成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)固體廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系及驅(qū)動(dòng)因素分析

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(cè)研究院，四川 成都 610041；2.四川省固體廢物與化學(xué)品管理中心，四川 成都 610041)

經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的同時(shí)，環(huán)境資源問題已越來越受到各國(guó)學(xué)者的關(guān)注，其中環(huán)境污染與經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間的關(guān)系已成為學(xué)術(shù)界關(guān)心的熱點(diǎn)問題之一。目前，研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染的關(guān)系以及驅(qū)動(dòng)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(shí)證了我國(guó)及東、中、西部地區(qū)1996—2013年危險(xiǎn)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系，并分析了我國(guó)資源化利用水平和無害化處理水平對(duì)危險(xiǎn)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)發(fā)展關(guān)系的影響。王健等[11]運(yùn)用脫鉤模型歸納了長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶各省市碳排放和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)關(guān)系的特征，并采用EKC，對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)與CO2排放之間的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。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(cè)算了各省的碳排放量，先后構(gòu)建了人口城鎮(zhèn)化、土地城鎮(zhèn)化、經(jīng)濟(jì)城鎮(zhèn)化3個(gè)維度下的碳排放影響因子，并對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證分析。周正柱等[14]運(yùn)用生態(tài)環(huán)境壓力—狀態(tài)—響應(yīng)模型構(gòu)建了生態(tài)環(huán)境質(zhì)量綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并利用變異系數(shù)法和灰色動(dòng)態(tài)預(yù)測(cè)模型對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶11個(gè)省市生態(tài)環(huán)境質(zhì)量進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)與預(yù)測(cè)。近年來，許多學(xué)者采用了對(duì)數(shù)平均迪氏指數(shù)(LMDI)分解法[15-17]來研究經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境污染的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)規(guī)模、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人口規(guī)模以及制度等因素均對(duì)環(huán)境污染物排放量的變化產(chǎn)生影響。

成都平原經(jīng)濟(jì)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(zhǎng)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(qiáng)固體廢物污染防治，是防范環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)、維護(hù)人體健康的重要保障，同時(shí)也是深入環(huán)境保護(hù)工作的必然要求，因此研究固體廢物產(chǎn)生量的驅(qū)動(dòng)因素以及其與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)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(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系以及引起固體廢物產(chǎn)生量變化的驅(qū)動(dòng)因素。通過脫鉤模型分析固體廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的關(guān)系；運(yùn)用LMDI分解法分析排放強(qiáng)度效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)和人口效應(yīng)對(duì)成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)固體廢物產(chǎn)生量的貢獻(xiàn)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(jì)增長(zhǎng)與污染產(chǎn)生量之間是否具有同步變化的關(guān)系。其函數(shù)表達(dá)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(fù)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(jìn)行多個(gè)因素的分解，包括加法模型和乘法模型，考慮到分解結(jié)果解釋的難易程度，本研究選擇加法模型。分解后各驅(qū)動(dòng)因素的效應(yīng)值為固體廢物產(chǎn)生量的貢獻(xiàn)值，貢獻(xiàn)值體現(xiàn)了各驅(qū)動(dòng)因素對(duì)固體廢物產(chǎn)生量的影響程度。貢獻(xiàn)值的絕對(duì)值越大則其影響程度越大；貢獻(xiàn)值為正(負(fù))時(shí)，表示該驅(qū)動(dòng)因素對(duì)固體廢物產(chǎn)生量起到了促進(jìn)(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(shí)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(yīng)，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(shí)現(xiàn)增加值的比值，反映技術(shù)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(shí)現(xiàn)增加值與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值，反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)展水平；YI為人均地區(qū)生產(chǎn)總值，反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，億元/萬人。

進(jìn)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(qiáng)度效應(yīng)，t；ΔII為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)，t；ΔYI為經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)，t；ΔPI為人口效應(yīng)，t。

ΔWI計(jì)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(dòng)因素主要分解為排放強(qiáng)度效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)和人口效應(yīng)；城市生活垃圾的驅(qū)動(dòng)因素主要分解為排放強(qiáng)度效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)和人口效應(yīng)。

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(jí)市固體廢物環(huán)境防治信息公報(bào)(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(shí)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(jì)區(qū)各城市的國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)。

2 結(jié)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(jì)區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系為強(qiáng)脫鉤狀態(tài)，即工業(yè)廢物產(chǎn)生量的增長(zhǎng)速度遠(yuǎn)低于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。其中，2013—2015年兩者關(guān)系由擴(kuò)張連接狀態(tài)轉(zhuǎn)變?yōu)閺?qiáng)脫鉤狀態(tài)，說明隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的同時(shí)，工業(yè)廢物產(chǎn)生量在降低。但在2015—2016年兩者為擴(kuò)張負(fù)脫鉤，而2016—2017年又變?yōu)閺?qiáng)脫鉤狀態(tài)。

表2 成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤狀態(tài)

2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)各城市工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤狀態(tài)見表3。由表3可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)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(jì)增長(zhǎng)均為強(qiáng)脫鉤狀態(tài)；樂山為弱脫鉤狀態(tài)，德陽為擴(kuò)張負(fù)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(jì)區(qū)大部分城市已經(jīng)達(dá)到了強(qiáng)脫鉤狀態(tài)，因此總體來說，成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系為強(qiáng)脫鉤狀態(tài)。

表3 成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)各城市工業(yè)廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤狀態(tài)

2.1.2 工業(yè)廢物的LMDI分解結(jié)果分析

由表4可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)工業(yè)廢物排放強(qiáng)度效應(yīng)呈現(xiàn)波動(dòng)性的負(fù)向驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，即工業(yè)技術(shù)的進(jìn)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(jì)減少了474.43萬t；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)呈線性負(fù)向驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，使得工業(yè)廢物產(chǎn)生量合計(jì)減少了357.60萬t；經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)和人口效應(yīng)均為正值，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)以及人口規(guī)模擴(kuò)大促進(jìn)了工業(yè)廢物的產(chǎn)生，使得工業(yè)廢物產(chǎn)生量合計(jì)分別增加了252.24萬、46.07萬t，但這兩種效應(yīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于排放強(qiáng)度效應(yīng)的絕對(duì)值，說明對(duì)于工業(yè)廢物的產(chǎn)生，排放強(qiáng)度效應(yīng)起主要作用。

表4 成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)生量的分解因素

結(jié)合脫鉤模型可知，在排放強(qiáng)度效應(yīng)的抑制作用下，成都平原經(jīng)濟(jì)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(jì)增長(zhǎng)為強(qiáng)脫鉤狀態(tài)。這進(jìn)一步說明了排放強(qiáng)度效應(yīng)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(jì)區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為擴(kuò)張連接狀態(tài)，即醫(yī)療廢物產(chǎn)生量的增長(zhǎng)速度略高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。其中，2013—2016年兩者保持?jǐn)U張負(fù)脫鉤狀態(tài)，醫(yī)療廢物產(chǎn)生量的增長(zhǎng)速度明顯高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度；但在2016—2017年，兩者轉(zhuǎn)變?yōu)閺?qiáng)脫鉤狀態(tài)，說明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)同時(shí)，醫(yī)療廢物產(chǎn)生量在降低。

表5 成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤狀態(tài)

對(duì)比2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)各城市醫(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤狀態(tài)，結(jié)果見表6。2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)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(jì)增長(zhǎng)均為擴(kuò)張負(fù)脫鉤狀態(tài)，資陽為強(qiáng)負(fù)脫鉤狀態(tài)，成都為弱脫鉤狀態(tài)。

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

2.2.2 醫(yī)療廢物的LMDI分解結(jié)果分析

由表7可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)醫(yī)療廢物排放強(qiáng)度效應(yīng)呈現(xiàn)波動(dòng)的負(fù)向驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，使得醫(yī)療廢物產(chǎn)生量合計(jì)減少了5 008.21 t；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)效應(yīng)、經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)和人口效應(yīng)均為正值，產(chǎn)業(yè)規(guī)模和人口規(guī)模的擴(kuò)大促進(jìn)了醫(yī)療廢物的產(chǎn)生，使得醫(yī)療廢物產(chǎn)生量合計(jì)分別增加了4 505.89、1 948.94 t，但這兩種效應(yīng)的影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)，說明經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)是促進(jìn)醫(yī)療廢物產(chǎn)生的主要推動(dòng)力，使得醫(yī)療廢物產(chǎn)生量合計(jì)增加了8 524.13 t。

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

結(jié)合脫鉤模型可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)擴(kuò)張連接狀態(tài)，經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)是主要的推動(dòng)力。但在2016—2017年，醫(yī)療廢物產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為強(qiáng)脫鉤狀態(tài)，此時(shí)排放強(qiáng)度效應(yīng)的抑制作用明顯增強(qiáng)。

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(jì)區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為擴(kuò)張連接狀態(tài)。其中，2013—2014年為擴(kuò)張負(fù)脫鉤狀態(tài)，而2014—2017年在擴(kuò)張連接狀態(tài)與弱脫鉤狀態(tài)間來回波動(dòng)。

表8 成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的脫鉤狀態(tài)

由表9可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)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(jì)增長(zhǎng)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(jì)增長(zhǎng)為擴(kuò)張負(fù)脫鉤狀態(tài)；綿陽的城市生活垃圾產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為擴(kuò)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(jì)區(qū)大部分城市的城市生活垃圾產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)處于擴(kuò)張負(fù)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(jì)區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)為擴(kuò)張連接狀態(tài)。

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

2.3.2 城市生活垃圾的LMDI分解結(jié)果分析

由表10可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)城市生活垃圾排放強(qiáng)度效應(yīng)為波動(dòng)的負(fù)向驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，使得城市生活垃圾產(chǎn)生量合計(jì)減少了192.88萬t；經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)和人口效應(yīng)均為正值，其中人口規(guī)模的擴(kuò)大促進(jìn)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(jì)增加了13.16萬t，但這種影響遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)(經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)使得城市生活垃產(chǎn)生量合計(jì)增加了118.63萬t)。

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

結(jié)合脫鉤模型可知，2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)擴(kuò)張連接狀態(tài)，經(jīng)濟(jì)水平效應(yīng)是主要推動(dòng)力，排放強(qiáng)度效應(yīng)呈現(xiàn)波動(dòng)的負(fù)向驅(qū)動(dòng)效應(yīng)，這進(jìn)一步說明了排放強(qiáng)度效應(yīng)是抑制城市生活垃圾產(chǎn)生的主要因素。

3 結(jié)論與建議

3.1 結(jié) 論

(1) 2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)工業(yè)廢物產(chǎn)生量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)強(qiáng)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(qiáng)度效應(yīng)，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(jì)增長(zhǎng)分別處于擴(kuò)張負(fù)脫鉤狀態(tài)和衰退脫鉤狀態(tài)。

(2) 2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)醫(yī)療廢物產(chǎn)生量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)擴(kuò)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(jì)水平效應(yīng)，該因素促進(jìn)醫(yī)療廢物的產(chǎn)生，而排放強(qiáng)度效應(yīng)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(jì)增長(zhǎng)均為擴(kuò)張負(fù)脫鉤狀態(tài)。

(3) 2013—2017年成都平原經(jīng)濟(jì)區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈現(xiàn)擴(kuò)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(jì)水平效應(yīng)，該因素促進(jìn)城市生活垃圾的產(chǎn)生，而排放效應(yīng)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(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系仍為擴(kuò)張負(fù)脫鉤，資陽為衰退脫鉤狀態(tài)。

3.2 建 議

(1) 加強(qiáng)固體廢物減排新工藝新技術(shù)。技術(shù)進(jìn)步是抑制固體廢物產(chǎn)生的主要驅(qū)動(dòng)因素，因此針對(duì)工業(yè)廢物、醫(yī)療廢物以及城市生活垃圾，可以設(shè)立科研經(jīng)費(fèi)或項(xiàng)目經(jīng)費(fèi)，鼓勵(lì)相關(guān)企業(yè)不斷自主研發(fā)新工藝新技術(shù)，獎(jiǎng)勵(lì)取得成果的企業(yè)，并宣傳和推廣其技術(shù)；同時(shí)應(yīng)統(tǒng)籌綜合利用設(shè)施或無害化處置設(shè)施的建設(shè)，進(jìn)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(jì)區(qū)的醫(yī)療廢物、城市生活垃圾產(chǎn)生量增長(zhǎng)速度高于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度。因此，應(yīng)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(lì)企業(yè)提高固體廢物的管理水平。