居民消費(fèi)需求和城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的需求.人口規(guī)模與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)顯著正相關(guān),以往的研究也得到相同的結(jié)論[53],人口規(guī)模增多擠壓人類的生存空間,對(duì)生活垃圾的產(chǎn)生增加負(fù)荷.家庭規(guī)模是反映家庭結(jié)構(gòu)的重要指標(biāo).隨著城鎮(zhèn)化提升、離婚率上升和人口政策的影響,中國(guó)的家庭結(jié)構(gòu)逐漸轉(zhuǎn)變.一方面,家庭規(guī)模日益小型化,平均家庭規(guī)模由2006年的3.17戶逐漸下降到2017年的3.03戶,隨著總?cè)丝谠黾?家庭規(guī)模小型化使家庭總戶數(shù)增加,消耗更多的資源,產(chǎn)生更多的生活垃圾,以往文獻(xiàn)也表明家庭規(guī)模與生活垃圾產(chǎn)生量顯著負(fù)相關(guān)[20,54-57].另一方面,家庭規(guī)模小型化消耗更多的家庭用品,同時(shí)也造成資源閑置,居民選擇外出就餐或者外賣,增加生活垃圾的產(chǎn)生.中國(guó)總體處于老齡化初級(jí)階段,老年人的消費(fèi)能力下降,注重養(yǎng)生,減少生活垃圾產(chǎn)生量.

在滯后效應(yīng)中,年齡因素的動(dòng)態(tài)滯后彈性系數(shù)與固定效應(yīng)彈性系數(shù)變化較小,穩(wěn)定性強(qiáng),存在明顯的路徑依賴.

從區(qū)域?qū)用婵?東部地區(qū)人口規(guī)模和家庭規(guī)模是重要的驅(qū)動(dòng)力,城鎮(zhèn)化提升、人口規(guī)模增多和家庭規(guī)模小型化促進(jìn)生活垃圾的產(chǎn)生,人口老齡化會(huì)減少生活垃圾的產(chǎn)生.中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平和人口規(guī)模是重要的驅(qū)動(dòng)力,城鎮(zhèn)化的正效應(yīng)和人口老齡化的負(fù)效應(yīng)明顯強(qiáng)于東部地區(qū),在研究期內(nèi),中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平增速最快,基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)落后于人口增長(zhǎng),東部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平最高,設(shè)施和制度的完善度遠(yuǎn)大于中西部地區(qū),中西部地區(qū)的老齡化進(jìn)程比東部地區(qū)慢,2017年,東部、中部和西部的平均老齡化水平分別為11.71%、11.42%和10.2%,超過2017年底經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度(6.9%).在中西部地區(qū),人口老齡化進(jìn)程處于初級(jí)階段,老年人的生活水平較低,崇尚節(jié)約簡(jiǎn)樸的生活方式,消費(fèi)的內(nèi)容和種類有限,生活垃圾產(chǎn)生量少.在東部地區(qū),隨著老齡化程度的深入,老年人對(duì)醫(yī)療、娛樂等相關(guān)產(chǎn)品和服務(wù)的需求較高,需要更多的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)來(lái)支撐,相比于中西部地區(qū)產(chǎn)生更多的生活垃圾.年齡結(jié)構(gòu)的變化對(duì)生活垃圾產(chǎn)生的影響機(jī)制比較復(fù)雜,需要政府給予更多的關(guān)注.中西部地區(qū)人口規(guī)模的正效應(yīng)和家庭規(guī)模的正效應(yīng)明顯弱于東部地區(qū),東部地區(qū)家庭規(guī)模小型化的趨勢(shì)更加明顯,東部地區(qū)開放程度更高,居民生活方式多元化,家庭總戶數(shù)快速增加,對(duì)生活垃圾的影響程度大.

2.2 富裕程度因素的回歸結(jié)果分析和討論

從全國(guó)層面看,居民人均消費(fèi)支出與生活垃圾產(chǎn)生量存在倒N型關(guān)系,人均GDP與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)顯著正相關(guān).居民人均消費(fèi)支出和人均GDP顯示消費(fèi)能力,對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量具有顯著影響.從2006年到2017年,我國(guó)居民消費(fèi)水平持續(xù)增長(zhǎng),居民的消費(fèi)內(nèi)容和模式逐漸改變,生活垃圾產(chǎn)生量逐年增長(zhǎng),之前的研究發(fā)現(xiàn)高收入群體能夠產(chǎn)生更多的生活垃圾[25,58].

從區(qū)域?qū)用婵?東部地區(qū)的居民人均消費(fèi)支出與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)顯著正相關(guān),促進(jìn)生活垃圾的產(chǎn)生,但是在中西部地區(qū),居民人均消費(fèi)支出與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)倒U型關(guān)系,大部分省份處在拐點(diǎn)左側(cè),人均GDP的正效應(yīng)明顯弱于東部地區(qū).這表明東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展提高了消費(fèi)水平,居民擁有更高的消費(fèi)能力,享受著高成本、高消耗、高成本、高浪費(fèi)的生活方式.在中西部地區(qū),中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱,居民消費(fèi)的增加產(chǎn)生更大的邊際效用,顯著提高居民的消費(fèi)能力,產(chǎn)生更多的生活垃圾.

2.3 技術(shù)因素的回歸結(jié)果分析和討論

從全國(guó)層面看,生活能源消耗強(qiáng)度和市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用的彈性系數(shù)分別為0.120、-0.0168,對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量的影響程度依次減小,表明生活能源消耗強(qiáng)度提高和市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用增多有助于減緩生活垃圾產(chǎn)生的速度.2006~2017年期間,一方面我國(guó)不斷優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu),深入實(shí)施中國(guó)制造2025,大力淘汰落后產(chǎn)能,推動(dòng)能源結(jié)構(gòu)優(yōu)化,降低煤炭消費(fèi)比重,提高非化石能源比重,實(shí)施節(jié)能重點(diǎn)工程,增加節(jié)能投入,引進(jìn)高新技術(shù),如余熱取暖、燃煤鍋爐節(jié)能環(huán)保提升,使生活能源消耗強(qiáng)度不斷減小.另一方面,我國(guó)各區(qū)域的市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用不斷增加,基礎(chǔ)配套設(shè)施不斷完善.

從區(qū)域?qū)用婵?東中西三個(gè)區(qū)域的生活垃圾產(chǎn)生量均與生活能源消耗強(qiáng)度呈現(xiàn)正相關(guān),與市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用呈現(xiàn)負(fù)相關(guān).在西部地區(qū),生活能源消耗強(qiáng)度的正效應(yīng)明顯強(qiáng)于東中部地區(qū),市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用的負(fù)效應(yīng)明顯弱于東中部地區(qū).西部地區(qū)的技術(shù)相對(duì)落后,生活能源消耗強(qiáng)度的減少產(chǎn)生的邊際效用更大,由于基礎(chǔ)設(shè)施的相對(duì)落后,市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用的投資產(chǎn)生的作用相對(duì)較小.

3 結(jié)論及政策建議

3.1 結(jié)論

3.1.1 從人口因素看,城鎮(zhèn)化水平、人口規(guī)模、家庭規(guī)模和人口老齡化的彈性系數(shù)分別是1.152、0.585、-0.478、-0.230,影響程度依次減小.在東部地區(qū),城鎮(zhèn)化提升、人口規(guī)模增多和家庭規(guī)模小型化促進(jìn)生活垃圾的產(chǎn)生,人口老齡化增多會(huì)減少生活垃圾的產(chǎn)生.在中西部地區(qū),城鎮(zhèn)化的正效應(yīng)和人口老齡化的負(fù)效應(yīng)明顯強(qiáng)于東部地區(qū),人口規(guī)模的正效應(yīng)和家庭規(guī)模的正效應(yīng)明顯弱于東部地區(qū).

3.1.2 從經(jīng)濟(jì)發(fā)展看,居民人均消費(fèi)支出與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)倒N型關(guān)系.在東部地區(qū),居民人均消費(fèi)支出和人均GDP的提升促進(jìn)生活垃圾的產(chǎn)生.

3.1.3 從技術(shù)水平看,生活能源消耗強(qiáng)度和市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用的彈性系數(shù)分別為0.120、-0.0168.在西部地區(qū),生活能源消耗強(qiáng)度的正效應(yīng)明顯強(qiáng)于東中部地區(qū),市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用的負(fù)效應(yīng)明顯弱于東中部地區(qū).

3.2 政策建議

3.2.1 城鎮(zhèn)化水平對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量的壓力巨大,優(yōu)先控制城鄉(xiāng)人口流動(dòng),合理規(guī)劃和擴(kuò)張城市區(qū)域,從質(zhì)量上更加關(guān)注城市的發(fā)展.中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化的發(fā)展要充分借鑒東部城市的經(jīng)驗(yàn),合理擴(kuò)張.政府實(shí)施人口有計(jì)劃發(fā)展規(guī)律,合理控制人口規(guī)模,特別是中部地區(qū),例如提高落戶要求,引進(jìn)高層次人才.我國(guó)處于老齡化初級(jí)階段,隨著各區(qū)域老齡化的不斷深入會(huì)增加生活垃圾產(chǎn)生量,鼓勵(lì)老年人過健康可持續(xù)的生活方式,政府調(diào)整人口生育政策,優(yōu)化年齡結(jié)構(gòu).各區(qū)域家庭規(guī)模小型化使家庭戶數(shù)增加,造成資源浪費(fèi)和閑置,大力發(fā)展共享經(jīng)濟(jì),從源頭減少資源浪費(fèi)和生活垃圾的產(chǎn)生.

3.2.2 隨著各個(gè)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平提高,居民消費(fèi)能力明顯提高,政府采取各種措施降低生活垃圾產(chǎn)生量的峰值,促進(jìn)各區(qū)域和省份盡快跨越拐點(diǎn),例如強(qiáng)制推行垃圾分類政策、無(wú)廢城市的建設(shè)、培養(yǎng)綠色消費(fèi)模式、生活垃圾類法規(guī)的完善等.持續(xù)有力度的宣傳和倡導(dǎo)生活垃圾分類,增強(qiáng)居民環(huán)保意識(shí),環(huán)保意識(shí)從倡導(dǎo)到接受到深入人心需要一段過程.

3.2.3 各區(qū)域均需要提升技術(shù)水平減少生活垃圾的產(chǎn)生.在生活能源消耗強(qiáng)度方面,通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)和能源結(jié)構(gòu),實(shí)施節(jié)能重點(diǎn)工程,引進(jìn)高新技術(shù),增加節(jié)能投入,加速開發(fā)新能源.在市容環(huán)境衛(wèi)生費(fèi)用方面,通過增加市容環(huán)衛(wèi)投資,加強(qiáng)垃圾處理設(shè)施建設(shè),促進(jìn)兩網(wǎng)融合,應(yīng)用物聯(lián)網(wǎng)、人工智能等高新技術(shù)等,引進(jìn)國(guó)外先進(jìn)的理念和模式、垃圾處理設(shè)備和技術(shù)工藝,提高無(wú)害化水平.

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Regional differences of municipal solid waste generation in China based on the STIRPAT model.

XU Bo1,2, ZHAO Yue1, JU Mei-ting1,2, CHU Chu-li1,2*, ZHANG Zhe-yu1

(1.College of Environmental Science and Engineering, Nankai University, Tianjin 300071, China；2.Tianjin Engineering Research Center of Biomass Solid Waste Resources Technology, Nankai University, Tianjin 300071, China)., 2019,39(11)：4901~4909

Based on China’s provincial-level panel data from 2006 to 2017, influences of population, affluence, and technology on the regional differences of municipal solid waste (MSW) generation from the national and regional level, respectively were studied, by adopting a fixed effect model derived from the STIRPAT theoretical model. The results showed in recent years, the generation of MSW increased rapidly and the changes varied significantly across regions. From the perspective of population, the impact of urbanization level, population size, family size, and population aging on MSW generation decreased in turn at the national level, with elasticity coefficients of 1.152, 0.585, -0.478, and -0.230, respectively. In the eastern region, the generation of MSW was further promoted by the improvement of urbanization level, the increase of population size, and the miniaturization of family size, while the increase of population aging reduced the generation of MSW. However, in the central and western regions, the positive effect of urbanization level and the negative effect of population aging were significantly stronger than in the eastern region, whereas the positive effect of population size and family size were significantly weaker than in the eastern region. From the perspective of affluence, an inverted N-type relationship was observed between the per capita consumption expenditure of residents and the generation of MSW at the national level. The generation of MSW increased remarkably along with the improvement of per capita consumption expenditure and per capita GDP in the eastern region. From the perspective of technology, the elasticity coefficients of domestic energy consumption intensity and municipal appearance environmental sanitation expense were 0.120 and -0.0168 respectively, of which the regional difference was not significant.

municipal solid waste；regional difference；STIRPAT model；population；affluence；technology

X321

A

1000-6923(2019)11-4901-09

許 博(1994-),男,河南商丘人,南開大學(xué)環(huán)境科學(xué)與工程學(xué)院碩士研究生,主要從事循環(huán)經(jīng)濟(jì)方面研究.

2019-04-03

南開大學(xué)亞洲研究中心課題(AS1812);國(guó)家自然科學(xué)基金 (51708301);2017年天津市一二三產(chǎn)業(yè)融合發(fā)展科技示范工程項(xiàng)目(17ZXYENC00100);天津市自然科學(xué)基金重點(diǎn)基金項(xiàng)目(17JCZDJC39500);天津市青年人才托舉工程項(xiàng)目(TJSQNTJ-2018-06)

* 責(zé)任作者, 副教授, chucl@nankai.edu.cn