生活垃圾强制分类制度扩散：一个事件史分析

唐 滢，谭书先

(南京师范大学 公共管理学院，江苏 南京 210023)

一、 问题的提出

城市生活垃圾处理能力常常作为衡量城市治理效果的指标，甚至是城市良治的标志[1]。我国自20世纪50年代提出“垃圾分类”的概念以来，相继出台了多项全国性和地方性政策法规以推动和规范城市生活垃圾分类处理，但实际效果与政策预期却相距甚远[2]。在具体实践上，2000年原建设部颁布《关于公布生活垃圾分类收集试点城市的通知》，确定北京、上海、广州、深圳、南京、厦门和桂林8个城市为“生活垃圾分类收集试点城市”，提出“试点城市可在法规、政策、技术和方法等方面进行探索和总结”，为在全国实行垃圾分类收集创造条件，促进我国城市生活垃圾管理和处理水平的提高，该政策文件标志着中央部委正式介入地方生活垃圾分类处理工作。然而此次政策试点的效果并不理想，例如，广州和深圳在试点初期取得一定进展之后，后期政策跟进乏力，未取得实质性成效，桂林、杭州和南京等城市的试点则在很大程度上“名存实亡”[3]。此后，虽然各地陆续开展了不同强度的生活垃圾分类试点工作，但始终未能形成可以推广全国的典型经验和做法。当此之下，国务院办公厅于2017年3月转发了国家发展和改革委员会与住房和城乡建设部制定的《生活垃圾分类制度实施方案》(以下简称《实施方案》)，确定包括省会城市、计划单列市和第一批生活垃圾分类示范城市在内的46个城市率先开展生活垃圾强制分类，生活垃圾分类工作由“政策倡议”上升为“政策规定”。

《实施方案》要求试点城市于2017年年底前结合本地实际制定出台具体的实施办法，并在2020年年底前，基本建成与生活垃圾分类相关的法律法规和标准体系，并形成可复制、可推广的生活垃圾分类模式；《实施方案》还要求，在实施生活垃圾强制分类的城市，生活垃圾回收利用率要达35%以上。更大范围的试点规模、明确的时间线和回收标准要求都意味着我国进入了城市生活垃圾强制分类的时代，国家发展和改革委员会与住房和城乡建设部联合发布的政策规定也赋予《实施方案》以更高的政治势能。然而，试点城市对该方案回应的积极性却呈现出较大的差异，只有20个城市在2017年年底前出台了相关实施办法，整体回应时间由最短两个月到最长30个月不等。中央部委政策规定传导的政治压力并没有引起地方政府的迅速响应，在生活垃圾强制分类制度的推行上，地方政府似乎还有着自身的特殊考虑，生活垃圾强制分类制度呈现出半自主性的政策扩散特征。

在既有的政策扩散理论中，中央政府通过发布法规、规章、政策等正式文件要求地方政府随之出台配套政策方案的政策扩散模式被定义为垂直扩散，在这种扩散模式中，地方政府被视为科层制结构中的被动接受单元，无论是否有采纳的需求和意愿，它们都将受制于中央政府的法理权威而不得不实施某项政策[4]。在单一制的国家结构以及中国共产党领导各项事业建设的政治构架下，地方政府是否积极响应中央政府的政策倡议和政策规定，不仅是一个行政问题，更是一个政治问题，故而在一个理想状态下，各试点城市对生活垃圾强制分类政策的采纳理应是积极且整齐划一的，然而实际上这一政策的扩散却体现出各试点城市较高的自主性。对于各试点城市而言，生活垃圾分类并非一项全新的政策，其在现有的管理经验基础之上对接中央政府的政策规定并迅速回应并非难事。已有研究认为，在宏观政策层面，城市生活垃圾分类遵循地方政府自主探索、优势做法和经验提炼、更大范围复制推广的政策扩散路径[5]，现有的政策实践也表明中央部委传导的政治压力未能改变地方政府在推行生活垃圾强制分类制度上的自主性，这种自主性在某种程度上体现了地方政府在生活垃圾分类工作上的注意力分配状况，或能从一个侧面解释为何历次生活垃圾分类制度推行收效甚微。

综上所述，一个值得思考的问题是，哪些因素形塑了生活垃圾强制分类制度在试点城市的扩散特征？尤其是在中央部委的政策态度已由倡议转变为强制的背景下，对该问题的探讨就显得尤为必要。在此基础上，还可进一步分析地方政府在推进生活垃圾分类工作上的态度。为此，本文首先通过对既有文献的回顾建立一个理论模型，然后运用事件史分析对理论模型进行检验，最后得出结论并对其进行讨论。

二、 理论模型及研究假设

城市生活垃圾分类试点近20年来，实施生活垃圾分类处理的覆盖面逐步扩大。按照住房和城乡建设部等部门2019年4月下发的《关于在全国地级及以上城市全面开展生活垃圾分类工作的通知》的政策设计，各地级城市都将于2019年年底前编制完成生活垃圾分类实施方案，然而，该通知所规定的生活垃圾分类仍然只是在部分机构和部分区域展开，工作整体推进事实上还停留在试点阶段。在具体的工作方法上，该通知明确指出，主管城市生活垃圾分类的住房和城乡建设部门需要积极争取同级党委和政府的支持。在生活垃圾分类处理的政策推进上，虽然以住房和城乡建设部为代表的“条条”部门表现积极，然而落实到地方具体实践，以地方党委和政府为代表的“块块”意志在政策的实质推进上起到了决定性作用。已有研究发现，生活垃圾分类工作必须依赖同级政府各职能部门的配合，而各职能部门均有其特定的工作职责，配合其他部门的工作不可避免地会增加本部门的负担与责任，所以，牵头部门和承担配合职能部门之间的协同困境暴露出来，出现“联而不动”的局面，故而需要地方主要领导牵头，打破部门壁垒，实现资源的跨部门调动[6]。

受限于有限的资源与满足上级政府业绩考核的要求，一方面，地方政府需要在繁多治理需求之间分清轻重缓急，而且不同的治理需求有时还会存在公共价值取向上的冲突，对公共价值的权衡又经常会让地方政府陷入价值困境；另一方面，地方党政领导基于考核、晋升的目标，会在多任务情境中人为地将上级政策进行偏好排序，决定执行和落实的顺序和程度，进而出现注意力集中于某些方面而忽视另一些方面的现象，即注意力分配[7]。生活垃圾分类，连同整个环境治理所追求的“可持续性及对未来的关注”的公共价值与现阶段中国地方政府普遍奉行的“生产力及经济效益”的公共价值在很大程度上并不兼容[8]。一方面，地方政府需要将资源分配到能够最大化经济效益与带有“一票否决”性质的关键政策领域，这必然挤占分配到生活垃圾分类领域的资源；另一方面，严格落实中央下达的环境约束性指标在很大程度上与现有干部考核体系中的其他硬性指标——如经济增长——相互冲突，地方主政官员不得不在越来越多的相互冲突的考核指标中选择性落实。事实上，已有研究表明，“在面临经济下行压力和环境污染治理压力的‘两难’抉择中，发展经济对地方‘第一责任人’来说依然是现实选择”[9]。此外，作为自觉与自发的决策主体，地方政府在地方治理中亦有自身特殊的政策偏好，对不同的公共价值呈现出不同的解释范式[10]。虽然现有的研究就如何推进生活垃圾分类、解释生活垃圾分类政策实施缘何成效不彰等议题进行了诸多探讨，却忽视了一个最基本的问题，即地方政府在推进生活垃圾分类政策上的动机究竟有多强，决心究竟有多大。

政策扩散研究的核心在于探究政策扩散的因果机制，国内外学者的研究大多借助案例分析来进行运行机制的解释，Shipan等结合禁烟政策将政策扩散原因归结为向早期采纳者学习、与邻近城市竞争、模仿大城市与受第三方权威政府强制[11]，Weyland在研究拉美国家的退休金制度改革时发现，外部压力、象征性或者规范性模仿、理性学习形塑着社会保险改革的基本逻辑[12]，Zhang等在研究中国行政审批中心的个案时将政策扩散模型归纳为横向扩散(学习、竞争与模仿)与纵向扩散(强制机制、自上而下与自下而上的联邦主义)[13]。由此可见，自上而下的政治压力与强制、模仿与学习、竞争等外部因素构成了政策扩散的解释变量。将上述因素放置我国的政治语境进行考察不难发现，生活垃圾强制分类制度在试点城市的扩散很大程度受中央部委政治压力的强制影响，这种强制机制的运作通常体现为中央部委将自身的政策偏好施加于地方政府，并通过自身法理权威形成的政治压力促使“各地政府更有动机去采纳中央政府所支持和鼓励的某项政策创新”[14]，即使这种“条条”式的垂直政治压力传递要弱于“块块”式的层级政治压力。此外，由于当前国内尚无突出的典型案例可以作为模仿与学习的对象，各试点城市根据自己的实际情况积累了一些生活垃圾分类的经验。已有的理论研究和后续的实证发现均指出，生活垃圾的分类工作并不会给地方政府造成足够的政治激励以引起相互间的竞争，而且在我国，地方政府之间在政策创新上的竞争主要发生在同一上级政府辖区内的同级地方政府之间[15]，所以上述外部因素并不能很好地解释生活垃圾强制分类制度的扩散，而应将研究视角转换至试点城市的内部因素，正如Matisoff在研究气候变化政策时发现相较于区域间的相互影响因素，一个区域的内部因素往往对于政策的生成具有更大的解释力[16]。Hwang等研究也显示了内部因素对于政策扩散研究的重要性[17]。Berry等提出在解释地方政府创新时要综合内部决定因素模型(Internal determinants models)与区域扩散模型(Regional diffusion models)[18]。基于以上相关研究的理论方法支撑，本文在解释生活垃圾强制分类制度扩散机理时，将试点城市的内部因素作为主要考量变量。

在政策制定上，生活垃圾分类处理是我国借鉴先发国家城市治理经验，结合本国国情所作的一种政策创新；在技术路径上，为避免政策失调和政策理性主义的冲击，生活垃圾分类政策经历了从理念宣传到顶层设计、从试点先行到逐步推广、从中央部委提出的指导式规划到地方政府的具体执行方案的过程。不过，“政府主导式的、自上而下的政策推行受制于各城市的财力、管理水平的差异及重视程度，城市生活垃圾分类收集的低效运行与设定目标形成了巨大反差”[19]，亦即若不能从地方政府内部激发其推进生活垃圾分类工作的强烈动机，自上而下的政治压力实则难以达成政策设计的理想效果。因而，可以将生活垃圾强制分类制度在各试点城市的扩散简化为一个由推行动机、推行阻力以及克服阻力的可资利用资源三者为自变量构成的函数，当阻力相对较大，而资源相对较少时，即使是高度的动机也不能产生创新；随着阻力的减小和资源的增加，动机对创新可能性的影响应该会增加。反之，当创新动机不足时，资源水平和阻力的强度不太可能对创新概率产生很大影响；随着创新动机的增加，资源可用性和阻力强度的影响也随之增加[20]。

综合上述分析，建立如图1所示的理论模型。此处的政策扩散是指生活垃圾强制分类制度在各试点城市被采纳的过程。由“条条”部门形成的政治压力并不能从根本上改变地方政府的政策偏好，只能间接影响地方政府采纳生活垃圾强制分类制度的积极性，政治压力是否产生效果可以以各试点城市是否在形式上依据中央部委的政策出台相应实施方案为标志，政策在各试点城市的扩散状况在很大程度上受试点城市自身状况影响。此外，由于很难观测各试点城市采纳并推进生活垃圾强制分类制度的决心，这里以各城市响应中央政策规定的积极性为替代变量，响应时间越短，说明试点城市推进生活垃圾强制分类制度的积极性越高，反之则越低。整体上，生活垃圾强制分类制度在各试点城市的扩散受到中央部委政策规定的驱动，试点城市接收到这一政策信号时，首先形成响应这一政策的“动机”，不过当这一动机转化为具体实施方案时，一个城市生活垃圾的规模(阻力)和相应的处理能力(资源)就构成了政策制定必须要考虑的因素。

图1 生活垃圾强制分类制度扩散的理论模型

各试点城市生活垃圾强制分类实施方案基本上都是以市政府名义下发，故而市长个人特征及政策偏好构成了推行生活垃圾强制分类制度最主要的“动机”。官员任期和年龄在政治激励形塑政策偏好中的作用已经在学术研究中得到较为一致的意见，有关我国干部制度的假设一般预期年龄和任期会“显著地影响官员晋升的概率，从而影响他们的决策动机”[15]。官员任期越长，其越有可能秉持可持续发展理念，采取更多的惠民措施，而不是热衷于经济发展等显性政绩考核指标；在同等情况下，由于我国干部人事管理中存在的“退居二线”规则，一个官员的年龄越小，其可能的仕途晋升空间就越大，就越有可能将注意力集中在经济发展等与政绩考核联系更为紧密的施政领域。据此，本文提出以下假设：

H1如果市长在一个城市的任职时间越长，则该城市推行生活垃圾强制分类制度的概率越高。

H2如果市长的年龄越大，那么该市长任职的城市推行生活垃圾强制分类制度的概率越高。

生活垃圾强制分类制度的推行是一个系统性工程，其涉及多个职能部门之间的协作，故而需要以市长为首的市政府统一决策与部署，并配备相应的行政资源。然而，正如著名汉学家李侃如分析的，“中国目前的政治系统体现了松散性和流动性，地方多样性和自主空间很大，地方政府优先发展经济的压力巨大。因此，环境法律法规的执行非常有限，环保部门处于以短期经济发展而非长期可持续发展为目标的地方政府的领导之下”(1)参见：冉冉. “压力型体制”下的政治激励与地方环境治理[J].经济社会体制比较,2013(3):111-118.。当前，环境问题在政府的治理日程安排上占据越来越重要的地位，但从地方政府的行为选择与政策偏好来看，环境问题的重要性尚不足以与经济增长、社会治安等相提并论。在很大程度上，生活垃圾分类是一项政府自觉行动，作为普通个体的公众很难感受到实施生活垃圾强制分类制度的迫切性。如此，生活垃圾强制分类政策的执行在政府众多的考核硬指标中并不具有优先性，而在整个环境治理所包含的内容中，生活垃圾分类工作亦需让步于空气和水污染治理等公众高度关注的事项。据此，本文提出以下假设：

H3如果一个城市的经济增速越高，则该城市推行生活垃圾强制分类制度的概率越低。

生活垃圾生产量构成城市是否有意愿推行生活垃圾分类制度最直接的政策环境，一个城市的生活垃圾生产量越大，推行生活垃圾强制分类制度的政策设计难度越高，相应的资源投入需求也越高，从而构成地方政府短期内推行强制分类工作的“阻力”。随着我国城镇化程度的不断加深，城镇居民人口迅速增加，居民的消费水平亦不断提升，城市的生活垃圾产生量会越来越大，而城市空间中用于处理生活垃圾的土地容量是有限的，这会对城市的生活垃圾处理能力构成越来越大的挑战。我国城市现有的生活垃圾无害化处理手段主要是掩埋和焚烧。然而，生活垃圾掩埋终非长久之计，长此以往，很多城市可能会面临无地可用的尴尬境地，而且掩埋方式的不科学与不规范会造成二次污染，为城市环境安全留下隐患。例如，近十几年来各地频发的邻避冲突事件，其中就涉及政府垃圾处理项目与居民之间的利益冲突。故而从长期来看，最为根本的解决策略还在于生活垃圾生产源头的减量化、资源化，不过巨大的垃圾生产量和庞大的政策对象群体也提高了政策实施的难度。据此，本文提出以下假设：

H4如果一个城市的居民消费水平越高，则该城市推行生活垃圾强制分类制度的概率越低。

H5如果一个城市的城镇人口越多，则该城市推行生活垃圾强制分类制度的概率越低。

当前，各试点城市已基本建立起一套生活垃圾处理体系，各地在生活垃圾分类处理的能力上也许存在差异，但现有基础为后续优化生活垃圾处理程序、推行生活垃圾分类提供了“资源”。即一个城市既有的垃圾处理能力，包括其人员配备、机械设施、资金预算等，能够为生活垃圾的分类处理提供更为便利的前置条件，那么推行新制度面临的限制性因素也就相对更小。另外，城市生活垃圾处理的主要责任部门是住房和城乡建设部门，其对应的财政支出项目主要是“城乡社区支出”，其中的“城乡社区环境卫生支出”对城市市容环境卫生质量改善有显著的正向作用[21]；对于政府官员而言，其主要的目标函数就是预算最大化，更大化的预算不仅能够支撑其职责的履行，还能增强其在整个治理过程之中的话语能力。据此，本文提出以下假设：

H6如果一个城市现有的生活垃圾处理能力越强，则该城市推行生活垃圾强制分类制度的概率越高。

H7如果一个城市的城乡社区支出比重越高，则该城市推行生活垃圾强制分类制度的概率越高。

三、 研究设计

1. 数据来源与变量操作

本文的研究对象为中央部委指定的46个进行生活垃圾强制分类的试点城市，在2017年3月实施方案下达之后，各城市都相应出台了具体的实施办法。由于各城市出台的关于生活垃圾分类的法规、规章和规定较多，在确定试点城市出台的首份回应中央部委政策规定的文件时，以相应的文件是否以实施方案作为行文依据为标志。后续实证分析所用的数据均来源于《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》以及各试点城市的统计年鉴。

在中央部委发出政策规定之后，生活垃圾强制分类制度在各试点城市的扩散时间符合“事件史数据”的典型特征，后续的实证检验也将采用事件史分析，相应的因变量为各城市采纳生活垃圾强制分类制度的概率。这里事件史数据的时间单位采用“月”，持续时间为试点城市出台实施方案的时间点至政策规定发布的时间点。由于试点城市按照规定出台实施方案的时间跨度最长就2年，所以不再考虑各变量的纵向变化，后续的解释变量和控制变量均采用2016年的数据测算。在研究方法上，基于前一期的变量预测本期的事件发生概率，能够较好地识别影响事件发生的因素，并且能够很好地解决数据删失问题[22]。

为验证前述假设，本文对解释变量的操作化方案为：①“动机”因素用市长任期、市长年龄、经济增速3个替代变量来测量。本文的观察对象为任期内出台生活垃圾强制分类制度的市长，任期为其上任时间到中央部委发布政策规定时间的相隔月份数，市长年龄的计算日期截至中央部委发布政策规定的时间。由于难以测量主政官员在生活垃圾分类工作上的注意力分配，故而引入可能与之竞争注意力资源的经济增速变量。研究表明政绩排名更侧重于官员工作成绩的相对值而不是绝对值[23]，故而通常以GDP增速测量官员的经济绩效，GDP增速越高，城市继续保持现有经济发展能力的压力也就越大，就需要政府投入更多的行政资源，从而与其他治理事项构成竞争。②“阻力”因素用城镇人口、消费水平2个替代变量来测量。现行的生活垃圾强制分类制度主要在城区实施，所以城镇常住人口规模就成为政策设计必须考量的因素；另外，通常城市居民消费水平越高，生活垃圾生产能力也就越高，本文用城镇常住居民人均消费支出来测量。③“资源”因素用垃圾清运、环卫车辆、无害处理、城乡支出4个替代变量衡量。从有关统计年鉴中可以获得的关于城市生活垃圾处理能力的指标主要有生活垃圾清运量、市容环卫专用车辆、每日的生活垃圾无害化处理能力，将上述3个指标均除以城镇常住人口以获取人均值；当前仅有少数城市在其统计年鉴中列出了市容环卫支出，故而本文以“城乡社区事务支出”作为该项支出的代理变量，同时该项支出还能够作为城乡和住房建设部门在地方政府职能部门中地位相对高低的一个衡量指标。④为减小扰动项可能导致的解释变量系数估计不准确，本文选取地级市GDP、城市区位、社会消费品零售总额、城镇化率4个指标作为控制变量(见表1)。

表1 变量定义与测量

2. 变量描述

在进行回归分析之前，本文先通过Kaplan-Meier生存函数曲线和风险函数曲线描述生活垃圾强制分类制度在各试点城市的扩散特征，如图2和图3所示。在图2中，每一个拐点都表示有试点城市出台了生活垃圾强制分类实施方案，生存函数曲线呈下降趋势，在第3个月的时候出现第一个响应城市，到第13个月的这段时间出现一波较为密集的试点城市响应政策规定，此后剩下的试点城市在响应速度上有所放缓，到第30个月的时候，所有的试点城市均回应了中央部委的政策规定。同时，本文还发现，在政策规定下达后，有12个试点城市在未响应政策规定的情况下发生了市长变动，市长未发生变动的城市的生存函数曲线位于市长发生变动的城市的生存函数曲线的下方，说明相比市长发生变动的城市，未发生市长变动的城市在推行生活垃圾强制分类制度上的响应速度更快、积极性更高。从图3可以看出，在政策规定下发的第5至第15个月内，试点城市采纳生活垃圾强制分类政策的概率呈上升趋势，这是因为试点城市需要尽可能在政策规定的时间内出台实施方案，而一旦超过政策规定的截止时间，试点城市出台政策的概率就呈现下降趋势。相比于未发生市长变动的城市，发生市长变动的城市的风险函数曲线位于下方，这表明发生市长变动的城市推行生活垃圾强制分类制度的概率更低。上述分析意味着市长在生活垃圾强制分类制度的推行上发挥着重要作用。

图2 生存函数曲线

图3 风险函数曲线

表2给出了解释变量的描述性分析结果，包括各变量的均值、标准误以及变量间的相关系数矩阵。第一组的市长任期、市长年龄、经济增速3个变量之间不存在显著的相关性。第二组的消费水平和城镇人口2个变量在1%的水平上显著正相关，两个变量从不同的方面反映了一个城市生活垃圾的产生能力，这意味着两个变量对因变量的作用方向应该是一致的。第三组的4个变量中，垃圾清运与另外3个变量均显著正相关，其中与专用车辆的相关系数最高，不过专用车辆与无害处理、城乡支出2个变量不存在显著的相关性；4个变量均反映了一个城市的生活垃圾处理能力，相关系数均为正，这意味着对因变量的作用方向很可能是一致的。

表2 解释变量的描述性统计

3. 事件史分析

事件史分析，在医学和生物学研究中也称生存分析，用于考察个体从某一状态转换到另一状态所花费的时间，状态转换即为兴趣事件的发生，兴趣事件发生前的状态持续时间即为生存时间或者响应时间。不同于其他计量方法，事件史分析在分析过程中加入了时间维度，对于计算兴趣事件在不同时点上发生的概率以及兴趣事件发生的速度具有独特的优势。根据观察的兴趣事件发生的时间是离散型的还是连续型的，相应的事件史分析模型分为离散时间模型和连续时间模型，离散时间模型常用的方法包括Probit回归和Logit回归，连续时间模型又分为参数回归和半参数回归。本文研究的兴趣事件为试点城市出台生活垃圾强制分类政策实施方案，关注的时间节点包括：①开始观测试点城市的时间，即中央部委下发政策规定的时间，这对所有的城市都是一样的，即数据不存在“左删失”；②兴趣事件发生的时间，政策规定下发后，试点城市均在不同的时间点回应了政策规定，所以数据不存在“右删失”；③政策规定的截止时间，并非所有的试点城市都在规定的时间内做出了回应，在截止时间还未回应中央政策规定的即“右归并”样本，截止时间即为归并时间。根据兴趣事件的发生情况和关注的时间节点，本文将综合利用离散时间模型和连续时间模型。

当关注的时间节点为政策规定的截止时间时，由于存在数据右归并，本文将综合利用离散时间模型和连续时间模型。在利用离散时间模型时，不再关注每个观测个体兴趣事件发生的具体时间，而是关注在政策规定的截止时间之前，有多少个观测对象发生了兴趣事件，因而该模型中的因变量是一个虚拟变量，当观测个体发生兴趣事件时取值为“1”，未发生则取值为“0”；在利用连续时间模型时，将同时关注观测个体兴趣事件发生的时间和政策截止时间，在截止时间尚未发生兴趣事件的个体将被右归并。当关注的时间节点为每一个观测个体发生兴趣事件的时间，而不将政策规定的截止时间考虑在内时，由于不存在数据删失，故而只能利用连续时间模型。在连续时间模型的具体的估计方法上，本文将选用比例风险模型，其风险函数为

h(t,X)=h0(t)exp(β1X1+β2X2+…+βmXm)

式中，h(t,X)表示在t时刻一系列关于解释变量X的风险函数，h0(t)为t时刻的基准风险，参数回归对基准风险的函数形式有着不同的设定，包括指数分布、威布尔分布、岗珀茨分布等，相应的回归方法也存在差异，模型的拟合优度可通过AIC信息准则进行比较。Cox模型不对基准风险的分布形态做任何限制性假设，属于半参数估计模型，在正确的参数模型未知的情况下“使用Cox模型得到的结果最为接近正确的参数模型的结果”[24]。

四、 实证分析结果

依据前述事件史分析方法的设定，表3给出了估计结果。模型1和模型2的因变量观测时间截至2017年12月，即政策规定的时间。模型1为连续时间模型，选用的威布尔回归(Weilbull regression)拟合效果最好；模型2为离散时间模型，采用Probit回归。对模型3和模型4因变量的观测一直持续到最后一个试点城市出台生活垃圾强制分类制度实施方案，故而两个模型均为连续时间变量模型，其中威布尔回归在参数模型中拟合效果最好，Cox回归为半参数模型。比例风险模型整体上均通过了基于舍恩菲尔德残差的比例风险检验，整体估计具有可信性。

表3 生活垃圾强制分类制度扩散的事件史分析

续表

是否按照中央的政策规定出台相应的实施办法，成为检视试点城市推行生活垃圾强制分类制度积极性和决心的重要标志，因而这里首先对模型1和模型2的估计结果进行解读。两个模型在系数的显著性上有较大差别，但系数的符号均保持了一致，其中模型2的拟合效果较好。第一组“动机”变量的作用在于验证市长特征及其注意力分配是否会影响一个城市推行生活垃圾强制分类制度的概率。“市长任期”的系数在模型2中显著为正，表明在控制其他变量的情况下，一个城市的市长任职时间越长，则其治下的城市更有可能迅速响应中央的政策规定，推行生活垃圾强制分类政策，具体而言，一个城市的市长任期每增长1年，则该城市推行生活垃圾强制分类制度的概率就会增加7.4%，支持H1。“市长年龄”的系数在模型2中显著为正，这意味着在其他条件不变的情况下，市长年龄越大，其治下的城市就越有可能推行生活垃圾强制分类制度，具体而言，市长的年龄每增长1岁，其治下的城市按照中央部委的政策规定出台实施办法的可能性将增长34%，支持H2。“经济增速”衡量了该城市的经济发展压力，作为与生活垃圾分类政策竞争注意力的一个参考变量而引入，其系数在模型中显著为负，表明经济增长的压力很可能会与推行生活垃圾强制分类政策竞争行政领导的注意力，以GDP增速为例，其每提高一个百分点，相应的城市按政策规定出台实施办法的可能性就会降低18.3%，支持H3。

第二组“阻力”变量意在验证城市的生活垃圾生产能力是否会影响一个城市在推行生活垃圾强制分类制度上的决策态度。“消费水平”的系数在模型2中通过了1%水平的显著性检验，且为负数，表明一个常住居民消费水平越高的城市在中央规定的截止时间之前出台具体的实施办法的概率越低。“城镇人口”的系数在模型2中显著为负，预示着在其他条件不变的情况下，一个常住人口规模越大的城市在政策规定之前出台实施办法的可能性越低。消费水平和城镇人口两个变量的相关系数为0.57，在1%的水平显著正相关，两个变量对被解释变量的作用方向应该是一致的，模型1和模型2的估计结果也是符合的，支持H4和H5，一个可能的解释是生活垃圾生产能力越大的城市在进行分类政策设计时的难度更大，短期内推迟了具体的实施办法的出台。而一旦观测的时间变长，如模型3和模型4所示，两个变量的作用方向就由负向转变为正向了，不过这一作用的效果并不显著。

第三组“资源”变量的作用在于验证城市现有的生活垃圾处理能力是否能够促使政府推行生活垃圾强制分类制度。“垃圾清运”的系数在模型2中显著为正，表明在控制其他变量的情况下，一个城市现有的生活垃圾清运能力越大，则其按照中央部委规定出台垃圾强制分类实施办法的可能性越高。生活垃圾清运量能够从整体上衡量一个城市的生活垃圾处理能力，而且还能够反映出城市生活垃圾生产能力，因为从现有的统计数据来看，一个城市生产的生活垃圾基本上都能够被清运且被无害化处理。“环卫车辆”是一个城市生活垃圾清运和市容维护的主要工具，该变量的系数显著为负，意味着在控制其他变量的情况下，该变量的增长会显著降低试点城市按规定出台生活垃圾强制分类实施办法的可能性。“无害处理”在当前的主要手段为掩埋和焚烧，该变量的系数为正，与“垃圾清运”的系数保持了一致，但未能通过显著性检验，H6未得到有效检验。“城乡支出”衡量了住房和城乡建设部门的财政预算在总预算中的比重，该变量的系数在1%的水平上显著为正，数量关系表现为当该项支出的比重每增加一个百分点的时候，相应的试点城市在规定期限内出台垃圾强制分类实施办法的可能性将增加24.2%，支持H7。比较矛盾的是，“环卫车辆”的系数出现了与假设不一致的情况，可能的原因在于“环卫车辆”与“垃圾清运”存在一定程度的共线性，但并不存在严重的多重共线性。此外，生活垃圾的分类处理需要分类清运，这对环卫车辆的配置亦提出新要求，对先前庞大数量的环卫车辆的改造既需要时间，也需要成本，故而可能影响到具体的垃圾强制分类处理方案的出台和实施。

然而，当忽略中央部委政策规定的截止时间，将每一个试点城市出台实施方案的时间纳入分析之后，模型1和模型2所反映出的规律就出现了某些变化。从模型3和模型4具有显著性的变量来看，市长任期和市长年龄是解释变量中唯一具有解释效力的两个变量，支持H1和H2，在控制其他变量的情况下，市长的任职时间每增长1年，相应的城市出台实施办法的可能性将增长2%左右；市长年龄每增长1岁，相应城市出台实施办法的概率将增加14%左右。在模型3和模型4中，经济增速的系数符号依旧为负，与前述保持了一致；消费水平和城镇人口2个变量的系数符号保持一致并变为正号，表明从长期来看，一个城市的垃圾生产能力能够促使政府推行生活垃圾强制分类制度，不过这一作用并不显著；歧义最大的还是在第三组变量，不过这些变量并没有表现出比较显著的作用，其作用还有待进一步观察。

五、 结论与讨论

生活垃圾分类处理是现代城市治理的重要内容，也是城市治理的难点问题。面临城市化程度的不断加深与城镇居民生活水平的不断提高带来的生活垃圾处理压力，缓解末端处置过度依赖焚烧和掩埋的局面，提高资源循环利用的比重，从前端做好垃圾分类就显得十分必要[25]。面临历次推行生活垃圾分类政策试点成效不彰的困境，中央部委做出了推行生活垃圾强制分类制度的决策，并选定了46个重点试点城市。各试点城市在响应中央部委政策规定的积极性上呈现出较大的差异，本文利用事件史分析验证了地方主政官员的施政动机、城市生活垃圾生产能力与城市现有的生活垃圾处理能力等因素对生活垃圾强制分类制度在试点城市扩散的作用机制。验证结果表明，生活垃圾强制分类制度在各试点城市的扩散主要受主政官员的政策偏好与注意力分配的影响；短期内，更大的城市生活垃圾生产能力造成的政策执行难题会延缓城市推行生活垃圾强制分类制度的进程，在更长的时间跨度内，这一作用方向发生了逆转，不过并没有充足的证据显示更大的生活垃圾生产量会提高城市推行生活垃圾强制分类制度的可能性；另外，政治压力会使地方政府在进行决策时更多考虑现有的生活垃圾处理能力、垃圾清运能力和主管部门相对更高的财政能力如何有助于垃圾强制分类制度的推行，然而从整体上看，一个城市已有的生活垃圾处理能力对其推行生活垃圾强制分类的决策提供的支持是有限的。

住房和城乡建设部连同其他国务院职能部门下发的推行生活垃圾强制分类制度的政策规定并没有得到各试点城市整齐划一的响应，这种响应的积极性差异在一定程度上反映了各试点城市推行生活垃圾强制分类政策的决心，部分城市还未在规定的时间内出台实施方案。已有研究大多将生活垃圾分类政策实施的焦点放在居民的生活垃圾分类行为和政策设计的完备性上，却忽视了一个极为重要的问题，即在地方政府越来越复杂的施政内容中，推行生活垃圾分类政策究竟享有多大的重要性，也就是该项政策在政府众多政策中是否具有优先性。由于当前尚不能通过政策实施的实际效果反推政府的实施决心，各试点城市响应中央政策规定的积极性可以在一定程度上作为城市政府推行该政策决心的代理变量。从研究结果来看，这一决策在一定程度上是由“块块”政府主政官员的政策偏好塑造的，而这种偏好形成的深层次原因就在于我国政府特殊的政治激励方式与人事管理制度安排。

因而，在解决城市生活垃圾强制分类政策实施成效不甚理想这一难题上，本文研究结果的启示是，要将中央职能部门的政策偏好转变为地方政府的政策偏好，进而增强地方政府推行生活垃圾分类工作的施政动机。由组织部门主导的“自上而下的干部指标考核体系定期对各级党政官员进行政绩考核，是体现党管干部、监督地方官员落实中央政策的一种制度性安排”[26]，此种政治激励模式在极大程度上形塑了地方主政官员的施政动机和政策偏好，从现实来看，生活垃圾分类工作当前还不能作为主政官员调动的重要参考，因而地方政府推进生活垃圾分类工作的动机和积极性也就显得不足。

由政策倡议上升为政策规定，表明中央政府在推进生活垃圾分类工作上的决心和力度，然而当这一信号传达到地方政府之后，地方政府的响应积极性却呈现出较大的差异，在已有的研究基础之上，本文重点识别出地方政府的施政动机和政策偏好这一影响生活垃圾分类工作进展的关键要素，丰富了现有的解释路径。不过，囿于资料收集的可得性，对城市生活垃圾分类工作的事件史记录未能从一个更长的时间跨度上着笔，本文选取的生活垃圾强制分类制度的扩散时间较短，来自中央部委的政治压力在增强地方政府生活垃圾分类工作动机的同时，也在一定程度上打断了地方政府原有的工作进度，从而导致对内部因素作用效果的估计可能不准确。在《关于在全国地级及以上城市全面开展生活垃圾分类工作的通知》发布后，后续的研究可以进一步扩大事件史记录的样本量，并增加相应的解释变量，以更加全面地解读地方政府在生活垃圾分类工作上的积极性，进而为我国的生活垃圾分类工作提出更加具有针对性和可行性的政策建议，推进城市的良善之治。