張志堅(jiān)，王學(xué)淵，趙連閣

(浙江工商大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、 引 言

在城鎮(zhèn)人口快速增加、資源短缺日益突出、環(huán)境惡化趨勢加劇的態(tài)勢下，如何有效地節(jié)約資源、減少污染排放，已經(jīng)成為世界各國共同關(guān)注的議題。作為人類活動的直接后果，生活垃圾不僅有礙市容，堵塞排污排澇管道，其末端處置還占用著大量的日益稀缺的土地資源，排放多種強(qiáng)有害氣體，嚴(yán)重污染土壤、空氣、地表水和地下水。同時(shí)，垃圾中有眾多致病微生物，往往是蚊、蠅和老鼠等的滋養(yǎng)地。生活垃圾的持續(xù)增長將嚴(yán)重威脅著生態(tài)環(huán)境和人類健康。如何實(shí)現(xiàn)生活垃圾減量化已經(jīng)引起了政府部門和學(xué)界的高度關(guān)注。普遍認(rèn)為，生活垃圾必須得到相關(guān)規(guī)制政策的有力約束，才能避免生活垃圾的迅猛增長和垃圾圍城的困境。例如，一項(xiàng)對日本四個(gè)城市的案例研究表明，計(jì)量用戶收費(fèi)政策(Pay as you throw, PAYT)的實(shí)施可以減少20～30%的殘余垃圾(Residual waste)[注]殘余垃圾是指不可回收利用的，需要終端焚燒或填埋等處理的垃圾。產(chǎn)生量，此外，通過與其他政策的組合實(shí)施，尤其是與容器和包裝回收政策的組合，計(jì)量用戶收費(fèi)政策可以帶來垃圾的大幅減少(Sakai等, 2008)[1]。

現(xiàn)實(shí)中，鑒于異常嚴(yán)峻的生活垃圾增長形勢，中國政府也做出了諸多的努力?！冻鞘猩罾芾磙k法(1993, 2007)》直接提出要“采取有利于城市生活垃圾綜合利用的經(jīng)濟(jì)、技術(shù)政策和措施，提高城市生活垃圾治理的科學(xué)技術(shù)水平，鼓勵(lì)對城市生活垃圾實(shí)行充分回收和合理利用”。為促進(jìn)生活垃圾的綜合利用，實(shí)現(xiàn)生活垃圾的有效削減，《關(guān)于公布生活垃圾分類收集試點(diǎn)城市的通知(2000)》確定北京等八個(gè)城市為生活垃圾分類收集試點(diǎn)城市，以及《關(guān)于實(shí)行城市生活垃圾處理收費(fèi)制度促進(jìn)垃圾處理產(chǎn)業(yè)化的通知(2002)》更是明確要求城市生活垃圾的產(chǎn)生主體應(yīng)當(dāng)按照當(dāng)?shù)卮_定的收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)繳納生活垃圾處理費(fèi)。這說明，增加生活垃圾的回收利用，減少生活垃圾的最終排放，既是城市環(huán)境治理的客觀要求，也是保障民眾健康的前提條件。然而，自生活垃圾收費(fèi)政策和生活垃圾分類政策實(shí)施以來，城市生活垃圾產(chǎn)生量仍舊保持著快速增長的趨勢。

區(qū)別于既有文獻(xiàn)，本文主要聚焦于以下幾個(gè)問題：第一，近來少量研究證實(shí)，社會資本在抑制大氣污染、水體污染，以及提高環(huán)境績效方面的作用顯著(Ibrahim和Law, 2014; Keene和Deller, 2015; Paudel和Schafer, 2009; 萬建香和梅國平, 2012)[2-5]，那么，社會資本在生活垃圾污染排放減量中發(fā)揮著怎樣的作用？實(shí)際上，生活垃圾作為人類活動的直接副產(chǎn)品，居民對其的排放行為更易受到具有人際互動屬性的社會資本的影響。本文將利用城市層面的宏觀數(shù)據(jù)，同時(shí)考察規(guī)制政策和社會資本對城市生活垃圾排放量的影響。通過對現(xiàn)有文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，至今還尚未有文獻(xiàn)定量分析二者與污染排放或環(huán)境績效的關(guān)聯(lián)；第二，雖然社會資本廣泛應(yīng)用于解釋民主政治、經(jīng)濟(jì)增長、勞動就業(yè)。健康狀況和環(huán)境績效等領(lǐng)域，但截至目前，學(xué)界對社會資本的測度相對隨意，爭議較大，往往混淆或等同了社會資本與其某一要素。本文將高度綜合經(jīng)典研究對社會資本的定義，嚴(yán)格按照社會資本定義得出其度量指標(biāo)，并同時(shí)利用主成分加權(quán)法和無量綱等權(quán)重加總法構(gòu)造社會資本指數(shù)，力求能準(zhǔn)確可靠地度量社會資本；第三，假如社會資本的確起到了抑制生活垃圾排放的作用，那么，社會資本對生活垃圾排放的作用機(jī)制又是什么？

二、 規(guī)制政策和社會資本在生活垃圾治理中的作用：文獻(xiàn)述評

(一) 規(guī)制政策

近年來，規(guī)制政策對生活垃圾治理的影響受到學(xué)界越來越多的關(guān)注。例如，諸多研究發(fā)現(xiàn)，生活垃圾計(jì)量收費(fèi)政策在歐美國家有效減少了生活垃圾的產(chǎn)生量(Skumatz,2000;Folz和Giles, 2002; Kinnaman和Fullerton, 2000;auer等, 2008; Allers和Hoeben,2010)[6-10]。然而，雖然垃圾定額收費(fèi)能在一定程度上喚起和增強(qiáng)居民有關(guān)垃圾問題的公眾意識，(Gellynck等,2011)[11]以及Gellynck和Verhelst(2007)[12]通過對比利時(shí)佛羅明區(qū)的分析，發(fā)現(xiàn)垃圾定額收費(fèi)對人均殘余垃圾排放量并無顯著影響?？偟膩碚f，雖然學(xué)界關(guān)于垃圾按量收費(fèi)政策的實(shí)際減量效果仍存在一定的爭議，但學(xué)界就垃圾按量收費(fèi)政策比垃圾定額收費(fèi)政策在垃圾減量方面更有效而言還是達(dá)成了相對一致的意見。另一方面，作為提高垃圾回收、實(shí)現(xiàn)垃圾減量的重要途徑，生活垃圾源頭分類也引起了國內(nèi)外學(xué)者的關(guān)注。該類研究主要基于政策實(shí)施前后的二手?jǐn)?shù)據(jù)，實(shí)證考察了生活垃圾源頭分類政策的實(shí)施是否有效促進(jìn)了生活垃圾的回收和減量(Woodard等,等, 2008; Bernstad等, 2011)[13-16]。

盡管上述研究在評價(jià)生活垃圾收費(fèi)政策和生活垃圾源頭分類政策對垃圾產(chǎn)生量的影響方面已經(jīng)取得了豐富的成果，但遺憾的是，其研究對象都集中在歐美國家，也尚未把生活垃圾收費(fèi)政策和生活垃圾源頭分類政策納入同一分析框架。因此，其結(jié)論的準(zhǔn)確性和可靠性還有待于進(jìn)一步研究。但需要指出的是，Han等(2016)[17]、Han和Zhang(2017)[18]的研究彌補(bǔ)了上述缺陷，基于1998年至2012年的面板數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)，由于額外排放一單位生活垃圾的邊際成本為零以及垃圾分類政策缺乏激勵(lì)兼容的措施，中國目前實(shí)施的生活垃圾收費(fèi)政策和生活垃圾源頭分類試點(diǎn)政策在中國現(xiàn)有情境下并沒有有效減少生活垃圾產(chǎn)生量。由此可見，生活垃圾治理并沒有放之四海而皆準(zhǔn)的解決方案，各地區(qū)社會政治經(jīng)濟(jì)文化的差異性決定了生活垃圾管理政策的設(shè)計(jì)應(yīng)符合當(dāng)?shù)氐奶囟ㄇ榫?Charuvichaipong和Sajor, 2006)[19]。如何設(shè)計(jì)符合當(dāng)下中國情境的規(guī)制政策是中國生活垃圾管理必須破解的難題。中國作為典型的為人所熟識的人情社會，居民生活垃圾減量行為不僅受正式制度的影響，其行為還嵌入在以血緣、地緣和業(yè)緣為依托建立起來的人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中。因此，考察正式制度之外的其他力量理應(yīng)成為理解生活垃圾治理績效中一個(gè)不容忽視的因素。

(二) 社會資本

作為一種非正式制度，社會資本在環(huán)境治理過程中的作用雖然一直遭到一些學(xué)者的質(zhì)疑，但目前來看，社會資本的某些方面，在環(huán)境治理中發(fā)揮著重要的作用已經(jīng)得到不少文獻(xiàn)的支持。微觀層面上，社會資本與環(huán)境治理的關(guān)聯(lián)已經(jīng)得到諸多證實(shí)。例如，社會資本促進(jìn)了集體資源的協(xié)調(diào)管理(Pretty, 2003)[20]、提高了個(gè)人為保護(hù)生物多樣性的支付意愿(Halkos和Jones, 2012)[21]、保障了漁業(yè)資源的可持續(xù)開發(fā)(Grafton, 2005)[22]、提升了居民對濕地保護(hù)政策的接受程度(Jones等, 2012)[23]，以及推動了農(nóng)民水土保護(hù)措施的采納(Teshome等, 2016)[24]。但社會資本在局部層面上促進(jìn)了當(dāng)?shù)丨h(huán)境治理的證據(jù)并不意味著其在更高層面上照樣能夠獲得成功，社會資本在宏觀層次上對環(huán)境治理的作用仍需要宏觀證據(jù)的檢驗(yàn)。

在宏觀層面上，利用來自53個(gè)國家的截面數(shù)據(jù)，Grafton和Knowles(2004)[25]分析了社會資本對環(huán)境績效的影響，研究發(fā)現(xiàn)，通過世界價(jià)值觀調(diào)查來度量的社會資本在環(huán)境可持續(xù)指數(shù)、空氣質(zhì)量和水質(zhì)量等回歸方程中都不能通過顯著性檢驗(yàn)，社會資本并沒有如人們預(yù)期的那樣顯著地提高國家環(huán)境質(zhì)量。然而，Dulal等(2011)[26]在其基礎(chǔ)上，把樣本數(shù)量增加至116個(gè)國家后研究發(fā)現(xiàn)，社會資本的某些方面，例如社會資本的性別包容維度和社會信任維度顯著提高了環(huán)境績效，但以社團(tuán)協(xié)會表征的社會網(wǎng)絡(luò)則惡化了環(huán)境績效。Paudel和Schafer(2009)[2]則用人均社團(tuán)協(xié)會數(shù)表征社會資本，基于美國路易斯安那州的53個(gè)地方行政區(qū)的數(shù)據(jù)，分析了社會資本對水污染的影響，最終結(jié)果顯示社會資本只對水體的氮污染有顯著的非線性影響，而與水體的含磷量、溶氧量沒有直接關(guān)聯(lián)。

近年來，Keene和Deller(2015)[4]利用美國縣級層面的截面數(shù)據(jù)，分析了社會資本對空氣污染的影響，研究發(fā)現(xiàn)以當(dāng)?shù)厝司M織的密度為表征的社會資本顯著降低了該地區(qū)細(xì)微顆粒物的濃度。Ibrahim和Law(2014)[3]借鑒以往學(xué)者基于社會信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)結(jié)構(gòu)構(gòu)建的社會資本指數(shù)，利用69個(gè)國家和地區(qū)的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)社會資本拉低了因經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來的二氧化碳排放量，即社會資本存量較高的國家往往經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成的污染成本更低。但由于其社會資本指數(shù)是截面形式，并不能如實(shí)反映各國社會資本存量的動態(tài)變化，從而其結(jié)論的準(zhǔn)確性還有待于進(jìn)一步考究。類似地，國內(nèi)學(xué)者對于社會資本與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系也展開了激烈的討論，但由于度量指標(biāo)的差異及樣本量較少，這些結(jié)論僅為社會資本在環(huán)境治理中的作用提供了較少的經(jīng)驗(yàn)支持(萬建香和梅國平,2012;盧寧和李國平,2009;趙雪雁,2013)[5, 27-28]。

綜合上述文獻(xiàn)可知，社會資本在宏觀上對環(huán)境治理的作用在學(xué)術(shù)界中仍沒有一致的定論。一方面，除了Grafton和Knowles(2004)[25]、Dulal等(2011)[26]、Ibrahim和Law(2014)[3]以及趙雪雁(2013)[28]外，其他研究都只是探討了社會資本的某一要素對環(huán)境治理的影響。但是即便上述四篇文獻(xiàn)在度量社會資本變量時(shí)綜合考慮了各個(gè)要素，由于截面數(shù)據(jù)或樣本量等問題，以及研究所運(yùn)用的方法比較簡單且單一，其結(jié)論的準(zhǔn)確性和可靠性仍需要進(jìn)一步的驗(yàn)證。另一方面，現(xiàn)有關(guān)于社會資本在宏觀上對環(huán)境治理影響的研究并沒有考慮社會資本內(nèi)生性問題，而實(shí)際上，社會資本除了常見的因遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，還會因社會資本與環(huán)境治理互為因果而產(chǎn)生的聯(lián)立內(nèi)生性問題(Durlauf和Fafchamps, 2005)[29]。因此，社會資本對環(huán)境治理績效的影響機(jī)制仍是一個(gè)尚未受到應(yīng)有重視的重要議題。

此外，當(dāng)?shù)鼐用竦纳鐣?jīng)濟(jì)特征以及生活習(xí)慣也是影響生活垃圾排放量的重要因素。對于人均生活垃圾排放量而言，經(jīng)濟(jì)狀況被認(rèn)為是決定垃圾產(chǎn)生量的重要因素，經(jīng)濟(jì)狀況直接影響著產(chǎn)品和服務(wù)消費(fèi)的支付能力，經(jīng)濟(jì)狀況越好，越有能力消費(fèi)更多的產(chǎn)品和服務(wù)，從而產(chǎn)生更多的垃圾(Al-Khatib等, 2010；Li等, 2009)[30-31]。同樣地，居民受教育程度代表著居民素質(zhì)，一個(gè)地區(qū)的居民受教育程度對生活垃圾產(chǎn)生量也具有不可忽視的影響。居民受教育程度越高，其往往環(huán)保意識也較高，從而產(chǎn)生的垃圾量更少(Benítez等, 2008)[32]。通常來講，家庭成員數(shù)量越多，由于彼此存在共同消費(fèi)，一定程度上節(jié)約了因包裝而產(chǎn)生的生活垃圾，家庭規(guī)模在生活垃圾產(chǎn)生量上規(guī)模不經(jīng)濟(jì)(Qu等, 2009; Thanh等, 2010)[33-34]。此外，人口結(jié)構(gòu)對人均生活垃圾排放量有一定影響。由于擁有小孩的家庭與全是成年人組成的家庭具有不同的消費(fèi)支出模式，其生活垃圾產(chǎn)生模式也將不同(Johnstone和Labonne, 2004)[35]。最后，人口密度也可能潛在影響人均生活垃圾排放量，但研究結(jié)論尚未一致。例如，Mazzanti等(2008)[15]的研究發(fā)現(xiàn)，人口密集的地區(qū)往往土地昂貴稀缺，從而垃圾處置所征收的費(fèi)用較高，所以人均產(chǎn)生的生活垃圾較少；而Johnstone和Labonne(2004)[35]則認(rèn)為，在人口密集的地區(qū)，生活垃圾收集服務(wù)可以集中供給，從而降低了服務(wù)供給的均攤成本，居民則越可能產(chǎn)生更多的生活垃圾。

三、 模型建立與數(shù)據(jù)來源

(一) 計(jì)量模型的選擇

基于城市人均生活垃圾決定因素模型(Johnstone和Labonne, 2004)[35]，本文引入了社會資本變量、規(guī)制政策變量，以及城市人均生活垃圾的滯后項(xiàng)。模型具體形式如下：

mswpcit=α+φsoccapit+γsousepit+ρgarfeeit+βXit+λmswpcit-1+μi+ηtrendt+εit

(1)

其中，i表示樣本城市，t表示考察年份。mswpcit為城市人均生活垃圾產(chǎn)生量，soccapit為社會資本，sousepit為源頭分類，garfeeit為垃圾收費(fèi)。Xit為控制變量，包括城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(incpcit)、城市平均家庭規(guī)模(famsizeit)、城市人均受教育程度(edupcit)、城市平均家庭人口依存率(dependencyit)，以及城市人口密度(popdenit)。此外，由于居民的某些相關(guān)特征，如生活習(xí)慣，在短期內(nèi)難以發(fā)生劇烈改變，城市人均生活垃圾產(chǎn)生量很可能隨著時(shí)間的推移表現(xiàn)出一定的持續(xù)性，本文用其滯后一期來表示(mswpcit-1)。為了克服地域和時(shí)間因素帶來的外部沖擊，設(shè)置了不隨時(shí)間變化的個(gè)體固定效應(yīng)μi，以及不隨個(gè)體變化的時(shí)間固定效應(yīng)trendt，其中，μi主要反映氣候、自然條件和基礎(chǔ)設(shè)施等不可觀測因素，trendt主要反映生活垃圾管理技術(shù)水平提高帶來的影響。α、φ、γ、ρ、λ，以及η為待估參數(shù)，β為待估向量。εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

(二) 變量說明與數(shù)據(jù)來源

城市人均生活垃圾產(chǎn)生量。城市生活垃圾指城市日常生活或?yàn)槌鞘腥粘Ｉ钐峁┓?wù)的活動中產(chǎn)生的固體廢物以及法律行政規(guī)定的視為城市生活垃圾的固體廢物，包括：居民生活垃圾，商業(yè)垃圾，集市貿(mào)易市場垃圾，街道清掃垃圾，公共場所垃圾和機(jī)關(guān)、學(xué)校、廠礦等單位的生活垃圾(國家統(tǒng)計(jì)局, 2015)[36]。由于統(tǒng)計(jì)的難度性，采用生活垃圾清運(yùn)量代替生活垃圾產(chǎn)生量是目前國際上的主要做法(如World Bank, 2005; Zhang等, 2010)[37-38]。本文中城市人均生活垃圾產(chǎn)生量的計(jì)算公式為城市生活垃圾清運(yùn)量除以城市人口。

社會資本。由于社會資本自身概念模糊和學(xué)者對其理解差異，社會資本在宏觀層面上仍缺乏一個(gè)廣泛采納的度量指標(biāo)。有不少學(xué)者只是探究了社會資本的某一方面與環(huán)境治理的關(guān)系，如Paudel和Schafer(2009)[2]、Keene和Deller(2015)[4]強(qiáng)調(diào)了社會資本的網(wǎng)絡(luò)方面，其分別用人均社團(tuán)協(xié)會數(shù)和當(dāng)?shù)厝司M織的密度來度量社會資本；國內(nèi)學(xué)者盧寧和李國平(2009)[27]以及萬建香和梅國平(2012)[5]也只是關(guān)注了社會資本的網(wǎng)絡(luò)方面，前者基于工會組織數(shù)、居民委員會組織數(shù)、婦聯(lián)組織數(shù)和共青團(tuán)組織數(shù)，通過主成分分析構(gòu)建了社會資本指數(shù)，后者選擇群眾信訪的環(huán)境訴訟數(shù)作為公眾參與網(wǎng)絡(luò)的度量指標(biāo)。事實(shí)上，社會資本是一個(gè)帶有復(fù)合性質(zhì)的，包含網(wǎng)絡(luò)、規(guī)范和信任多維度的資源集合體，如Ibrahim和Law(2014)[3]、趙雪雁(2013)[28]對社會資本的度量。

本文分別對社會資本各維度進(jìn)行度量。對于社會信任，類似于潘越等(2009)[39]用無償獻(xiàn)血作為信任的替代指標(biāo)，本文用平均每人捐贈款物合計(jì)[注]捐贈款物合計(jì)等于捐贈款數(shù)額加上捐贈其他物資價(jià)值(不含衣被捐贈)，捐贈款物合計(jì)以元為單位，而衣被捐贈以件為單位。(donation)來度量社會信任。對于社會規(guī)范，本文用每萬人調(diào)解糾紛數(shù)(dispute)來度量，在社會規(guī)范缺失的地區(qū)，其糾紛發(fā)生率往往較高。而對于社會網(wǎng)絡(luò)，本文用每萬人民間組織單位數(shù)(organization)來度量。民間組織具體包括社會團(tuán)體、民辦非企業(yè)單位和基金會。本文之所以僅利用民間組織數(shù)來度量社會網(wǎng)絡(luò)，而不選擇居民委員會組織、婦聯(lián)組織、共青團(tuán)組織和工會組織等，是因?yàn)镻utnam等(1993)[40]所指的網(wǎng)絡(luò)是公民參與網(wǎng)絡(luò)，而后者或多或少帶有政府色彩。

為了避免因不同度量方法而導(dǎo)致最終社會資本結(jié)論差異，本文同時(shí)采用兩種方法構(gòu)建社會資本綜合指數(shù)。本文一方面從樣本數(shù)據(jù)的角度出發(fā)，采用主成分分析法來確定社會資本各維度的權(quán)重，關(guān)于該方法的詳細(xì)介紹，請參鈔小靜和任保平(2011)[41]的研究。在利用主成分分析獲得社會資本各維度的權(quán)重后，本文分別將經(jīng)過無量綱化的社會資本各維度的數(shù)值乘以各自的權(quán)重并求和，從而得到社會資本綜合指數(shù)。另一方面，本文從理論角度出發(fā)，根據(jù)Putnam等(1993)[40]對社會資本的定義可知，社會資本的三個(gè)維度，社會網(wǎng)絡(luò)、社會規(guī)范和社會信任是一個(gè)缺一不可的有機(jī)整體，并沒有孰輕孰重之分。因此，類似于趙連閣等(2014)[42]的做法，本文對社會資本的三個(gè)維度采用無量綱等權(quán)重加總的方法以獲取社會資本綜合指數(shù)。

城市生活垃圾收費(fèi)。自國務(wù)院于1992年頒布《城市市容和環(huán)境衛(wèi)生管理?xiàng)l例》以來，各地區(qū)陸續(xù)出臺地方層面的城市市容和環(huán)境衛(wèi)生管理?xiàng)l例，并明確提出居民應(yīng)當(dāng)按照規(guī)定繳納衛(wèi)生保潔、垃圾收集清運(yùn)和處理等有關(guān)費(fèi)用。但也有個(gè)別城市尚未對城市居民實(shí)施生活垃圾收費(fèi)，如寧波等地。此外，由于生活垃圾定額收費(fèi)征收效率較低，有些城市把生活垃圾定額收費(fèi)轉(zhuǎn)換成按自來水消費(fèi)量折算系數(shù)法征收生活垃圾服務(wù)費(fèi)。對于城市實(shí)施按用水量征收生活垃圾服務(wù)費(fèi)后的年份，本文將其從樣本中剔除。

城市生活垃圾源頭分類。為應(yīng)對生活垃圾迅速增長的嚴(yán)峻形勢，國家開始積極探索生活垃圾源頭分類政策，并在2000年6月1日中國原國家建設(shè)部確定八個(gè)城市為全國生活垃圾源頭分類收集試點(diǎn)城市。[注]八個(gè)試點(diǎn)城市分別為北京、南京、上海、杭州、廈門、深圳、廣州和桂林。由于試點(diǎn)城市紛紛在2000年末和2001年初先后開始實(shí)施了生活垃圾源頭分類項(xiàng)目，因此本文把2001年作為生活垃圾源頭分類開始實(shí)施的年份，即2001年及以后，試點(diǎn)城市的生活垃圾源頭分類變量賦值為1，其他則賦值為0。

控制變量。城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、城市平均家庭規(guī)模和城市人口密度變量直接來源于相關(guān)統(tǒng)計(jì)年鑒。而城市人均受教育程度的度量公式為城市高等學(xué)校、普通中學(xué)和小學(xué)在校人數(shù)占城市年末總?cè)丝诘谋壤俜謩e乘以各自的總學(xué)制年數(shù)(即16、9、6)并求和。[注]由于普通高中在校人數(shù)部分時(shí)期數(shù)據(jù)的缺失，本文把其剔除。城市平均家庭人口依存率是指城市家庭中平均非就業(yè)人口占就業(yè)人口的百分比，具體計(jì)算公式為城市平均每戶家庭人口減去城市平均每戶就業(yè)人口后再除以城市平均每戶就業(yè)人口。

本文中，社會資本的度量數(shù)據(jù)來源于《中國民政統(tǒng)計(jì)年鑒》，垃圾收費(fèi)的數(shù)據(jù)來源于當(dāng)?shù)卣P(guān)于城市生活垃圾收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)的官方文件，源頭分類的取值出自原國家建設(shè)部于2000年頒布的《關(guān)于公布生活垃圾分類收集試點(diǎn)城市的通知》，而被解釋變量和控制變量的數(shù)據(jù)由歷年的《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國城市建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，以及各城市統(tǒng)計(jì)年鑒整理而成。本文選取了由國家統(tǒng)計(jì)局公布的中國36個(gè)大中城市為研究對象。選取此36個(gè)大中城市為研究對象主要基于以下考慮：首先，在全國8個(gè)生活垃圾源頭分類試點(diǎn)城市中，除了桂林不在這36個(gè)大中城市名單中，其他7個(gè)均在；其次，這36個(gè)城市具有重要的全國性或地域性影響力，且城市在社會經(jīng)濟(jì)政治各方面具有相對較高的相似性；最后，這36個(gè)城市坐落于全國各地，長期受當(dāng)?shù)匕l(fā)展的影響，社會資本存量的分布相對離散。由于拉薩部分變量數(shù)據(jù)缺失，本文最終樣本城市為35個(gè)，樣本區(qū)間為2003-2014年。

具體的變量設(shè)置及統(tǒng)計(jì)性描述見表1。由表1可知，各變量的取值量級差異較大，在實(shí)際估計(jì)中，除了無量綱化的社會資本指數(shù)和源頭分類虛擬變量，本文對其他變量進(jìn)行了取對數(shù)處理。

表1 變量設(shè)置及描述性統(tǒng)計(jì)

四、 實(shí)證結(jié)果及分析

(一) 計(jì)量回歸結(jié)果及分析

由于方程(1)允許城市人均生活垃圾產(chǎn)生量具有一定的持續(xù)性，本文采用系統(tǒng)廣義矩(SYS-GMM)的兩步估計(jì)法對以下所有模型進(jìn)行估計(jì)。相比于差分廣義矩估計(jì)(DIF-GMM)，系統(tǒng)廣義矩估計(jì)不僅可以有效避免小樣本偏誤的影響，而且較好地解決了弱工具變量問題(Che等, 2013; 韋倩等, 2014)[43-44]。在實(shí)際操作中，本文采用Roodman(2009)[45]提出的方法來估計(jì)實(shí)證模型?；诜匠?1)，本文建立了2個(gè)計(jì)量模型，詳細(xì)回歸結(jié)果見表2。其中，模型1是對主成分加權(quán)的社會資本指數(shù)進(jìn)行回歸，而模型2把等權(quán)重加總的社會資本指數(shù)納入模型。如表2所示，2個(gè)模型的Sargan檢驗(yàn)都無法拒絕所有工具變量均有效的原假設(shè)，而AR(1)檢驗(yàn)和AR(2)檢驗(yàn)表明擾動項(xiàng)的差分存在一階自相關(guān)但不存在二階自相關(guān)。因此，模型估計(jì)結(jié)果都不存在工具變量過度識別和擾動項(xiàng)自相關(guān)問題，具有良好的穩(wěn)健性。此外，2個(gè)模型在變量系數(shù)符號和顯著性方面具有較高的一致性，說明模型結(jié)果表現(xiàn)出較好的可靠性。回歸結(jié)果的具體分析如下。

不論是基于主成分加權(quán)構(gòu)建的社會資本指數(shù)，還是通過等權(quán)重加總產(chǎn)生的社會資本指數(shù)，社會資本的系數(shù)在5%水平下均顯著為負(fù)，說明社會資本確實(shí)對城市人均生活垃圾產(chǎn)生量具有一定的減量作用。這與Ibrahim和Law(2014)[3]、Keene和Deller(2015)[4]以及萬建香和梅國平(2012)[5]的發(fā)現(xiàn)相類似，但本文的社會資本指數(shù)相對更加全面，并把先前的研究領(lǐng)域從工業(yè)污染物的環(huán)境治理擴(kuò)展到生活污染物的環(huán)境治理。在社會資本存量高的群體中，人們對投資于集體活動更具信心，因?yàn)樗麄冎榔渌艘矔@樣做(Pretty, 2003)[20]。減少生活垃圾污染作為一項(xiàng)典型的集體行動，其減量的多少也將深受當(dāng)?shù)厣鐣Y本存量的影響。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

與Mazzanti等(2008)[15]和Bernstad等(2011)[16]學(xué)者對西歐發(fā)達(dá)國家的研究結(jié)論不同，源頭分類的系數(shù)雖然為負(fù)，但并不能通過顯著性檢驗(yàn)，表明生活垃圾源頭分類試點(diǎn)并不能有效降低城市人均生活垃圾產(chǎn)生量。事實(shí)上，目前國內(nèi)城市生活垃圾源頭分類政策處于名存實(shí)亡的狀態(tài)。[注]引自http://news.solidwaste.com.cn/view/id_41375。導(dǎo)致這一結(jié)果的可能原因在于：一方面，由于許多生活垃圾源頭分類試點(diǎn)城市在分類基礎(chǔ)設(shè)施和末端處理環(huán)節(jié)的滯后，即便是生活垃圾在源頭上居民做到有效的分類，生活垃圾的混合收集和處置直接導(dǎo)致了垃圾回收和綜合利用的失??；另一方面，盡管諸多居民熟知生活垃圾源頭分類的意義，但由于垃圾分類工作繁雜，在自愿分類的條件下，大多居民缺乏分類的動力。

生活垃圾收費(fèi)的系數(shù)為負(fù)，但在10%水平上并不顯著，這個(gè)結(jié)果與早期文獻(xiàn)關(guān)于垃圾定額收費(fèi)與人均殘余垃圾排放量并無直接關(guān)聯(lián)的研究結(jié)論基本相符(Gellynck和Verhelst, 2007; Gellynck等, 2011)[11-12]。在垃圾定額用戶收費(fèi)體系中，居民額外排放一單位生活垃圾的邊際成本為零，這種激勵(lì)不兼容的收費(fèi)體系并不能有效刺激居民實(shí)施減少垃圾排放的行為。相比于定額用戶收費(fèi)，計(jì)量用戶收費(fèi)能較好地彌補(bǔ)上述缺陷，其在生活垃圾減量中取得了較好的效果，但計(jì)量用戶收費(fèi)的貿(mào)然實(shí)施也可能導(dǎo)致非法傾倒垃圾現(xiàn)象的增加(Kinnaman, 2006)[46]。

滯后一期城市人均生活垃圾產(chǎn)生量的系數(shù)在1%水平下顯著為正，而滯后二期城市人均生活垃圾產(chǎn)生量的系數(shù)為負(fù)但不能通過顯著性檢驗(yàn)，表明人均生活垃圾產(chǎn)生量嚴(yán)重依賴于上一期的產(chǎn)生量，各樣本城市的人均生活垃圾產(chǎn)生量具有一定的慣性特征。這可能是居民的生活習(xí)慣和消費(fèi)模式在一定時(shí)期內(nèi)呈現(xiàn)出相對穩(wěn)定性導(dǎo)致的。

與以往的研究發(fā)現(xiàn)相一致(Al-Khatib等, 2010; Li等, 2009)[30-31]，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入的系數(shù)在5%水平下顯著為正，表明越富裕的地區(qū)，其人均生活垃圾產(chǎn)生量也將越多。因此，隨著我國城鎮(zhèn)居民人均收入的進(jìn)一步提高，人均生活垃圾產(chǎn)生量不可避免的增加將加劇我國垃圾圍城的緊張局面，如何有效應(yīng)對持續(xù)增加的城市生活垃圾是相關(guān)管理者急需解決的難題。

然而，與本文的預(yù)期相反，人均受教育程度的系數(shù)在5%水平下顯著為正，表明人均受教育程度較高的城市往往擁有較高的人均生活垃圾產(chǎn)生量。這可能是由于，一方面，盡管受教育程度較高的居民具有較高的環(huán)境意識，但在現(xiàn)實(shí)生活中，由于必要的節(jié)能減排知識和技巧的缺乏，較高的環(huán)境意識很少轉(zhuǎn)化為實(shí)際的環(huán)境友好決策和行為；另一方面，由于其時(shí)間機(jī)會成本較高，其用于生活垃圾回收利用的時(shí)間較少。事實(shí)上，Sujauddin等(2008)[47]在孟加拉國的微觀層面也發(fā)現(xiàn)了類似的現(xiàn)象。

此外，平均家庭規(guī)模、平均家庭人口依存率和人口密度的系數(shù)都不能通過顯著性檢驗(yàn)，說明至少在樣本區(qū)間內(nèi)，城市人均生活垃圾產(chǎn)生量與平均家庭規(guī)模、平均家庭人口依存率以及人口密度沒有直接關(guān)聯(lián)。最后，時(shí)間趨勢項(xiàng)的系數(shù)雖然為負(fù)，但估計(jì)結(jié)果并不穩(wěn)健。

(二) 內(nèi)生性討論與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表3 分別以滯后項(xiàng)和自然災(zāi)害為社會資本工具變量的估計(jì)結(jié)果

1.內(nèi)生性討論。對于規(guī)制政策來說，生活垃圾收費(fèi)標(biāo)準(zhǔn)更多的是反映環(huán)衛(wèi)工人的基本工資水平和垃圾處置場的地價(jià)成本，而生活垃圾源頭分類試點(diǎn)城市是中央政府決定的，與地方當(dāng)局者的決策行為關(guān)聯(lián)較弱，因此，本文認(rèn)為二者內(nèi)生性問題并不嚴(yán)重，本文主要關(guān)心社會資本的內(nèi)生性問題。在前文回顧的相關(guān)文獻(xiàn)中，學(xué)者們都視社會資本為外生變量，很少考慮社會資本在環(huán)境治理中的內(nèi)生性問題。而實(shí)際上，社會資本除了因常見的遺漏變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，即社會資本與污染物排放共同受一些不可觀測因素(如風(fēng)俗文化、生活習(xí)慣)的影響，還會因社會資本和污染物排放互為因果而產(chǎn)生的聯(lián)立內(nèi)生性問題(Durlauf和Fafchamps, 2005)[29]，如一個(gè)地區(qū)的環(huán)境污染越嚴(yán)重，人們越可能選擇待在家中，減少外出社交互動頻率。在本文中，雖然面板數(shù)據(jù)模型同時(shí)控制城市和年份的固定效應(yīng)能在一定程度上消除部分內(nèi)生性問題(程名望等, 2014)[48]，但為了盡量削弱社會資本內(nèi)生性的影響，本文還采取了如下方法。

首先，以社會資本的滯后項(xiàng)作為工具變量。如表3所示，模型1和2均采用了社會資本的滯后2期和3期作為工具變量，觀察表3模型1和2并與表2比較后不難發(fā)現(xiàn)，雖然社會資本的系數(shù)大小均有所變化，但其系數(shù)符號及其顯著性與之前結(jié)果基本一致，說明克服社會資本內(nèi)生性保證了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

其次，以自然災(zāi)害作為工具變量。在實(shí)際操作中，本文利用Mileva(2007)[49]所提出的SYS-GMM模型外部工具變量法，以每萬人自然災(zāi)害生活救助支出作為外部工具變量，重新估計(jì)表2中的模型1和2。之所以選取此工具變量：第一，自然災(zāi)害的嚴(yán)重程度是影響社會資本培育的重要因素。當(dāng)面臨外來威脅時(shí)，群體內(nèi)部的社會凝聚與團(tuán)結(jié)程度將會提高，并且每次成功地應(yīng)對一次外來威脅都會使群體積累起一些共同情感和組織經(jīng)驗(yàn)，而自然災(zāi)害就是這樣的一種外來威脅，當(dāng)?shù)鼐用裨谶@種威脅挑戰(zhàn)中可以培育出更豐厚的社會資本(趙延?xùn)|, 2007)[50]。例如，最近一項(xiàng)研究就發(fā)現(xiàn)，日本神戶地震的爆發(fā)顯著提高了當(dāng)?shù)鼐用裆鐣Y本存量(Yamamura, 2016)[51]。實(shí)際上，在通過豪斯曼檢驗(yàn)確定模型類型后，本文以兩種方法構(gòu)建的社會資本指數(shù)為被解釋變量分別對自然災(zāi)害進(jìn)行固定效應(yīng)模型回歸，結(jié)果顯示，模型整體效果的F檢驗(yàn)的p值都小于0.000，自然災(zāi)害對兩種方法構(gòu)建的社會資本指數(shù)均有較好的解釋能力，p值都小于0.000。其次，雖然自然災(zāi)害由于破壞類型的不同(如干旱、洪澇、冰雹、地震等)，對人類的生產(chǎn)生活具有不同程度的影響，但自然災(zāi)害并不直接影響城市人均生活垃圾排放量。生活垃圾只是人類生活活動的直接后果。從表3模型3和4可以看出，社會資本的系數(shù)在5%水平上均顯著為負(fù)，該結(jié)果再一次表明之前的結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

表4 使用不同度量指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗(yàn)。使用不同度量指標(biāo)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。在之前的回歸分析中，社會網(wǎng)絡(luò)和社會信任分別是用每萬人民間組織單位數(shù)和平均每人捐贈款物合計(jì)(不含衣被捐贈)衡量的，但仍可能存在如下缺陷。對于用每萬人民間組織單位數(shù)來度量社會網(wǎng)絡(luò)，此度量方法合理的前提是民間組織的規(guī)模是相同的。當(dāng)民間組織的規(guī)模存在較大差異時(shí)，用每萬人民間組織年末職工人數(shù)來衡量社會網(wǎng)絡(luò)更具合理性。而對于用平均每人捐贈款物合計(jì)來度量社會信任，該度量方法在貧富差距較大的情況下可能出現(xiàn)富裕地區(qū)捐贈的金額多于貧窮地區(qū)的現(xiàn)象，而這可能導(dǎo)致不能如實(shí)反映社會信任的特征。對此，本文用平均每人衣被捐贈來度量社會信任。通過對社會網(wǎng)絡(luò)和社會信任測量指標(biāo)的替換，本文再次利用主成分加權(quán)法和等權(quán)重加總法構(gòu)造了社會資本指數(shù)，并用新構(gòu)造的社會資本指數(shù)重新估計(jì)了表2中的模型1和2，回歸結(jié)果見表4。不難發(fā)現(xiàn)，與之前的結(jié)果相比，除了新構(gòu)建的社會資本指數(shù)的系數(shù)大小有略微地變化，其系數(shù)符號和顯著性程度依舊保持一致，說明即便是使用不同的測量指標(biāo)，社會資本有效地抑制了城市人均生活垃圾排放量這一結(jié)論依然成立。

表5 使用不同估計(jì)方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

使用不同估計(jì)方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。上文的分析均采用SYS-GMM估計(jì)方法，這里將采用傳統(tǒng)的面板模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果在表5中列出。從中可見，模型擬合系數(shù)較為理想，且社會資本的系數(shù)均在傳統(tǒng)水平下顯著為負(fù)，這一結(jié)果再一次驗(yàn)證了本文之前的結(jié)論，在控制了生活垃圾規(guī)制政策及系列相關(guān)變量后，社會資本仍有效地抑制了城市人均生活垃圾產(chǎn)生量。

五、 社會資本影響居民生活垃圾排放的機(jī)制考察

上述實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，不論是基于主成分加權(quán)構(gòu)建的社會資本指數(shù)，還是通過等權(quán)重加總產(chǎn)生的社會資本指數(shù)，社會資本對人均生活垃圾排放均有顯著減量效應(yīng)，本部分將進(jìn)一步探討其中的作用機(jī)理。由于官方統(tǒng)計(jì)年鑒沒有居民生活垃圾排放行為的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，但幸運(yùn)的是中國綜合社會調(diào)查(2013)為本文社會資本機(jī)制識別提供了寶貴機(jī)會。中國綜合社會調(diào)查作為國內(nèi)為數(shù)不多的全國性大樣本調(diào)查，在相關(guān)學(xué)術(shù)界獲得了廣泛利用。

(一) 社會資本是否通過影響垃圾分類投放行為從而影響垃圾排放量

表6 社會資本對垃圾分類投放行為的影響

社會資本不僅可以促進(jìn)垃圾分類知識的擴(kuò)散，從而減少垃圾分類的感知成本，而且還能促進(jìn)有關(guān)個(gè)人品行的信息流通，增加人們垃圾不分類的潛在感知成本，社會資本對垃圾分類行為具有重要影響。而垃圾分類投放行為是垃圾后期回收和減量的關(guān)鍵前提(Boonrod等, 2015; Owusu等, 2013)[52-53]。那么，上文所發(fā)現(xiàn)的社會資本對垃圾排放的影響是否通過垃圾分類投放這一機(jī)制發(fā)揮作用呢？在控制了居民社會經(jīng)濟(jì)特征以及環(huán)境態(tài)度知識后，本文分別考察了主成分加權(quán)的社會資本指數(shù)和等權(quán)重加總的社會資本指數(shù)對居民垃圾分類投放行為的影響，估計(jì)結(jié)果見表6。[注]社會經(jīng)濟(jì)特征變量具體地包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度、家庭規(guī)模、家庭收入、工作類別和房屋產(chǎn)權(quán)，而環(huán)境態(tài)度知識變量包括環(huán)境態(tài)度指數(shù)和環(huán)保知識指數(shù)，限于篇幅，相關(guān)變量詳細(xì)的度量方法和估計(jì)結(jié)果未能呈現(xiàn)于此，有興趣的讀者可以向作者索取。

可以看出，無論是主成分加權(quán)的社會資本指數(shù)還是等權(quán)重加總的社會資本指數(shù)均對垃圾分類投放行為具有顯著正向影響。雖然囿于數(shù)據(jù)限制，本文不能實(shí)證考察垃圾分類投放行為對垃圾排放的影響，但結(jié)合以往關(guān)于垃圾分類是實(shí)現(xiàn)減量化、資源化和無害化的前提的發(fā)現(xiàn)，可以間接地認(rèn)為社會資本通過促進(jìn)居民垃圾分類投放行為從而減少生活垃圾排放。

(二) 社會資本是否通過影響垃圾源頭減量行為從而影響垃圾排放量

除了通過影響垃圾分類投放行為，社會資本是否會通過影響垃圾源頭減量行為從而對垃圾排放量產(chǎn)生影響呢？在控制了居民社會經(jīng)濟(jì)特征以及環(huán)境態(tài)度知識后，本文再次分別考察了主成分加權(quán)的社會資本指數(shù)和等權(quán)重加總的社會資本指數(shù)對居民垃圾源頭減量行為的影響，估計(jì)結(jié)果見表7。

在表7中，居民垃圾源頭減量行為分為購物自帶購物籃或購物袋和重復(fù)利用塑料包裝袋。由表可知，主成分加權(quán)的社會資本指數(shù)和等權(quán)重加總的社會資本指數(shù)均顯著促進(jìn)了居民垃圾源頭減量行為的實(shí)施。綜上可知，社會資本通過影響垃圾分類投放和垃圾源頭減量從而降低了生活垃圾的產(chǎn)生量。

表7 社會資本對垃圾源頭減量行為的影響

六、 結(jié)論與政策啟示

在經(jīng)濟(jì)快速增長、城鎮(zhèn)人口持續(xù)增加，以及人民生活水平大幅改善的背景下，生活垃圾產(chǎn)生量也在急劇增加，為回答規(guī)制政策和社會資本能否緩解垃圾圍城的壓力這一問題，本文采用全國35個(gè)大中城市2003-2014年間的面板數(shù)據(jù)及中國綜合社會調(diào)查數(shù)據(jù)，考察了規(guī)制政策和社會資本對城市人均生活垃圾排放量的影響。結(jié)果顯示：(1)生活垃圾收費(fèi)政策和源頭分類試點(diǎn)政策并不能顯著降低城市人均生活垃圾排放量，固定費(fèi)率的生活垃圾收費(fèi)政策甚至?xí)岣呱罾欧湃后w的排放量。(2)社會資本對城市人均生活垃圾排放量具有顯著負(fù)向影響，該結(jié)果在使用不同測量指標(biāo)、不同度量方法、不同估計(jì)方法和考慮了社會資本內(nèi)生性的情形下依然顯著。(3)社會資本通過促進(jìn)居民垃圾分類投放和垃圾源頭減量行為從而降低生活垃圾排放。

本文的研究結(jié)論對中國環(huán)境管理轉(zhuǎn)型推進(jìn)進(jìn)程中的政策設(shè)計(jì)具有重要的啟示意義。首先，雖然近年來我國環(huán)境管理法律法規(guī)體系逐步走向成熟和完善，但政策機(jī)制在具體設(shè)計(jì)和實(shí)施過程中仍有待于優(yōu)化。本文中定額的生活垃圾收費(fèi)政策和自愿的生活垃圾源頭分類政策由于缺乏有效的激勵(lì)兼容機(jī)制而導(dǎo)致垃圾減量效果甚微。事實(shí)上，目前有些城市已經(jīng)開始了對生活垃圾差別收費(fèi)的探索。其次，在命令控制型環(huán)境規(guī)制和市場激勵(lì)型環(huán)境規(guī)制失靈的背景下，社會資本作為政府和市場之外的第三方資源配置機(jī)制為環(huán)境問題的治理提供了新路徑。本文中社會資本，尤其是社會信任和社會規(guī)范維度，在抑制城市人均生活垃圾產(chǎn)生量中扮演著重要的角色。因此，培育社會資本應(yīng)當(dāng)成為環(huán)境管理轉(zhuǎn)型的非正式制度路徑而加以重視。具體來說，政策制定者應(yīng)綜合采取多種措施、運(yùn)用各種方法，培育整個(gè)社會的普遍信任，樹立互惠有序的社會規(guī)范，擴(kuò)大公民自主參與網(wǎng)絡(luò)。