成都平原经济区固体废物产生量与经济增长的关系及驱动因素分析

蒲 灵 马又琳# 毕朝文 李思锐 李 懿

(1.四川省工业环境监测研究院，四川 成都 610041；2.四川省固体废物与化学品管理中心，四川 成都 610041)

经济高速发展的同时，环境资源问题已越来越受到各国学者的关注，其中环境污染与经济发展之间的关系已成为学术界关心的热点问题之一。目前，研究经济发展与环境污染的关系以及驱动因素常用的方法主要有：环境库兹涅茨曲线(EKC)模型[1-4]、脱钩模型[5-8]、向量误差修正(VEC)模型[9]。刘云浪等[10]等采用了面板EKC模型实证了我国及东、中、西部地区1996—2013年危险废物产生量与经济发展的关系，并分析了我国资源化利用水平和无害化处理水平对危险废物产生量与经济发展关系的影响。王健等[11]运用脱钩模型归纳了长江经济带各省市碳排放和经济增长关系的特征，并采用EKC，对长江经济带经济增长与CO2排放之间的关系进行实证检验。周柔等[12]采用灰色系统模型研究了南京市工业污染排放量及其影响因素。王锋等[13]根据2008—2014年面板数据测算了各省的碳排放量，先后构建了人口城镇化、土地城镇化、经济城镇化3个维度下的碳排放影响因子，并对面板数据进行了实证分析。周正柱等[14]运用生态环境压力—状态—响应模型构建了生态环境质量综合评价指标体系，并利用变异系数法和灰色动态预测模型对长江经济带11个省市生态环境质量进行综合评价与预测。近年来，许多学者采用了对数平均迪氏指数(LMDI)分解法[15-17]来研究经济发展与环境污染的关系，发现经济规模、产业结构、人口规模以及制度等因素均对环境污染物排放量的变化产生影响。

成都平原经济区包括成都、德阳、绵阳、乐山、眉山、资阳、遂宁、雅安8市，在四川省发挥着稳增长的重要支撑作用。其中固体废物污染引发的环境问题日益凸显，加强固体废物污染防治，是防范环境风险、维护人体健康的重要保障，同时也是深入环境保护工作的必然要求，因此研究固体废物产生量的驱动因素以及其与经济增长的关系尤其重要。

本研究将固体废物分为工业废物、医疗废物以及城市生活垃圾，探究固体废物产生量与经济增长之间关系以及引起固体废物产生量变化的驱动因素。通过脱钩模型分析固体废物产生量与经济增长之间的关系；运用LMDI分解法分析排放强度效应、产业结构效应、经济水平效应和人口效应对成都平原经济区固体废物产生量的贡献程度。

1 研究方法及数据来源

1.1 脱钩模型

脱钩模型阐述经济增长与污染产生量之间是否具有同步变化的关系。其函数表达式为：

(1)

式中：e为脱钩弹性系数；P为污染产生量，t；ΔP为污染产生量变化量；Y为地区生产总值，亿元；ΔY为地区生产总值变化量，亿元。

依据脱钩弹性系数及ΔP/P、ΔY/Y的正负性，可划分出8种脱钩状态，见表1。

1.2 LMDI分解法

LMDI分解法可以进行多个因素的分解，包括加法模型和乘法模型，考虑到分解结果解释的难易程度，本研究选择加法模型。分解后各驱动因素的效应值为固体废物产生量的贡献值，贡献值体现了各驱动因素对固体废物产生量的影响程度。贡献值的绝对值越大则其影响程度越大；贡献值为正(负)时，表示该驱动因素对固体废物产生量起到了促进(抑制)作用。具体分解见式(2)：

(2)

式中：W为固体废物产生量，t；I为地区工业增加值或地区第三产业实现增加值，亿元；Y为地区生产总值，亿元；PI为人口数，反映人口效应，万人；WI为固体废物产生量与地区工业增加值或地区第三产业实现增加值的比值，反映技术水平，t/亿元；II为地区工业增加值或地区第三产业实现增加值与地区生产总值的比值，反映产业结构发展水平；YI为人均地区生产总值，反映经济发展水平，亿元/万人。

进一步整理得到式(3)：

W=ΔWI+ΔII+ΔYI+ΔPI

(3)

式中：ΔWI为固体废物排放强度效应，t；ΔII为产业结构效应，t；ΔYI为经济水平效应，t；ΔPI为人口效应，t。

ΔWI计算公式见式(4)，ΔII、ΔYI和ΔPI以此类推。

(4)

式中：WT、W0分别为期末、期初的W，t；WIT、WI0分别为期末、期初的WI，t/亿元。

工业废物和医疗废物的驱动因素主要分解为排放强度效应、产业结构效应、经济水平效应和人口效应；城市生活垃圾的驱动因素主要分解为排放强度效应、经济水平效应和人口效应。

表1 脱钩状态与类别

1.3 数据来源

2013—2017年工业废物、医疗废物以及城市生活垃圾的产生量来自四川省各地级市固体废物环境防治信息公报(雅安固体废物信息有缺失，除外)。

地区生产总值、工业增加值、第三产业实现增加值、人口数等数据来自2013—2017年成都平原经济区各城市的国民经济和社会发展统计公报。

2 结果与分析

2.1 工业废物

2.1.1 工业废物脱钩模型分析

由表2可知，2013—2017年成都平原经济区工业废物产生量与经济增长的关系为强脱钩状态，即工业废物产生量的增长速度远低于经济增长速度。其中，2013—2015年两者关系由扩张连接状态转变为强脱钩状态，说明随着经济增长的同时，工业废物产生量在降低。但在2015—2016年两者为扩张负脱钩，而2016—2017年又变为强脱钩状态。

表2 成都平原经济区工业废物产生量与经济增长的脱钩状态

2013—2017年成都平原经济区各城市工业废物产生量与经济增长的脱钩状态见表3。由表3可知，2013—2017年成都平原经济区各城市中，成都、绵阳、眉山、遂宁的工业废物产生量与经济增长均为强脱钩状态；乐山为弱脱钩状态，德阳为扩张负脱钩状态，而资阳处于衰退脱钩状态。由于2013—2017年成都平原经济区大部分城市已经达到了强脱钩状态，因此总体来说，成都平原经济区工业废物产生量与经济增长的关系为强脱钩状态。

表3 成都平原经济区各城市工业废物产生量与经济增长的脱钩状态

2.1.2 工业废物的LMDI分解结果分析

由表4可知，2013—2017年成都平原经济区工业废物排放强度效应呈现波动性的负向驱动效应，即工业技术的进步抑制了工业废物的产生，使得工业废物产生量合计减少了474.43万t；产业结构效应呈线性负向驱动效应，使得工业废物产生量合计减少了357.60万t；经济水平效应和人口效应均为正值，经济增长以及人口规模扩大促进了工业废物的产生，使得工业废物产生量合计分别增加了252.24万、46.07万t，但这两种效应远远小于排放强度效应的绝对值，说明对于工业废物的产生，排放强度效应起主要作用。

表4 成都平原经济区工业废物产生量的分解因素

结合脱钩模型可知，在排放强度效应的抑制作用下，成都平原经济区总体产生的工业废物量减少，而地区生产总值逐年上升，使得2013—2017年工业废物产生量与经济增长为强脱钩状态。这进一步说明了排放强度效应是抑制工业废物产生的主要因素。

2.2 医疗废物

2.2.1 医疗废物脱钩模型分析

由表5可知，2013—2017年成都平原经济区医疗废物产生量与经济增长为扩张连接状态，即医疗废物产生量的增长速度略高于经济增长速度。其中，2013—2016年两者保持扩张负脱钩状态，医疗废物产生量的增长速度明显高于经济增长速度；但在2016—2017年，两者转变为强脱钩状态，说明经济增长同时，医疗废物产生量在降低。

表5 成都平原经济区医疗废物产生量与经济增长的脱钩状态

对比2013—2017年成都平原经济区各城市医疗废物产生量与经济增长的脱钩状态，结果见表6。2013—2017年成都平原经济区各城市中，德阳、绵阳、乐山、眉山、遂宁的医疗废物产生量与经济增长均为扩张负脱钩状态，资阳为强负脱钩状态，成都为弱脱钩状态。

表6 成都平原经济区各城市的医疗废物产生量与经济增长的脱钩状态

2.2.2 医疗废物的LMDI分解结果分析

由表7可知，2013—2017年成都平原经济区医疗废物排放强度效应呈现波动的负向驱动效应，使得医疗废物产生量合计减少了5 008.21 t；产业结构效应、经济水平效应和人口效应均为正值，产业规模和人口规模的扩大促进了医疗废物的产生，使得医疗废物产生量合计分别增加了4 505.89、1 948.94 t，但这两种效应的影响远远小于经济水平效应，说明经济水平效应是促进医疗废物产生的主要推动力，使得医疗废物产生量合计增加了8 524.13 t。

表7 成都平原经济区医疗废物产生量的分解因素

结合脱钩模型可知，2013—2017年成都平原经济区医疗废物产生量和经济增长呈现扩张连接状态，经济水平效应是主要的推动力。但在2016—2017年，医疗废物产生量与经济增长为强脱钩状态，此时排放强度效应的抑制作用明显增强。

2.3 城市生活垃圾

2.3.1 城市生活垃圾脱钩模型分析

由表8可知，2013—2017年成都平原经济区城市生活垃圾产生量与经济增长为扩张连接状态。其中，2013—2014年为扩张负脱钩状态，而2014—2017年在扩张连接状态与弱脱钩状态间来回波动。

表8 成都平原经济区城市生活垃圾产生量与经济增长的脱钩状态

由表9可知，2013—2017年成都平原经济区各城市中，成都、德阳、眉山的城市生活垃圾产生量与经济增长均为弱脱钩状态；乐山、遂宁的城市生活垃圾产生量与经济增长为扩张负脱钩状态；绵阳的城市生活垃圾产生量与经济增长为扩张连接状态；资阳则处于衰退脱钩状态。由于2013—2017年成都平原经济区大部分城市的城市生活垃圾产生量与经济增长处于扩张负脱钩或弱脱钩状态，因此总体上看，2013—2017年成都平原经济区城市生活垃圾产生量与经济增长为扩张连接状态。

表9 成都平原经济区各城市的城市生活垃圾产生量与经济增长的脱钩状态

2.3.2 城市生活垃圾的LMDI分解结果分析

由表10可知，2013—2017年成都平原经济区城市生活垃圾排放强度效应为波动的负向驱动效应，使得城市生活垃圾产生量合计减少了192.88万t；经济水平效应和人口效应均为正值，其中人口规模的扩大促进了城市生活垃圾的产生，使得城市生活垃圾产生量合计增加了13.16万t，但这种影响远远小于经济水平效应(经济水平效应使得城市生活垃产生量合计增加了118.63万t)。

表10 成都平原经济区城市生活垃圾产生量的分解因素

结合脱钩模型可知，2013—2017年成都平原经济区城市生活垃圾产生量和经济增长呈现扩张连接状态，经济水平效应是主要推动力，排放强度效应呈现波动的负向驱动效应，这进一步说明了排放强度效应是抑制城市生活垃圾产生的主要因素。

3 结论与建议

3.1 结 论

(1) 2013—2017年成都平原经济区工业废物产生量和经济增长呈现强脱钩状态。影响工业废物产生量的主要因素为排放强度效应，该因素能抑制工业废物量的产生。其中，德阳、资阳的工业废物产生量与经济增长分别处于扩张负脱钩状态和衰退脱钩状态。

(2) 2013—2017年成都平原经济区医疗废物产生量和经济增长呈现扩张连接状态。影响医疗废物产生量的主要因素为经济水平效应，该因素促进医疗废物的产生，而排放强度效应起抑制作用。其中，德阳、绵阳、乐山、眉山、遂宁的医疗废物产生量与经济增长均为扩张负脱钩状态。

(3) 2013—2017年成都平原经济区城市生活垃圾产生量和经济增长呈现扩张连接状态。影响城市生活垃圾产生量的主要因素为经济水平效应，该因素促进城市生活垃圾的产生，而排放效应因素起抑制作用。其中，乐山、遂宁的城市生活垃圾产生量与经济增长的关系仍为扩张负脱钩，资阳为衰退脱钩状态。

3.2 建 议

(1) 加强固体废物减排新工艺新技术。技术进步是抑制固体废物产生的主要驱动因素，因此针对工业废物、医疗废物以及城市生活垃圾，可以设立科研经费或项目经费，鼓励相关企业不断自主研发新工艺新技术，奖励取得成果的企业，并宣传和推广其技术；同时应统筹综合利用设施或无害化处置设施的建设，进一步提高固体废物的资源化利用或无害化处置效率。

(2) 优化环境管理政策。2013—2017年成都平原经济区的医疗废物、城市生活垃圾产生量增长速度高于经济增长速度。因此，应研究制定固体废物堆存、处置等方面的政策，通过增加资金支持或减免税收等方式，鼓励企业提高固体废物的管理水平。