摘要：本文利用2007—2016年中國(guó)31個(gè)省域的面板數(shù)據(jù)，基于農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村生活垃圾污染排放量?jī)烧咧g的關(guān)系，考察城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量的影響。研究表明，城鎮(zhèn)化具有一定的環(huán)境效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染產(chǎn)生較為復(fù)雜的作用。在糾正農(nóng)村居民生活水平提高所引致的環(huán)境負(fù)外部性效應(yīng)過(guò)程中，污染控制往往會(huì)產(chǎn)生滯后性的效果。其中，人口城鎮(zhèn)化存在積極的環(huán)境效應(yīng)，能夠助推污染控制效果的發(fā)揮;土地城鎮(zhèn)化的環(huán)境效應(yīng)則是不確定的，其積極的表現(xiàn)將助推污染控制效果的發(fā)揮，其消極的表現(xiàn)則會(huì)蠶食人口城鎮(zhèn)化積極的環(huán)境效應(yīng)，甚至吞噬最初的污染控制效果。為有效控制農(nóng)村生活垃圾污染，在城鎮(zhèn)化進(jìn)程中應(yīng)綜合考慮城市生活垃圾污染的相應(yīng)狀況。

關(guān)鍵詞：農(nóng)村生活垃圾污染;人口城鎮(zhèn)化;土地城鎮(zhèn)化;環(huán)境效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F323.22

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1672-626X（ 2018） 05-0014-08

一、引言

改革開(kāi)放以來(lái)，隨著中國(guó)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和農(nóng)村居民消費(fèi)水平的不斷提高，農(nóng)村生活垃圾因其主要構(gòu)成在由傳統(tǒng)的易降解性向現(xiàn)代的不易降解性發(fā)生轉(zhuǎn)變之后.產(chǎn)生量逐年攀升。然而與城市生活垃圾相比，一直以來(lái)農(nóng)村生活垃圾的綜合管理并沒(méi)有得到足夠的關(guān)注與重視。由于居住相對(duì)分散，生活垃圾集中處理成本很高[1-2]，許多農(nóng)村地區(qū)既沒(méi)有指定的垃圾堆放場(chǎng)所，也沒(méi)有專門的垃圾收集、運(yùn)輸和處理系統(tǒng)，農(nóng)戶們?cè)诖迓涞目盏?、溝渠、河道和路邊隨意傾倒，即便是有所處理，方式也極為簡(jiǎn)單，如焚燒、掩埋、堆積等，這一切都已引起了環(huán)境的急劇惡化。為有效控制農(nóng)村生活垃圾污染，許多文獻(xiàn)從微觀主體行為的角度探討了源于農(nóng)戶自身、地理與社會(huì)環(huán)境兩個(gè)方面的眾多影響因素。具體而言，農(nóng)戶自身方面涉及健康狀況、人均收入、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、主觀態(tài)度、行為規(guī)范、公共意識(shí)、環(huán)境保護(hù)認(rèn)知、籌資額度認(rèn)知等因素;地理與社會(huì)環(huán)境方面包括交通條件、燃料來(lái)源、人口密度、社會(huì)資本、社區(qū)建設(shè)、政府管理等因素[3-8]。這些研究結(jié)果一致表明，農(nóng)村生活垃圾污染的根源在于農(nóng)戶的自我選擇。

盡管如此，事實(shí)上，由于農(nóng)村生活方式發(fā)生著結(jié)構(gòu)性的轉(zhuǎn)變，農(nóng)戶對(duì)生活垃圾的處理幾乎已陷入無(wú)力選擇的境地。從宏觀層面看，城鎮(zhèn)化的加速推進(jìn)有利于在一定程度上減輕農(nóng)村生活垃圾污染，因?yàn)橹辽俪青l(xiāng)戶籍身份的轉(zhuǎn)換使得原有的農(nóng)村生活垃圾納入了城市生活垃圾處理的范疇。那么是否就可以說(shuō)，對(duì)于農(nóng)村生活垃圾污染，城鎮(zhèn)化存在積極的環(huán)境效應(yīng)了呢？顯然，所作的肯定回答至今為止仍未得到有力的實(shí)證檢驗(yàn)。但是，已有為數(shù)不多的學(xué)者提出，城鎮(zhèn)化經(jīng)由公交需求增加[9]、清潔技術(shù)擴(kuò)散[10]、人口就業(yè)導(dǎo)向[11]等方面，對(duì)環(huán)境污染有一定的弱化作用。這有悖于普遍認(rèn)可的城鎮(zhèn)化具有負(fù)面環(huán)境效應(yīng)[12-13]的觀點(diǎn)，但卻不可否認(rèn)地給進(jìn)一步的研究予以新的啟示。在實(shí)證方法上，一些學(xué)者將城鎮(zhèn)化作為一種內(nèi)生變量納入環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)式的驗(yàn)證，得出了城鎮(zhèn)化與環(huán)境污染之間存在非線性關(guān)系的各種結(jié)論[14-18]。實(shí)際上，與經(jīng)濟(jì)產(chǎn)值或收入的直接影響不同，城鎮(zhèn)化對(duì)環(huán)境污染的作用是經(jīng)由空間集聚效應(yīng)引起一系列的經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)發(fā)生變化間接實(shí)現(xiàn)的。因此，本文利用2007-2016年中國(guó)31個(gè)省域的面板數(shù)據(jù)，通過(guò)環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)式的檢驗(yàn)方法確認(rèn)農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村生活垃圾污染排放量二者之間的關(guān)系，以此為基礎(chǔ)深入考察城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量的影響，旨在從理論上揭示城鎮(zhèn)化環(huán)境效應(yīng)的內(nèi)在規(guī)律。

二、理論分析

城鎮(zhèn)化具有一定的環(huán)境效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染產(chǎn)生較為復(fù)雜的作用。理論上，根據(jù)環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)，農(nóng)村居民生活水平與農(nóng)村生活垃圾污染之間可能存在的倒U型曲線關(guān)系，體現(xiàn)了農(nóng)村居民生活水平提高所引致的環(huán)境負(fù)外部性效應(yīng)，以及對(duì)其實(shí)施糾正措施的演化軌跡。如圖l所示，隨著農(nóng)村居民生活水平的提高，農(nóng)村生活垃圾污染不斷加劇，環(huán)境負(fù)外部性效應(yīng)曲線K1向右上方傾斜。在E0的農(nóng)村居民生活水平上，污染控制開(kāi)始顯現(xiàn)出效果，曲線K1向下彎曲并逐漸呈現(xiàn)出倒U型狀態(tài)。當(dāng)農(nóng)村居民生活水平達(dá)到較高的E.時(shí)，農(nóng)村生活垃圾污染由P0下降至P1，減污量為P0-P1。城鎮(zhèn)化進(jìn)程在這一關(guān)系中發(fā)揮著外生性的作用，特別是人口城鎮(zhèn)化轉(zhuǎn)移了農(nóng)村人口，減少了農(nóng)村生活垃圾的產(chǎn)生，會(huì)使整個(gè)倒U型曲線向下平移，助推污染控制效果的發(fā)揮。在E1的農(nóng)村居民生活水平上，農(nóng)村生活垃圾污染實(shí)際上漸進(jìn)地完成了由P1下降至P2的過(guò)程，減污量同時(shí)增加了P1-P2。然而，土地城鎮(zhèn)化的環(huán)境效應(yīng)是不確定的。一方面，土地城鎮(zhèn)化將原來(lái)的農(nóng)村生活垃圾定性為城市生活垃圾，表現(xiàn)在圖形上，也會(huì)使整個(gè)倒U型曲線向下平移，助推污染控制效果的發(fā)揮;另一方面，土地城鎮(zhèn)化可能加重城市生活垃圾處理負(fù)擔(dān)，從而加劇城市生活垃圾向農(nóng)村轉(zhuǎn)移，會(huì)使整個(gè)倒U型曲線向上平移，蠶食人口城鎮(zhèn)化積極的環(huán)境效應(yīng)，甚至吞噬最初的污染控制效果。

三、模型構(gòu)建與變量說(shuō)明

（一）模型構(gòu)建

借鑒基于環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)的一些實(shí)證研究[19-20]，在以經(jīng)濟(jì)指標(biāo)作為環(huán)境指標(biāo)函數(shù)的主要變量之上，考察其他重要變量的決定作用，同時(shí)引入經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的二次項(xiàng)以檢驗(yàn)可能存在的二次函數(shù)關(guān)系。因此，設(shè)立計(jì)量模型為

式（l）中，R與C分別為農(nóng)村生活垃圾污染排放量（萬(wàn)噸）和農(nóng)村居民消費(fèi)支出（萬(wàn)元），PU與LU分別為人口城鎮(zhèn)化率（%）和土地城鎮(zhèn)化率（%），γ為常數(shù)項(xiàng)，α1、α2、β1、β1為相應(yīng)的系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）變量說(shuō)明

本文對(duì)計(jì)量模型中的被解釋變量、解釋變量和控制變量進(jìn)行說(shuō)明。被解釋變量為農(nóng)村生活垃圾污染排放量（R），由鄉(xiāng)村人口數(shù)量（萬(wàn)人）乘以農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生率（噸/人·年）計(jì)算得到，中國(guó)31個(gè)省域各自的農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生率采用韓智勇等（ 2017）的統(tǒng)計(jì)口徑[22]，如表l所示。解釋變量為城鎮(zhèn)化率，包括人口城鎮(zhèn)化率（PU）和土地城鎮(zhèn)化率（LU），前者由城鎮(zhèn)人口（萬(wàn)人）占總?cè)丝冢ㄈf(wàn)人）的比重表示，后者由建成區(qū)面積（平方公里）占總面積（平方公里）的比重表示?？刂谱兞繛檗r(nóng)村居民消費(fèi)支出（C），由鄉(xiāng)村人口數(shù)量（萬(wàn)人）乘以農(nóng)村居民人均消費(fèi)支出（元）計(jì)算得到。由于對(duì)解釋變量“城鎮(zhèn)化率”的考察是建立在農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間可能存在的一次或二次函數(shù)關(guān)系之上的，因而控制變量的選擇可以是農(nóng)村居民消費(fèi)支出的一次項(xiàng)或二次項(xiàng)。模型回歸估計(jì)所需2007—2016年中國(guó)31個(gè)省域10年的相關(guān)面板數(shù)據(jù)皆來(lái)源于2008-2017年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

需要指出兩點(diǎn)：第一，鑒于面板數(shù)據(jù)存在時(shí)間序列，而以農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生率表示的農(nóng)村人均生活垃圾污染排放量?jī)H是一個(gè)截面數(shù)據(jù)，本文使用總量指標(biāo)而非人均指標(biāo)考察控制變量與被解釋變量之間的環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)式曲線關(guān)系;第二，一些文獻(xiàn)往往以人均純收入[23]或人均GDP[24-25]作為經(jīng)濟(jì)指標(biāo)來(lái)驗(yàn)證其與生活垃圾污染排放量之間的環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)式曲線關(guān)系，忽視了消費(fèi)性支出對(duì)環(huán)境更為直觀的影響，因而本文選擇“農(nóng)村居民消費(fèi)支出”而非“農(nóng)村居民可支配收入”作為控制變量。

四、實(shí)證分析

（一）主要變量的耦合特征

本文借鑒關(guān)偉等（2015）的做法[26]構(gòu)建耦合協(xié)調(diào)指數(shù)對(duì)城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量二者之間的耦合關(guān)系進(jìn)行甄別。其中，各省域的人口城鎮(zhèn)化率、土地城鎮(zhèn)化率和農(nóng)村生活垃圾污染排放量均取2007-2016年10年的平均值，并采用min-max標(biāo)準(zhǔn)化方法對(duì)其進(jìn)行無(wú)量綱化處理。耦合協(xié)調(diào)指數(shù)的計(jì)算公式為：

其中，

式（2）中，v為城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量二者之間的耦合協(xié)調(diào)指數(shù)，d為相應(yīng)的以變異系數(shù)為基礎(chǔ)計(jì)算的耦合度;u_i（i=l，2）與r分別為城鎮(zhèn)化率和農(nóng)村生活垃圾污染排放量的無(wú)量綱化值，且u1與u2分別為人口城鎮(zhèn)化率和土地城鎮(zhèn)化率的無(wú)量綱化值;k為區(qū)別系數(shù)，取值范圍為[2，5]。為加強(qiáng)區(qū)分度，設(shè)定k=4。使用中值分段法對(duì)耦合協(xié)調(diào)指數(shù)設(shè)立歸類標(biāo)準(zhǔn)，并對(duì)中國(guó)3 1個(gè)省域的耦合協(xié)調(diào)指數(shù)計(jì)算結(jié)果進(jìn)行歸類。

表2的歸類結(jié)果顯示：人口城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間，處于高度和中度耦合協(xié)調(diào)的省域共有18個(gè)，處于低度耦合協(xié)調(diào)的省域有13個(gè);土地城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間，處于中度和低度耦合協(xié)調(diào)的省域分別有3個(gè)與28個(gè)。這說(shuō)明人口城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間關(guān)聯(lián)較強(qiáng)，而土地城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間關(guān)聯(lián)極弱。至于人口城鎮(zhèn)化率、土地城鎮(zhèn)化率二者是否均對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量有顯著作用，則要通過(guò)面板數(shù)據(jù)計(jì)量模型的回歸分析來(lái)進(jìn)一步證實(shí)。

（二）總體樣本的回歸分析

本文使用混合OLS、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)3種方法分別進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果（表3）顯示：農(nóng)村居民消費(fèi)支出在3個(gè)回歸中都對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量有正向的顯著影響，其二次項(xiàng)的符號(hào)在3個(gè)回歸中都為負(fù);人口城鎮(zhèn)化率在3個(gè)回歸中都對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量有負(fù)向的顯著影響;土地城鎮(zhèn)化率在混合OLS回歸中對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量有正向的顯著影響，而在固定效應(yīng)回歸和隨機(jī)效應(yīng)回歸中都無(wú)顯著影響。先經(jīng)LSDV檢驗(yàn)，其中絕大多數(shù)個(gè)體虛擬變量在5%的水平上都很顯著，即存在個(gè)體效應(yīng)，不應(yīng)使用混合OLS回歸;后經(jīng)豪斯曼檢驗(yàn)在5%的水平上顯著，即拒絕隨機(jī)效應(yīng)回歸，采用固定效應(yīng)回歸的估計(jì)結(jié)果。

表3的估計(jì)結(jié)果表明，在人口城鎮(zhèn)化率既定的條件下，農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間存在著顯著的二次函數(shù)關(guān)系，且形成了環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)式的倒U型曲線，拐點(diǎn)處的農(nóng)村居民消費(fèi)支出為992.03萬(wàn)元，常數(shù)項(xiàng)為農(nóng)村生活垃圾污染排放量的歷年積累存量;在農(nóng)村居民消費(fèi)支出既定的條件下，人口城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)線性關(guān)系，即人口城鎮(zhèn)化率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)使農(nóng)村生活垃圾污染排放量減少6.24萬(wàn)噸，但土地城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量卻無(wú)顯著作用?？梢?jiàn)，農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間存在的倒U型曲線關(guān)系，本質(zhì)上是農(nóng)村居民生活水平提高所引致的環(huán)境負(fù)外部性效應(yīng)，以及對(duì)其實(shí)施糾正措施的演化軌跡。從2005年修訂的《中華人民共和國(guó)固體廢物污染環(huán)境防治法》首次將農(nóng)村生活垃圾納入公共管理范圍之后，中央和地方開(kāi)始大幅度地展開(kāi)治理工作，各級(jí)財(cái)政投入也逐年增加。2007年國(guó)務(wù)院8個(gè)部委聯(lián)合頒布了《關(guān)于加強(qiáng)農(nóng)村環(huán)境保護(hù)工作意見(jiàn)的通知》，指出要“因地制宜開(kāi)展農(nóng)村污水、垃圾污染治理”;2009年財(cái)政部和環(huán)境保護(hù)部聯(lián)合印發(fā)了《中央農(nóng)村環(huán)境保護(hù)專項(xiàng)資金管理暫行辦法》，規(guī)定“對(duì)開(kāi)展農(nóng)村環(huán)境綜合整治的村莊實(shí)行‘以獎(jiǎng)促治，對(duì)通過(guò)生態(tài)環(huán)境建設(shè)達(dá)到生態(tài)示范建設(shè)標(biāo)準(zhǔn)的村鎮(zhèn)實(shí)行‘以獎(jiǎng)代補(bǔ)”;2010年中央l號(hào)文件強(qiáng)調(diào)要“穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)村環(huán)境綜合整治”，“搞好垃圾、污水治理，改善農(nóng)村人居環(huán)境”;2013年住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部印發(fā)了《村莊整治規(guī)劃編制辦法》，提出“編制村莊整治規(guī)劃應(yīng)以改善村莊人居環(huán)境為主要目的，以保障村民基本生活條件、治理村莊環(huán)境、提升村莊風(fēng)貌為主要任務(wù)”;2014年國(guó)務(wù)院辦公廳出臺(tái)了《關(guān)于改善農(nóng)村人居環(huán)境的指導(dǎo)意見(jiàn)》，同年住房和城鄉(xiāng)建設(shè)部啟動(dòng)了農(nóng)村生活垃圾專項(xiàng)治理，提出要用五年時(shí)間使農(nóng)村生活垃圾處理率達(dá)到90%，并建立了逐笤驗(yàn)收制度。這一系列指示的發(fā)布和措施的實(shí)行使污染控制逐漸顯現(xiàn)出效果，農(nóng)村生活垃圾污染排放量開(kāi)始脫離農(nóng)村居民消費(fèi)支出的長(zhǎng)期增長(zhǎng)趨勢(shì)而有所弱化。截至2016年，全國(guó)農(nóng)村生活垃圾處理率已達(dá)到60%，進(jìn)展尤為迅速。值得注意的是，人口城鎮(zhèn)化率的上升對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量的減少具有外生性的作用，引發(fā)整個(gè)倒U型曲線向下平移，進(jìn)一步增強(qiáng)了污染控制的效果。原因很明顯，人口城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使大量人口離開(kāi)農(nóng)村，減輕了農(nóng)村生活垃圾污染，轉(zhuǎn)而加重了城市生活垃圾污染。雖然近些年來(lái)中國(guó)的土地城鎮(zhèn)化勢(shì)頭迅猛，能夠帶動(dòng)本地農(nóng)民變身市民，從而將原來(lái)的農(nóng)村生活垃圾隱匿為新增的城市生活垃圾，或是轉(zhuǎn)移到周邊尚未被土地城鎮(zhèn)化的農(nóng)村區(qū)域進(jìn)行處理，但這種作用在全國(guó)范圍來(lái)看是微乎其微的。

（三）分區(qū)樣本的回歸分析

本文從經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)用孢M(jìn)一步考察城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量影響的地區(qū)差異。按照通常的規(guī)劃方法把中國(guó)31個(gè)省域劃分為東、中、西3個(gè)樣本組。其中，東部地區(qū)包含11個(gè)省域（北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南），中部地區(qū)包含9個(gè)省域（山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南），西部地區(qū)包含11個(gè)省域（廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆）。經(jīng)LSDV檢驗(yàn)，各樣本組中絕大多數(shù)個(gè)體虛擬變量在5%的水平上都很顯著，即存在個(gè)體效應(yīng)，均不應(yīng)使用混合OLS回歸。又經(jīng)豪斯曼檢驗(yàn)，東部地區(qū)樣本組在5%的水平上不顯著，采用隨機(jī)效應(yīng)回歸的估計(jì)結(jié)果;中部地區(qū)樣本組和西部地區(qū)樣本組在5%的水平上顯著，即拒絕隨機(jī)效應(yīng)回歸，均采用固定效應(yīng)回歸的估計(jì)結(jié)果。

表4的估計(jì)結(jié)果顯示，在既定的環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)式倒U型曲線之上，人口城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量在東部地區(qū)和中部地區(qū)都有負(fù)向的顯著影響;土地城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量在東部地區(qū)具有正向的顯著影響，而在中部地區(qū)卻無(wú)顯著影響。特別地，在西部地區(qū)不存在環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)式倒U型曲線，農(nóng)村居民消費(fèi)支出和土地城鎮(zhèn)化率均對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量有負(fù)向的顯著影響，而人口城鎮(zhèn)化率卻無(wú)顯著影響。

從農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間的關(guān)系來(lái)看，東部地區(qū)和中部地區(qū)倒U型曲線拐點(diǎn)處的農(nóng)村居民消費(fèi)支出分別為2344.60萬(wàn)元與1705.10萬(wàn)元，拐點(diǎn)均遲于全國(guó)出現(xiàn);西部地區(qū)每增加l萬(wàn)元農(nóng)村居民消費(fèi)支出反而會(huì)使農(nóng)村生活垃圾污染排放量減少324噸。由表1計(jì)算可得，東部地區(qū)和中部地區(qū)的農(nóng)村生活垃圾產(chǎn)生率分別為0.858kg/人·d與0.840kg/人·d，均高于全國(guó)的0.649 kg/人·d，并遠(yuǎn)高于西部地區(qū)的0.358kg/人·d。這使得在全國(guó)集中整治農(nóng)村生活垃圾污染之后，東部地區(qū)和中部地區(qū)控制效果的顯現(xiàn)均滯后于全國(guó)，而西部地區(qū)在觀察期開(kāi)始之時(shí)控制效果就已顯現(xiàn)。

從人口城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間的關(guān)系來(lái)看，東部地區(qū)和中部地區(qū)的人口城鎮(zhèn)化率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)使農(nóng)村生活垃圾污染排放量分別減少13.94萬(wàn)噸與10.84萬(wàn)噸;而西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化率的上升卻并無(wú)此效果。原因在于，西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化水平較低、進(jìn)程緩慢，對(duì)減輕農(nóng)村生活垃圾污染的作用遠(yuǎn)沒(méi)有東部地區(qū)和中部地區(qū)明顯。

從土地城鎮(zhèn)化率與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間的關(guān)系來(lái)看，中部地區(qū)的情況與全國(guó)相一致，土地城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量無(wú)顯著作用;東部地區(qū)和西部地區(qū)的土地城鎮(zhèn)化率每上升1個(gè)百分點(diǎn)，就會(huì)分別使農(nóng)村生活垃圾污染排放量增加13.74萬(wàn)噸與減少36.86萬(wàn)噸。這是因?yàn)椋瑬|部地區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量較大，處理能力不足，土地城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使城市生活垃圾向農(nóng)村轉(zhuǎn)移得到了不斷強(qiáng)化;而西部地區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量較小，尚能勉強(qiáng)處理，土地城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使原來(lái)的農(nóng)村生活垃圾隱匿為新增的城市生活垃圾。

總的來(lái)看，對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染而言，人口城鎮(zhèn)化在東部地區(qū)和中部地區(qū)均存在積極的環(huán)境效應(yīng)，在西部地區(qū)卻不存在環(huán)境效應(yīng);土地城鎮(zhèn)化在東部地區(qū)和西部地區(qū)分別存在消極的與積極的環(huán)境效應(yīng)，在中部地區(qū)卻不存在環(huán)境效應(yīng)。值得一提的是，在東部地區(qū)，人口城鎮(zhèn)化率提高所減少的農(nóng)村生活垃圾污染排放量，幾乎恰好被土地城鎮(zhèn)化率提高所增加的農(nóng)村生活垃圾污染排放量所抵消。也就是說(shuō)，東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的環(huán)境效應(yīng)已然消失殆盡。

五、結(jié)論與啟示

本文利用2007-2016年中國(guó)31個(gè)省域的面板數(shù)據(jù)，基于農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村生活垃圾污染排放量二者之間的關(guān)系，考察城鎮(zhèn)化率對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量的影響。全國(guó)層面的研究發(fā)現(xiàn)，在農(nóng)村居民消費(fèi)支出與農(nóng)村生活垃圾污染排放量之間既定的環(huán)境庫(kù)茲涅茨假說(shuō)式倒U型曲線關(guān)系之上，人口城鎮(zhèn)化率而非土地城鎮(zhèn)化率的上升對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染排放量的減少具有外生性的作用，說(shuō)明人口城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使大量人口離開(kāi)農(nóng)村，減輕了農(nóng)村生活垃圾污染，轉(zhuǎn)而加重了城市生活垃圾污染。經(jīng)濟(jì)區(qū)域?qū)用娴难芯堪l(fā)現(xiàn)了4個(gè)事實(shí)性結(jié)果。第一，在全國(guó)集中整治農(nóng)村生活垃圾污染之后，東部地區(qū)和中部地區(qū)控制效果的顯現(xiàn)均滯后于全國(guó)，而西部地區(qū)控制效果卻早已顯現(xiàn)。第二，西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化水平較低、進(jìn)程緩慢，對(duì)減輕農(nóng)村生活垃圾污染的作用遠(yuǎn)沒(méi)有東部地區(qū)和中部地區(qū)明顯。第三，除中部地區(qū)的情況與全國(guó)相一致外，東部地區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量較大，處理能力不足，土地城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使城市生活垃圾向農(nóng)村轉(zhuǎn)移得到了不斷強(qiáng)化;而西部地區(qū)城市生活垃圾產(chǎn)生量較小，尚能勉強(qiáng)處理，土地城鎮(zhèn)化的推進(jìn)使原來(lái)的農(nóng)村生活垃圾隱匿為新增的城市生活垃圾。第四，對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染而言，中部地區(qū)和西部地區(qū)分別僅有人口城鎮(zhèn)化的環(huán)境效應(yīng)與土地城鎮(zhèn)化的環(huán)境效應(yīng)，且均是積極的，而東部地區(qū)城鎮(zhèn)化的環(huán)境效應(yīng)幾乎消失殆盡。

研究結(jié)果表明，城鎮(zhèn)化具有一定的環(huán)境效應(yīng)，對(duì)農(nóng)村生活垃圾污染產(chǎn)生較為復(fù)雜的作用。在糾正農(nóng)村居民生活水平提高所引致的環(huán)境負(fù)外部性效應(yīng)過(guò)程中，污染控制往往會(huì)產(chǎn)生滯后性的效果。這其中，人口城鎮(zhèn)化存在積極的環(huán)境效應(yīng)，能夠助推污染控制效果的發(fā)揮;土地城鎮(zhèn)化的環(huán)境效應(yīng)則是不確定的，積極的表現(xiàn)無(wú)疑又將助推污染控制效果的發(fā)揮，但消極的表現(xiàn)反而要蠶食人口城鎮(zhèn)化積極的環(huán)境效應(yīng)，甚至吞噬最初的污染控制效果。因此，為有效控制農(nóng)村生活垃圾污染，繼續(xù)推進(jìn)人口城鎮(zhèn)化并發(fā)揮其積極的環(huán)境效應(yīng)當(dāng)然十分必要，但應(yīng)統(tǒng)籌兼顧城市生活垃圾污染的治理，以避免城市環(huán)境承載能力不堪重負(fù)。另一方面，鑒于中國(guó)的人口城鎮(zhèn)化遠(yuǎn)滯后于土地城鎮(zhèn)化，在嚴(yán)格控制“攤大餅”式擴(kuò)張、土地低密度無(wú)序蔓延現(xiàn)象的同時(shí)，加快提高農(nóng)村生活垃圾處理率，預(yù)防在土地城鎮(zhèn)化后原來(lái)的農(nóng)村生活垃圾隱匿為新增的城市生活垃圾，并在制度層面禁止城市生活垃圾向農(nóng)村轉(zhuǎn)移。

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