成都平原經濟區固體廢物產生量與經濟增長的關系及驅動因素分析

蒲 靈 馬又琳# 畢朝文 李思銳 李 懿

(1.四川省工業環境監測研究院，四川 成都 610041；2.四川省固體廢物與化學品管理中心，四川 成都 610041)

經濟高速發展的同時，環境資源問題已越來越受到各國學者的關注，其中環境污染與經濟發展之間的關系已成為學術界關心的熱點問題之一。目前，研究經濟發展與環境污染的關系以及驅動因素常用的方法主要有：環境庫茲涅茨曲線(EKC)模型[1-4]、脫鉤模型[5-8]、向量誤差修正(VEC)模型[9]。劉云浪等[10]等采用了面板EKC模型實證了我國及東、中、西部地區1996—2013年危險廢物產生量與經濟發展的關系，并分析了我國資源化利用水平和無害化處理水平對危險廢物產生量與經濟發展關系的影響。王健等[11]運用脫鉤模型歸納了長江經濟帶各省市碳排放和經濟增長關系的特征，并采用EKC，對長江經濟帶經濟增長與CO2排放之間的關系進行實證檢驗。周柔等[12]采用灰色系統模型研究了南京市工業污染排放量及其影響因素。王鋒等[13]根據2008—2014年面板數據測算了各省的碳排放量，先后構建了人口城鎮化、土地城鎮化、經濟城鎮化3個維度下的碳排放影響因子，并對面板數據進行了實證分析。周正柱等[14]運用生態環境壓力—狀態—響應模型構建了生態環境質量綜合評價指標體系，并利用變異系數法和灰色動態預測模型對長江經濟帶11個省市生態環境質量進行綜合評價與預測。近年來，許多學者采用了對數平均迪氏指數(LMDI)分解法[15-17]來研究經濟發展與環境污染的關系，發現經濟規模、產業結構、人口規模以及制度等因素均對環境污染物排放量的變化產生影響。

成都平原經濟區包括成都、德陽、綿陽、樂山、眉山、資陽、遂寧、雅安8市，在四川省發揮著穩增長的重要支撐作用。其中固體廢物污染引發的環境問題日益凸顯，加強固體廢物污染防治，是防范環境風險、維護人體健康的重要保障，同時也是深入環境保護工作的必然要求，因此研究固體廢物產生量的驅動因素以及其與經濟增長的關系尤其重要。

本研究將固體廢物分為工業廢物、醫療廢物以及城市生活垃圾，探究固體廢物產生量與經濟增長之間關系以及引起固體廢物產生量變化的驅動因素。通過脫鉤模型分析固體廢物產生量與經濟增長之間的關系；運用LMDI分解法分析排放強度效應、產業結構效應、經濟水平效應和人口效應對成都平原經濟區固體廢物產生量的貢獻程度。

1 研究方法及數據來源

1.1 脫鉤模型

脫鉤模型闡述經濟增長與污染產生量之間是否具有同步變化的關系。其函數表達式為：

(1)

式中：e為脫鉤彈性系數；P為污染產生量，t；ΔP為污染產生量變化量；Y為地區生產總值，億元；ΔY為地區生產總值變化量，億元。

依據脫鉤彈性系數及ΔP/P、ΔY/Y的正負性，可劃分出8種脫鉤狀態，見表1。

1.2 LMDI分解法

LMDI分解法可以進行多個因素的分解，包括加法模型和乘法模型，考慮到分解結果解釋的難易程度，本研究選擇加法模型。分解后各驅動因素的效應值為固體廢物產生量的貢獻值，貢獻值體現了各驅動因素對固體廢物產生量的影響程度。貢獻值的絕對值越大則其影響程度越大；貢獻值為正(負)時，表示該驅動因素對固體廢物產生量起到了促進(抑制)作用。具體分解見式(2)：

(2)

式中：W為固體廢物產生量，t；I為地區工業增加值或地區第三產業實現增加值，億元；Y為地區生產總值，億元；PI為人口數，反映人口效應，萬人；WI為固體廢物產生量與地區工業增加值或地區第三產業實現增加值的比值，反映技術水平，t/億元；II為地區工業增加值或地區第三產業實現增加值與地區生產總值的比值，反映產業結構發展水平；YI為人均地區生產總值，反映經濟發展水平，億元/萬人。

進一步整理得到式(3)：

W=ΔWI+ΔII+ΔYI+ΔPI

(3)

式中：ΔWI為固體廢物排放強度效應，t；ΔII為產業結構效應，t；ΔYI為經濟水平效應，t；ΔPI為人口效應，t。

ΔWI計算公式見式(4)，ΔII、ΔYI和ΔPI以此類推。

(4)

式中：WT、W0分別為期末、期初的W，t；WIT、WI0分別為期末、期初的WI，t/億元。

工業廢物和醫療廢物的驅動因素主要分解為排放強度效應、產業結構效應、經濟水平效應和人口效應；城市生活垃圾的驅動因素主要分解為排放強度效應、經濟水平效應和人口效應。

表1 脫鉤狀態與類別

1.3 數據來源

2013—2017年工業廢物、醫療廢物以及城市生活垃圾的產生量來自四川省各地級市固體廢物環境防治信息公報(雅安固體廢物信息有缺失，除外)。

地區生產總值、工業增加值、第三產業實現增加值、人口數等數據來自2013—2017年成都平原經濟區各城市的國民經濟和社會發展統計公報。

2 結果與分析

2.1 工業廢物

2.1.1 工業廢物脫鉤模型分析

由表2可知，2013—2017年成都平原經濟區工業廢物產生量與經濟增長的關系為強脫鉤狀態，即工業廢物產生量的增長速度遠低于經濟增長速度。其中，2013—2015年兩者關系由擴張連接狀態轉變為強脫鉤狀態，說明隨著經濟增長的同時，工業廢物產生量在降低。但在2015—2016年兩者為擴張負脫鉤，而2016—2017年又變為強脫鉤狀態。

表2 成都平原經濟區工業廢物產生量與經濟增長的脫鉤狀態

2013—2017年成都平原經濟區各城市工業廢物產生量與經濟增長的脫鉤狀態見表3。由表3可知，2013—2017年成都平原經濟區各城市中，成都、綿陽、眉山、遂寧的工業廢物產生量與經濟增長均為強脫鉤狀態；樂山為弱脫鉤狀態，德陽為擴張負脫鉤狀態，而資陽處于衰退脫鉤狀態。由于2013—2017年成都平原經濟區大部分城市已經達到了強脫鉤狀態，因此總體來說，成都平原經濟區工業廢物產生量與經濟增長的關系為強脫鉤狀態。

表3 成都平原經濟區各城市工業廢物產生量與經濟增長的脫鉤狀態

2.1.2 工業廢物的LMDI分解結果分析

由表4可知，2013—2017年成都平原經濟區工業廢物排放強度效應呈現波動性的負向驅動效應，即工業技術的進步抑制了工業廢物的產生，使得工業廢物產生量合計減少了474.43萬t；產業結構效應呈線性負向驅動效應，使得工業廢物產生量合計減少了357.60萬t；經濟水平效應和人口效應均為正值，經濟增長以及人口規模擴大促進了工業廢物的產生，使得工業廢物產生量合計分別增加了252.24萬、46.07萬t，但這兩種效應遠遠小于排放強度效應的絕對值，說明對于工業廢物的產生，排放強度效應起主要作用。

表4 成都平原經濟區工業廢物產生量的分解因素

結合脫鉤模型可知，在排放強度效應的抑制作用下，成都平原經濟區總體產生的工業廢物量減少，而地區生產總值逐年上升，使得2013—2017年工業廢物產生量與經濟增長為強脫鉤狀態。這進一步說明了排放強度效應是抑制工業廢物產生的主要因素。

2.2 醫療廢物

2.2.1 醫療廢物脫鉤模型分析

由表5可知，2013—2017年成都平原經濟區醫療廢物產生量與經濟增長為擴張連接狀態，即醫療廢物產生量的增長速度略高于經濟增長速度。其中，2013—2016年兩者保持擴張負脫鉤狀態，醫療廢物產生量的增長速度明顯高于經濟增長速度；但在2016—2017年，兩者轉變為強脫鉤狀態，說明經濟增長同時，醫療廢物產生量在降低。

表5 成都平原經濟區醫療廢物產生量與經濟增長的脫鉤狀態

對比2013—2017年成都平原經濟區各城市醫療廢物產生量與經濟增長的脫鉤狀態，結果見表6。2013—2017年成都平原經濟區各城市中，德陽、綿陽、樂山、眉山、遂寧的醫療廢物產生量與經濟增長均為擴張負脫鉤狀態，資陽為強負脫鉤狀態，成都為弱脫鉤狀態。

表6 成都平原經濟區各城市的醫療廢物產生量與經濟增長的脫鉤狀態

2.2.2 醫療廢物的LMDI分解結果分析

由表7可知，2013—2017年成都平原經濟區醫療廢物排放強度效應呈現波動的負向驅動效應，使得醫療廢物產生量合計減少了5 008.21 t；產業結構效應、經濟水平效應和人口效應均為正值，產業規模和人口規模的擴大促進了醫療廢物的產生，使得醫療廢物產生量合計分別增加了4 505.89、1 948.94 t，但這兩種效應的影響遠遠小于經濟水平效應，說明經濟水平效應是促進醫療廢物產生的主要推動力，使得醫療廢物產生量合計增加了8 524.13 t。

表7 成都平原經濟區醫療廢物產生量的分解因素

結合脫鉤模型可知，2013—2017年成都平原經濟區醫療廢物產生量和經濟增長呈現擴張連接狀態，經濟水平效應是主要的推動力。但在2016—2017年，醫療廢物產生量與經濟增長為強脫鉤狀態，此時排放強度效應的抑制作用明顯增強。

2.3 城市生活垃圾

2.3.1 城市生活垃圾脫鉤模型分析

由表8可知，2013—2017年成都平原經濟區城市生活垃圾產生量與經濟增長為擴張連接狀態。其中，2013—2014年為擴張負脫鉤狀態，而2014—2017年在擴張連接狀態與弱脫鉤狀態間來回波動。

表8 成都平原經濟區城市生活垃圾產生量與經濟增長的脫鉤狀態

由表9可知，2013—2017年成都平原經濟區各城市中，成都、德陽、眉山的城市生活垃圾產生量與經濟增長均為弱脫鉤狀態；樂山、遂寧的城市生活垃圾產生量與經濟增長為擴張負脫鉤狀態；綿陽的城市生活垃圾產生量與經濟增長為擴張連接狀態；資陽則處于衰退脫鉤狀態。由于2013—2017年成都平原經濟區大部分城市的城市生活垃圾產生量與經濟增長處于擴張負脫鉤或弱脫鉤狀態，因此總體上看，2013—2017年成都平原經濟區城市生活垃圾產生量與經濟增長為擴張連接狀態。

表9 成都平原經濟區各城市的城市生活垃圾產生量與經濟增長的脫鉤狀態

2.3.2 城市生活垃圾的LMDI分解結果分析

由表10可知，2013—2017年成都平原經濟區城市生活垃圾排放強度效應為波動的負向驅動效應，使得城市生活垃圾產生量合計減少了192.88萬t；經濟水平效應和人口效應均為正值，其中人口規模的擴大促進了城市生活垃圾的產生，使得城市生活垃圾產生量合計增加了13.16萬t，但這種影響遠遠小于經濟水平效應(經濟水平效應使得城市生活垃產生量合計增加了118.63萬t)。

表10 成都平原經濟區城市生活垃圾產生量的分解因素

結合脫鉤模型可知，2013—2017年成都平原經濟區城市生活垃圾產生量和經濟增長呈現擴張連接狀態，經濟水平效應是主要推動力，排放強度效應呈現波動的負向驅動效應，這進一步說明了排放強度效應是抑制城市生活垃圾產生的主要因素。

3 結論與建議

3.1 結 論

(1) 2013—2017年成都平原經濟區工業廢物產生量和經濟增長呈現強脫鉤狀態。影響工業廢物產生量的主要因素為排放強度效應，該因素能抑制工業廢物量的產生。其中，德陽、資陽的工業廢物產生量與經濟增長分別處于擴張負脫鉤狀態和衰退脫鉤狀態。

(2) 2013—2017年成都平原經濟區醫療廢物產生量和經濟增長呈現擴張連接狀態。影響醫療廢物產生量的主要因素為經濟水平效應，該因素促進醫療廢物的產生，而排放強度效應起抑制作用。其中，德陽、綿陽、樂山、眉山、遂寧的醫療廢物產生量與經濟增長均為擴張負脫鉤狀態。

(3) 2013—2017年成都平原經濟區城市生活垃圾產生量和經濟增長呈現擴張連接狀態。影響城市生活垃圾產生量的主要因素為經濟水平效應，該因素促進城市生活垃圾的產生，而排放效應因素起抑制作用。其中，樂山、遂寧的城市生活垃圾產生量與經濟增長的關系仍為擴張負脫鉤，資陽為衰退脫鉤狀態。

3.2 建 議

(1) 加強固體廢物減排新工藝新技術。技術進步是抑制固體廢物產生的主要驅動因素，因此針對工業廢物、醫療廢物以及城市生活垃圾，可以設立科研經費或項目經費，鼓勵相關企業不斷自主研發新工藝新技術，獎勵取得成果的企業，并宣傳和推廣其技術；同時應統籌綜合利用設施或無害化處置設施的建設，進一步提高固體廢物的資源化利用或無害化處置效率。

(2) 優化環境管理政策。2013—2017年成都平原經濟區的醫療廢物、城市生活垃圾產生量增長速度高于經濟增長速度。因此，應研究制定固體廢物堆存、處置等方面的政策，通過增加資金支持或減免稅收等方式，鼓勵企業提高固體廢物的管理水平。