蒲 靈 馬又琳# 畢朝文 李思銳 李 懿

(1.四川省工業(yè)環(huán)境監(jiān)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(jīng)濟高速發(fā)展的同時，環(huán)境資源問題已越來越受到各國學者的關注，其中環(huán)境污染與經(jīng)濟發(fā)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(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染的關系以及驅(qū)動因素常用的方法主要有：環(huán)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(qū)1996—2013年危險廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟發(fā)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(chǎn)生量與經(jīng)濟發(fā)展關系的影響。王健等[11]運用脫鉤模型歸納了長江經(jīng)濟帶各省市碳排放和經(jīng)濟增長關系的特征，并采用EKC，對長江經(jīng)濟帶經(jīng)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(tǒng)模型研究了南京市工業(yè)污染排放量及其影響因素。王鋒等[13]根據(jù)2008—2014年面板數(shù)據(jù)測算了各省的碳排放量，先后構建了人口城鎮(zhèn)化、土地城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟城鎮(zhèn)化3個維度下的碳排放影響因子，并對面板數(shù)據(jù)進行了實證分析。周正柱等[14]運用生態(tài)環(huán)境壓力—狀態(tài)—響應模型構建了生態(tài)環(huán)境質(zhì)量綜合評價指標體系，并利用變異系數(shù)法和灰色動態(tài)預測模型對長江經(jīng)濟帶11個省市生態(tài)環(huán)境質(zhì)量進行綜合評價與預測。近年來，許多學者采用了對數(shù)平均迪氏指數(shù)(LMDI)分解法[15-17]來研究經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境污染的關系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結構、人口規(guī)模以及制度等因素均對環(huán)境污染物排放量的變化產(chǎn)生影響。

成都平原經(jīng)濟區(qū)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(fā)揮著穩(wěn)增長的重要支撐作用。其中固體廢物污染引發(fā)的環(huán)境問題日益凸顯，加強固體廢物污染防治，是防范環(huán)境風險、維護人體健康的重要保障，同時也是深入環(huán)境保護工作的必然要求，因此研究固體廢物產(chǎn)生量的驅(qū)動因素以及其與經(jīng)濟增長的關系尤其重要。

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

1 研究方法及數(shù)據(jù)來源

1.1 脫鉤模型

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

(1)

式中：e為脫鉤彈性系數(shù)；P為污染產(chǎn)生量，t；ΔP為污染產(chǎn)生量變化量；Y為地區(qū)生產(chǎn)總值，億元；ΔY為地區(qū)生產(chǎn)總值變化量，億元。

依據(jù)脫鉤彈性系數(shù)及ΔP/P、ΔY/Y的正負性，可劃分出8種脫鉤狀態(tài)，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(qū)動因素的效應值為固體廢物產(chǎn)生量的貢獻值，貢獻值體現(xiàn)了各驅(qū)動因素對固體廢物產(chǎn)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(qū)動因素對固體廢物產(chǎn)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(chǎn)生量，t；I為地區(qū)工業(yè)增加值或地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)增加值，億元；Y為地區(qū)生產(chǎn)總值，億元；PI為人口數(shù)，反映人口效應，萬人；WI為固體廢物產(chǎn)生量與地區(qū)工業(yè)增加值或地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)增加值的比值，反映技術水平，t/億元；II為地區(qū)工業(yè)增加值或地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，反映產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平；YI為人均地區(qū)生產(chǎn)總值，反映經(jīng)濟發(fā)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(chǎn)業(yè)結構效應，t；ΔYI為經(jīng)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(yè)廢物和醫(yī)療廢物的驅(qū)動因素主要分解為排放強度效應、產(chǎn)業(yè)結構效應、經(jīng)濟水平效應和人口效應；城市生活垃圾的驅(qū)動因素主要分解為排放強度效應、經(jīng)濟水平效應和人口效應。

表1 脫鉤狀態(tài)與類別

1.3 數(shù)據(jù)來源

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

地區(qū)生產(chǎn)總值、工業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)增加值、人口數(shù)等數(shù)據(jù)來自2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)各城市的國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報。

2 結果與分析

2.1 工業(yè)廢物

2.1.1 工業(yè)廢物脫鉤模型分析

由表2可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長的關系為強脫鉤狀態(tài)，即工業(yè)廢物產(chǎn)生量的增長速度遠低于經(jīng)濟增長速度。其中，2013—2015年兩者關系由擴張連接狀態(tài)轉(zhuǎn)變?yōu)閺娒撱^狀態(tài)，說明隨著經(jīng)濟增長的同時，工業(yè)廢物產(chǎn)生量在降低。但在2015—2016年兩者為擴張負脫鉤，而2016—2017年又變?yōu)閺娒撱^狀態(tài)。

表2 成都平原經(jīng)濟區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長的脫鉤狀態(tài)

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

表3 成都平原經(jīng)濟區(qū)各城市工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長的脫鉤狀態(tài)

2.1.2 工業(yè)廢物的LMDI分解結果分析

由表4可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)工業(yè)廢物排放強度效應呈現(xiàn)波動性的負向驅(qū)動效應，即工業(yè)技術的進步抑制了工業(yè)廢物的產(chǎn)生，使得工業(yè)廢物產(chǎn)生量合計減少了474.43萬t；產(chǎn)業(yè)結構效應呈線性負向驅(qū)動效應，使得工業(yè)廢物產(chǎn)生量合計減少了357.60萬t；經(jīng)濟水平效應和人口效應均為正值，經(jīng)濟增長以及人口規(guī)模擴大促進了工業(yè)廢物的產(chǎn)生，使得工業(yè)廢物產(chǎn)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(yè)廢物的產(chǎn)生，排放強度效應起主要作用。

表4 成都平原經(jīng)濟區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)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(jīng)濟區(qū)總體產(chǎn)生的工業(yè)廢物量減少，而地區(qū)生產(chǎn)總值逐年上升，使得2013—2017年工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長為強脫鉤狀態(tài)。這進一步說明了排放強度效應是抑制工業(yè)廢物產(chǎn)生的主要因素。

2.2 醫(yī)療廢物

2.2.1 醫(yī)療廢物脫鉤模型分析

由表5可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長為擴張連接狀態(tài)，即醫(yī)療廢物產(chǎn)生量的增長速度略高于經(jīng)濟增長速度。其中，2013—2016年兩者保持擴張負脫鉤狀態(tài)，醫(yī)療廢物產(chǎn)生量的增長速度明顯高于經(jīng)濟增長速度；但在2016—2017年，兩者轉(zhuǎn)變?yōu)閺娒撱^狀態(tài)，說明經(jīng)濟增長同時，醫(yī)療廢物產(chǎn)生量在降低。

表5 成都平原經(jīng)濟區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長的脫鉤狀態(tài)

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

表6 成都平原經(jīng)濟區(qū)各城市的醫(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長的脫鉤狀態(tài)

2.2.2 醫(yī)療廢物的LMDI分解結果分析

由表7可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)醫(yī)療廢物排放強度效應呈現(xiàn)波動的負向驅(qū)動效應，使得醫(yī)療廢物產(chǎn)生量合計減少了5 008.21 t；產(chǎn)業(yè)結構效應、經(jīng)濟水平效應和人口效應均為正值，產(chǎn)業(yè)規(guī)模和人口規(guī)模的擴大促進了醫(yī)療廢物的產(chǎn)生，使得醫(yī)療廢物產(chǎn)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(jīng)濟水平效應，說明經(jīng)濟水平效應是促進醫(yī)療廢物產(chǎn)生的主要推動力，使得醫(yī)療廢物產(chǎn)生量合計增加了8 524.13 t。

表7 成都平原經(jīng)濟區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量的分解因素

結合脫鉤模型可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量和經(jīng)濟增長呈現(xiàn)擴張連接狀態(tài)，經(jīng)濟水平效應是主要的推動力。但在2016—2017年，醫(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長為強脫鉤狀態(tài)，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(jīng)濟區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長為擴張連接狀態(tài)。其中，2013—2014年為擴張負脫鉤狀態(tài)，而2014—2017年在擴張連接狀態(tài)與弱脫鉤狀態(tài)間來回波動。

表8 成都平原經(jīng)濟區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長的脫鉤狀態(tài)

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

表9 成都平原經(jīng)濟區(qū)各城市的城市生活垃圾產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長的脫鉤狀態(tài)

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(jīng)濟區(qū)城市生活垃圾排放強度效應為波動的負向驅(qū)動效應，使得城市生活垃圾產(chǎn)生量合計減少了192.88萬t；經(jīng)濟水平效應和人口效應均為正值，其中人口規(guī)模的擴大促進了城市生活垃圾的產(chǎn)生，使得城市生活垃圾產(chǎn)生量合計增加了13.16萬t，但這種影響遠遠小于經(jīng)濟水平效應(經(jīng)濟水平效應使得城市生活垃產(chǎn)生量合計增加了118.63萬t)。

表10 成都平原經(jīng)濟區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量的分解因素

結合脫鉤模型可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量和經(jīng)濟增長呈現(xiàn)擴張連接狀態(tài)，經(jīng)濟水平效應是主要推動力，排放強度效應呈現(xiàn)波動的負向驅(qū)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(chǎn)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(jīng)濟區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)生量和經(jīng)濟增長呈現(xiàn)強脫鉤狀態(tài)。影響工業(yè)廢物產(chǎn)生量的主要因素為排放強度效應，該因素能抑制工業(yè)廢物量的產(chǎn)生。其中，德陽、資陽的工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長分別處于擴張負脫鉤狀態(tài)和衰退脫鉤狀態(tài)。

(2) 2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量和經(jīng)濟增長呈現(xiàn)擴張連接狀態(tài)。影響醫(yī)療廢物產(chǎn)生量的主要因素為經(jīng)濟水平效應，該因素促進醫(yī)療廢物的產(chǎn)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(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟增長均為擴張負脫鉤狀態(tài)。

(3) 2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量和經(jīng)濟增長呈現(xiàn)擴張連接狀態(tài)。影響城市生活垃圾產(chǎn)生量的主要因素為經(jīng)濟水平效應，該因素促進城市生活垃圾的產(chǎn)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(chǎn)生量與經(jīng)濟增長的關系仍為擴張負脫鉤，資陽為衰退脫鉤狀態(tài)。

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(chǎn)生的主要驅(qū)動因素，因此針對工業(yè)廢物、醫(yī)療廢物以及城市生活垃圾，可以設立科研經(jīng)費或項目經(jīng)費，鼓勵相關企業(yè)不斷自主研發(fā)新工藝新技術，獎勵取得成果的企業(yè)，并宣傳和推廣其技術；同時應統(tǒng)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(yōu)化環(huán)境管理政策。2013—2017年成都平原經(jīng)濟區(qū)的醫(yī)療廢物、城市生活垃圾產(chǎn)生量增長速度高于經(jīng)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(yè)提高固體廢物的管理水平。