中國城市生活垃圾產(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.南開大學環(huán)境科學與工程學院,天津 300071；2.南開大學天津市生物質固廢資源化技術工程中心,天津 300071)

基于2006~2017年的中國省級面板數(shù)據(jù),本文以STIRPAT理論模型為基礎,建立固定效應模型,分別從全國和區(qū)域兩個層面深入探究人口、富裕程度和技術對城市生活垃圾產(chǎn)生量的區(qū)域差異.研究結果表明:(1)近年來,生活垃圾產(chǎn)生量快速增長,同時存在顯著的區(qū)域差異;(2)從人口因素看,在全國層面上城鎮(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)化的正效應和人口老齡化的負效應明顯強于東部地區(qū),人口規(guī)模的正效應和家庭規(guī)模的正效應明顯弱于東部地區(qū);(3)從經(jīng)濟發(fā)展看,在全國層面上居民人均消費支出與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)倒N型關系.在東部地區(qū),居民人均消費支出和人均GDP的提升促進生活垃圾的產(chǎn)生;(4)從技術水平看,生活能源消耗強度和市容環(huán)境衛(wèi)生費用的彈性系數(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

隨著中國經(jīng)濟蓬勃發(fā)展,城鎮(zhèn)化進程加快,居民生活水平快速提高,加快了中國城市生活垃圾的產(chǎn)生速度,使中國成為世界上最大的生活垃圾產(chǎn)生國[1-4].生活垃圾的產(chǎn)生量從1978年的2508萬t增長到2017年21520.9萬t[5],年平均增長5.3%,中國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城市環(huán)境和公共衛(wèi)生造成危害,嚴重威脅城市的可持續(xù)發(fā)展[8].定量分析人口因素、經(jīng)濟發(fā)展和技術水平對城市生活垃圾產(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容,同時也是政府實施生活垃圾管理的一項重要措施[9-10].

生活垃圾的產(chǎn)生過程復雜,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)結構、受教育程度、生活習慣、經(jīng)濟發(fā)展、消費方式、技術水平、城市管理、規(guī)章制度、氣候等因素的相關性[11-15].人口因素被指出是影響生活垃圾產(chǎn)生量的關鍵驅動力[13,16-18].高會苗等[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.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,與家庭規(guī)模呈現(xiàn)負相關,Surindra等[22]認為生活垃圾產(chǎn)生與家庭規(guī)模負相關.一些研究分析了富裕程度與生活垃圾產(chǎn)生量的關系[16,23-24].Dennison等[25]通過實地調研指出富裕人口和貧困人口在生活垃圾產(chǎn)生總量和個別成分產(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家庭產(chǎn)生的生活垃圾具有顯著的負向影響,未來應更多強調家庭日?；顒訉U物的作用.Monavari通過抽樣調查得出城市不同社會經(jīng)濟群體的生活垃圾產(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)居民消費具有顯著的直接污染效應,與生活垃圾排放存在倒U型曲線關系.Song等[29]利用1985~2005年中國省級數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)生活垃圾排放與人均GDP存在長期協(xié)整關系,呈現(xiàn)倒U型曲線.

現(xiàn)有研究主要集中在運用問卷調查、實地調研、統(tǒng)計數(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系,并運用預測模型預測生活垃圾產(chǎn)生量的變化[16].大多數(shù)研究缺少對人口因素、富裕程度、技術等方面進行結構性系統(tǒng)性的研究.因此,本研究試圖解決這些問題,基于2006~2017年的中國省級面板數(shù)據(jù),本文以STIRPAT理論模型為基礎,建立固定效應模型,分別從全國和區(qū)域兩個層面深入探究人口因素、富裕程度和技術對城市生活垃圾產(chǎn)生量的區(qū)域差異,對不同因素與生活垃圾產(chǎn)生量的關系提供系統(tǒng)的認識,同時為政府開展生活垃圾減排工作,制定并實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模型的構建 Ehrlich和Holdren最早將IPAT模型用于研究人口、富裕程度和技術對環(huán)境的影響[31].傳統(tǒng)IPAT模型存在變量少以及應用范圍窄等缺陷,Dieiz和Rose在IPAT模型的基礎上構建了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代表技術水平;為模型系數(shù);、、分別為、、對環(huán)境壓力的彈性系數(shù);為隨機干擾項.

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上[28,30,36],將城市生活垃圾產(chǎn)生量作為環(huán)境變量,應用STIRPAT模型探究人口因素、富裕程度和技術對城市生活垃圾產(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,對各變量取自然對數(shù):

1.1.2 研究變量的選取 近年來,生活垃圾產(chǎn)生量快速增長,從2006年14841.3萬t增加到2017年21520.9萬t,增長了45%.同時生活垃圾產(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,從全國和地區(qū)層面探討人口、富裕程度和技術對生活垃圾產(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]和技術水平[41-42].人口因素可以從人口規(guī)模和人口結構兩方面考慮,引入年齡結構、家庭規(guī)模、城鎮(zhèn)化水平、受教育程度和產(chǎn)業(yè)結構5個方面作為人口結構的變量.隨著城鎮(zhèn)化進程加快,人口因素在時間和空間上發(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,城鎮(zhèn)化水平通過改變地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構、消費習慣、以及技術進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)結構的升級可以減少生活垃圾的產(chǎn)生.富裕程度用人均GDP和居民人均消費支出衡量[44],人均GDP代表地區(qū)經(jīng)濟水平,直接影響居民的物質消費.居民人均消費支出表征生活水平,顯示居民的消費能力[39],生活水平的提高使居民總體消費能力增加導致商業(yè)垃圾、餐廚垃圾等顯著增長[12,45].技術水平的概念寬泛,可以包含生產(chǎn)方式、社會政策因素等.本文用生活能源強度和市容環(huán)境衛(wèi)生費用衡量,技術的提高會減少生活垃圾的產(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)生量的時空特征

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

圖2 人口、富裕程度和技術對生活垃圾產(chǎn)生量的影響

方程中下標=1,2,…,30,代表各省市自治區(qū);代表年份;garbage代表第個地區(qū)年各類城市生活垃圾產(chǎn)生量;為待估參數(shù),ε為隨機誤差項.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分別代表第個地區(qū)年的年齡構成、家庭規(guī)模、城鎮(zhèn)化水平、受教育程度、產(chǎn)業(yè)結構、人口規(guī)模、人均GDP、居民人均消費支出、生活能源強度、市容環(huán)境衛(wèi)生費用.

1.2 數(shù)據(jù)來源和區(qū)域分類說明

表1 變量名稱、符號、單位

選取2006~2017年中國30個省份的面板數(shù)據(jù)作為研究樣本(西藏,港澳臺除外),城市生活垃圾產(chǎn)生量、人均GDP、居民人均消費支出、年齡構成、受教育程度、產(chǎn)業(yè)結構、家庭規(guī)模和城鎮(zhèn)化率的數(shù)據(jù)根據(jù)歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》(2007~2018)整理計算得到[47],生活能源強度的數(shù)據(jù)根據(jù)《中國能源統(tǒng)計年鑒》(20007~2018)整理計算得到[48],人口規(guī)模和市容環(huán)境衛(wèi)生費用的數(shù)據(jù)來源于歷年《城市建設統(tǒng)計年鑒》(20007~2018)[49].為了消除通貨膨脹的影響,對居民人均消費支出和人均GDP進行不變價處理,調整以2006年為基期的實際數(shù)值.本文使用城市生活垃圾清運量近似替代城市生活垃圾產(chǎn)生量[50].變量的名稱、符號和單位,如表1,各變量的描述性統(tǒng)計無明顯偏差,數(shù)據(jù)合理,如表2.

表2 變量的描述性統(tǒng)計

為了探討我國生活垃圾產(chǎn)生量的區(qū)域影響差異,論證結果的可靠性.分別在全國和區(qū)域層面(東、中、西)分別進行回歸.

1.3 實證檢驗方法

我們使用計量軟件stata15進行統(tǒng)計和回歸分析.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)結構(=0.1644)兩個變量,在回歸前為了避免偽回歸,本文運用四種方法檢驗變量平穩(wěn)性.Levin-Lin-Chu(LLC)測試,Im-Pesaran-Shin (IPS)測試, Fisher-ADF測試和Fisher-PP測試.如表3,在四次檢驗中,對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檢驗對變量之間的協(xié)整關系進行檢驗,檢驗結果如表4,ADF值為1.9581,在5%的顯著性水平變量之間存在長期穩(wěn)定的均衡關系.最后通過檢驗、Hausman檢驗確定面板回歸模型,如表5,檢驗的值為0.0000,在1%的顯著性水平下強烈拒絕原假設,存在個體效應,拒絕混合OLS模型,使用固定效應模型.Hausman檢驗的P值為0.0000,在1%的顯著性水平下強烈拒絕原假設,拒絕隨機效應模型,選擇固定效應模型進行回歸.

表3 單位根檢驗結果

注:*< 0.1,**< 0.05,***< 0.01.

表4 面板數(shù)據(jù)的kao協(xié)整檢驗結果

2 城市生活垃圾產(chǎn)生量驅動因素的回歸結果分析和討論

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

2018年我國城市化水平達59.58%[51],仍處于增長階段.短期來看,隨著城市規(guī)模不斷擴張,城市人口持續(xù)增加,我國各區(qū)域城市生活垃圾產(chǎn)生量依然快速增長.長期來看,隨著人口結構趨于穩(wěn)定,政府對生態(tài)環(huán)境的重視,居民環(huán)保意識的增強,技術水平的提高,生活垃圾產(chǎn)生量終會跨越拐點,實現(xiàn)負增長.

表5 城市生活垃圾產(chǎn)生量驅動因素的實證結果

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

2.1 人口因素的回歸結果分析和討論

從全國層面看,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)化對生活垃圾產(chǎn)生量具有顯著的正向影響,與以往的研究結論相同[13].城鎮(zhèn)化是農(nóng)村人口向城市轉移,實現(xiàn)人口再分配的過程[52].它通過人口集聚增加居民消費需求和城市基礎設施建設的需求.人口規(guī)模與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)顯著正相關,以往的研究也得到相同的結論[53],人口規(guī)模增多擠壓人類的生存空間,對生活垃圾的產(chǎn)生增加負荷.家庭規(guī)模是反映家庭結構的重要指標.隨著城鎮(zhèn)化提升、離婚率上升和人口政策的影響,中國的家庭結構逐漸轉變.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,隨著總人口增加,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,以往文獻也表明家庭規(guī)模與生活垃圾產(chǎn)生量顯著負相關[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.中國總體處于老齡化初級階段,老年人的消費能力下降,注重養(yǎng)生,減少生活垃圾產(chǎn)生量.

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

從區(qū)域層面看,東部地區(qū)人口規(guī)模和家庭規(guī)模是重要的驅動力,城鎮(zhèn)化提升、人口規(guī)模增多和家庭規(guī)模小型化促進生活垃圾的產(chǎn)生,人口老齡化會減少生活垃圾的產(chǎn)生.中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平和人口規(guī)模是重要的驅動力,城鎮(zhèn)化的正效應和人口老齡化的負效應明顯強于東部地區(qū),在研究期內,中西部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平增速最快,基礎設施建設落后于人口增長,東部地區(qū)城鎮(zhèn)化水平最高,設施和制度的完善度遠大于中西部地區(qū),中西部地區(qū)的老齡化進程比東部地區(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)濟增長速度(6.9%).在中西部地區(qū),人口老齡化進程處于初級階段,老年人的生活水平較低,崇尚節(jié)約簡樸的生活方式,消費的內容和種類有限,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,老年人對醫(yī)療、娛樂等相關產(chǎn)品和服務的需求較高,需要更多的經(jīng)濟活動來支撐,相比于中西部地區(qū)產(chǎn)生更多的生活垃圾.年齡結構的變化對生活垃圾產(chǎn)生的影響機制比較復雜,需要政府給予更多的關注.中西部地區(qū)人口規(guī)模的正效應和家庭規(guī)模的正效應明顯弱于東部地區(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,對生活垃圾的影響程度大.

2.2 富裕程度因素的回歸結果分析和討論

從全國層面看,居民人均消費支出與生活垃圾產(chǎn)生量存在倒N型關系,人均GDP與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)顯著正相關.居民人均消費支出和人均GDP顯示消費能力,對生活垃圾產(chǎn)生量具有顯著影響.從2006年到2017年,我國居民消費水平持續(xù)增長,居民的消費內容和模式逐漸改變,生活垃圾產(chǎn)生量逐年增長,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)域層面看,東部地區(qū)的居民人均消費支出與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)顯著正相關,促進生活垃圾的產(chǎn)生,但是在中西部地區(qū),居民人均消費支出與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)倒U型關系,大部分省份處在拐點左側,人均GDP的正效應明顯弱于東部地區(qū).這表明東部地區(qū)經(jīng)濟快速發(fā)展提高了消費水平,居民擁有更高的消費能力,享受著高成本、高消耗、高成本、高浪費的生活方式.在中西部地區(qū),中西部地區(qū)的經(jīng)濟基礎薄弱,居民消費的增加產(chǎn)生更大的邊際效用,顯著提高居民的消費能力,產(chǎn)生更多的生活垃圾.

2.3 技術因素的回歸結果分析和討論

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

從區(qū)域層面看,東中西三個區(qū)域的生活垃圾產(chǎn)生量均與生活能源消耗強度呈現(xiàn)正相關,與市容環(huán)境衛(wèi)生費用呈現(xiàn)負相關.在西部地區(qū),生活能源消耗強度的正效應明顯強于東中部地區(qū),市容環(huán)境衛(wèi)生費用的負效應明顯弱于東中部地區(qū).西部地區(qū)的技術相對落后,生活能源消耗強度的減少產(chǎn)生的邊際效用更大,由于基礎設施的相對落后,市容環(huán)境衛(wèi)生費用的投資產(chǎn)生的作用相對較小.

3 結論及政策建議

3.1 結論

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)模小型化促進生活垃圾的產(chǎn)生,人口老齡化增多會減少生活垃圾的產(chǎn)生.在中西部地區(qū),城鎮(zhèn)化的正效應和人口老齡化的負效應明顯強于東部地區(qū),人口規(guī)模的正效應和家庭規(guī)模的正效應明顯弱于東部地區(qū).

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

3.1.3 從技術水平看,生活能源消耗強度和市容環(huán)境衛(wèi)生費用的彈性系數(shù)分別為0.120、-0.0168.在西部地區(qū),生活能源消耗強度的正效應明顯強于東中部地區(qū),市容環(huán)境衛(wèi)生費用的負效應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,合理規(guī)劃和擴張城市區(qū)域,從質量上更加關注城市的發(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,合理擴張.政府實施人口有計劃發(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,引進高層次人才.我國處于老齡化初級階段,隨著各區(qū)域老齡化的不斷深入會增加生活垃圾產(chǎn)生量,鼓勵老年人過健康可持續(xù)的生活方式,政府調整人口生育政策,優(yōu)化年齡結構.各區(qū)域家庭規(guī)模小型化使家庭戶數(shù)增加,造成資源浪費和閑置,大力發(fā)展共享經(jīng)濟,從源頭減少資源浪費和生活垃圾的產(chǎn)生.

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

3.2.3 各區(qū)域均需要提升技術水平減少生活垃圾的產(chǎn)生.在生活能源消耗強度方面,通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)和能源結構,實施節(jié)能重點工程,引進高新技術,增加節(jié)能投入,加速開發(fā)新能源.在市容環(huán)境衛(wèi)生費用方面,通過增加市容環(huán)衛(wèi)投資,加強垃圾處理設施建設,促進兩網(wǎng)融合,應用物聯(lián)網(wǎng)、人工智能等高新技術等,引進國外先進的理念和模式、垃圾處理設備和技術工藝,提高無害化水平.

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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,南開大學環(huán)境科學與工程學院碩士研究生,主要從事循環(huán)經(jīng)濟方面研究.

2019-04-03

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

* 責任作者, 副教授, chucl@nankai.edu.cn