蘭梓睿

（天津社會(huì)科學(xué)院資源環(huán)境與生態(tài)研究所，天津 300191）

一、引 言

在城市人口快速增長(zhǎng)的形勢(shì)下，如何有效處理城市化進(jìn)程中生活垃圾問(wèn)題已經(jīng)成為世界各國(guó)共同面對(duì)的重要議題。城市生活垃圾作為人類(lèi)生存對(duì)生態(tài)環(huán)境的直接影響，不僅排放多種有毒有害氣體，對(duì)土壤、空氣以及地下水等自然環(huán)境造成嚴(yán)重污染，而且嚴(yán)重妨礙城市容貌，其末端處理將需要大量的人力、財(cái)力以及日益緊缺的城市土地資源；同時(shí)，生活垃圾堆放處將滋生大量致病微生物。城市生活垃圾產(chǎn)生量持續(xù)的增加對(duì)居民健康與生態(tài)環(huán)境是一個(gè)嚴(yán)重的威脅，如何實(shí)現(xiàn)生活垃圾減量已經(jīng)引起各國(guó)政府和學(xué)者們的高度關(guān)注。普遍認(rèn)為，人口數(shù)量、消費(fèi)結(jié)構(gòu)與生態(tài)環(huán)境是相互依存的統(tǒng)一整體，人口數(shù)量規(guī)模的擴(kuò)大將直接影響生態(tài)環(huán)境，而消費(fèi)作為城市居民的關(guān)鍵性經(jīng)濟(jì)活動(dòng)，對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生重要作用（羅能生等，2017）[1]。為了實(shí)現(xiàn)人口與生態(tài)環(huán)境的和諧發(fā)展，黨的十九屆五中全會(huì)明確提出“促進(jìn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展全面綠色轉(zhuǎn)型，建設(shè)人與自然和諧共生的現(xiàn)代化”。因此，探討人口數(shù)量如何通過(guò)不同類(lèi)型的消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾減量產(chǎn)生不同的影響具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

面對(duì)日益嚴(yán)峻的城市生活垃圾增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，中國(guó)也及時(shí)做出了應(yīng)對(duì)策略，相繼頒布《城市生活垃圾管理辦法（1993，2007）》《關(guān)于公布城市生活垃圾分類(lèi)收集試點(diǎn)城市的通知》《“無(wú)廢城市”建設(shè)試點(diǎn)工作方案》和《“無(wú)廢城市”建設(shè)指標(biāo)體系（試行）》等政策法規(guī)，規(guī)范了城市生活垃圾管理工作，但對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量增長(zhǎng)的抑制作用較小。學(xué)者們主要針對(duì)城市生活垃圾管理如何降低對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響開(kāi)展研究，如從生活垃圾處理技術(shù)和垃圾本身生物特性等角度比較不同處理方式的研究（黃福義等，2017[2]；楊超等，2017[3]）；從居民參與垃圾分類(lèi)的作用機(jī)制角度分析影響生活垃圾分類(lèi)行為的驅(qū)動(dòng)因素（徐林等，2017[4]；吳曉林等，2017[5]；張志堅(jiān)等，2019[6]）；城市生活垃圾管理政策中如何達(dá)到無(wú)害化、資源化等目標(biāo)的研究（江源，2002[7]；高軍波等，2016[8]）。

綜上所述，現(xiàn)有研究文獻(xiàn)主要針對(duì)城市生活垃圾末端管理的研究，缺乏從源頭抑制生活垃圾產(chǎn)生的研究，沒(méi)有考慮城市生活垃圾減量的影響因素，而且研究中忽視了空間變量的重要作用，容易導(dǎo)致研究結(jié)論產(chǎn)生偏誤。基于此，本文從城市生活垃圾產(chǎn)生源頭出發(fā)，采用空間面板數(shù)據(jù)的空間杜賓模型實(shí)證分析人口數(shù)量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾減量的影響，以期為政府推進(jìn)降低城市生活垃圾產(chǎn)生量的工作提供參考。

二、方法與數(shù)據(jù)

（一）研究方法

學(xué)術(shù)界分析環(huán)境壓力問(wèn)題的一個(gè)基本模型是由Ehrlich等（1971）[9]提出的IPAT方程式，是一個(gè)被廣泛使用的研究人類(lèi)活動(dòng)對(duì)環(huán)境影響的量化模型，其方程式如下：

其中，I代表環(huán)境影響，P代表人口數(shù)量因素，A代表人均財(cái)富程度因素，T代表技術(shù)因素。但是，該模型無(wú)法得到每個(gè)影響因素對(duì)環(huán)境影響的差異，僅能判斷各因變量同比例的影響。在此基礎(chǔ)上，Dietz等（1994）[10]解決了該模型的局限性，建立了更一般化的隨機(jī)模型—STIRPAT方程式，即：

其中，α代表模型的系數(shù)，a、b、c代表各影響因素的指數(shù)，μ代表隨機(jī)誤差項(xiàng)，對(duì)方程式（2）取對(duì)數(shù)，得到方程式：

此時(shí)該方程式的回歸系數(shù)表示各影響因素與環(huán)境影響之間的彈性關(guān)系。上述模型根據(jù)研究需要可以加入其他解釋變量，更加具有靈活性，為研究人口數(shù)量、人均財(cái)富程度以及技術(shù)等對(duì)環(huán)境的影響提供了理論基礎(chǔ)。

通常下用GDP或GNP代表財(cái)富程度，但由于財(cái)富程度與消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)環(huán)境產(chǎn)生復(fù)雜的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)財(cái)富程度的概念進(jìn)行了拓展，如鐘興菊等（2016）[11]提出財(cái)富程度具有社會(huì)屬性的，是由消費(fèi)習(xí)慣、消費(fèi)結(jié)構(gòu)以及生活方式等因素共同影響的。由此可見(jiàn)，財(cái)富程度因素A是一個(gè)包括消費(fèi)變量在內(nèi)的多維度變量，根據(jù)本文研究主題的需要，可假設(shè)人均財(cái)富程度A是人均消費(fèi)C j的函數(shù)，表達(dá)式為A j=f(C j,O j)，其中O j代表除人均消費(fèi)C j以外的其他影響因素，包括預(yù)期收入、資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)以及資產(chǎn)價(jià)格等。將人均消費(fèi)支出進(jìn)一步分解為不同類(lèi)型消費(fèi)支出比重之和，而消費(fèi)支出也是不同類(lèi)型消費(fèi)支出比重的函數(shù)，即C j=z(C ij)。將上式代入A j=f(C j,O j)，可以得到A j=f(C ij,O j)，當(dāng)i=1，2，3時(shí)表示三個(gè)階段消費(fèi)類(lèi)型（基本生活型、品質(zhì)享受型和娛樂(lè)發(fā)展型）支出與人均消費(fèi)支出的占比。由恩格爾定理可知當(dāng)基本生活型消費(fèi)等較低等級(jí)消費(fèi)支出比重的降低，消費(fèi)結(jié)構(gòu)將更加優(yōu)化。而人均財(cái)富程度的提高將意味著人均消費(fèi)支出不斷增加，居民消費(fèi)等級(jí)不斷優(yōu)化，品質(zhì)享受型與娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)支出比例將隨之增加，將對(duì)居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生較大影響。

將公式（3）進(jìn)行STIRPAT模型變換為：

其中，MSW jt代表城市生活垃圾產(chǎn)生量，POP jt代表人口數(shù)量規(guī)模，X jt代表對(duì)城市垃圾產(chǎn)生量有影響的一組控制變量，包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、平均家庭規(guī)模、總撫養(yǎng)比以及城市化率與其二次項(xiàng)，εjt代表誤差項(xiàng)。

為了檢驗(yàn)不同類(lèi)型的消費(fèi)結(jié)構(gòu)與城市生活垃圾產(chǎn)生量之間的曲線(xiàn)關(guān)系，將引入不同類(lèi)型的消費(fèi)結(jié)構(gòu)二次項(xiàng)，公式（4）加入消費(fèi)結(jié)構(gòu)二次項(xiàng)如下：

在同等人口數(shù)量情況下，不同類(lèi)型消費(fèi)品的邊際消費(fèi)傾向可能產(chǎn)生不同消費(fèi)結(jié)構(gòu)組合。當(dāng)消費(fèi)支出傾向于綠色而簡(jiǎn)易包裝的消費(fèi)品時(shí)，將帶來(lái)較少的城市生活垃圾產(chǎn)生量，從而將改善環(huán)境質(zhì)量。所以，為了研究人口數(shù)量如何通過(guò)不同消費(fèi)結(jié)構(gòu)組合對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量產(chǎn)生影響，在公式（5）基礎(chǔ)上引入反映人口數(shù)量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)相互影響的交叉項(xiàng)進(jìn)行分析，進(jìn)一步擴(kuò)展為公式（6）：

其中P OP×C i代表人口數(shù)量規(guī)模與第i類(lèi)消費(fèi)支出比重的交互項(xiàng)。

考慮到一個(gè)區(qū)域的人口數(shù)量和消費(fèi)情況不僅對(duì)本地區(qū)的生活垃圾產(chǎn)生量帶來(lái)影響，也會(huì)通過(guò)多種途徑對(duì)周邊地區(qū)產(chǎn)生影響，本文采用空間面板計(jì)量模型來(lái)驗(yàn)證人口數(shù)量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響。由于空間面板杜賓模型（SPDM）同時(shí)包括因變量和自變量的空間自相關(guān)檢驗(yàn)，既可以探討本地區(qū)自變量對(duì)因變量的影響，也可以分析周?chē)貐^(qū)自變量和因變量對(duì)其產(chǎn)生的影響，其中空間滯后、誤差模型和面板擴(kuò)展模型等可以看作是空間面板杜賓模型的特別表達(dá)式。所以，構(gòu)建人口數(shù)量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量影響的空間面板杜賓模型：

其中，l代表省份，t代表年份，n代表向量Y包含元素的數(shù)量，ρ代表空間回歸系數(shù)，ωjt代表空間權(quán)重矩陣，βjk代表線(xiàn)性回歸系數(shù)向量，θj代表個(gè)體固定效應(yīng)，υt代表實(shí)踐固定效應(yīng)，ξjt代表誤差項(xiàng)。當(dāng)Y=（POP，Ci，X）時(shí)，公式（7）拓展為公式（4）的空間杜賓模型，記作Model1；當(dāng)Y=（POP，Ci，Ci 2，X）時(shí)，公式（7）拓展為公式（5）的空間杜賓模型，記作Model2；當(dāng)Y=（POP，POP×Ci，Ci 2，X）時(shí)，公式（7）拓展為公式（6）的空間杜賓模型，記作Model3。

（二）數(shù)據(jù)來(lái)源

本文實(shí)證模型涉及的因變量和自變量如下，（1）城市生活垃圾產(chǎn)生量（MSW）：采用各省份城鎮(zhèn)生活垃圾清運(yùn)量來(lái)表示；（2）人口數(shù)量（POP）：用各省份年末人口總數(shù)來(lái)表示；（3）消費(fèi)結(jié)構(gòu)（Ci）：采用不同類(lèi)型消費(fèi)支出與消費(fèi)支出總額的比重表示。對(duì)不同類(lèi)型消費(fèi)支出的界定采用陳建寶等（2013）[12]與姜淼等（2013）[13]的研究方法，將消費(fèi)結(jié)構(gòu)分為三個(gè)階段，分別為基本生活型消費(fèi)（包括食品煙酒、衣著、居住以及其他用品與服務(wù)）、品質(zhì)享受型消費(fèi)（包括生活用品與服務(wù)、交通通信以及醫(yī)療保?。┖蛫蕵?lè)發(fā)展型消費(fèi)（教育文化娛樂(lè)）。

控制變量，是指公式中影響城市生活垃圾產(chǎn)生量的其他變量。（1）經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（GDP）：用各省份人均GDP來(lái)表示；（2）平均家庭規(guī)模（FAM）：采用平均每戶(hù)人口數(shù)量表示；（3）總撫養(yǎng)比（DEP）：采用人口總體中未達(dá)到勞動(dòng)年齡人口數(shù)量與到達(dá)勞動(dòng)年齡人口數(shù)量比重計(jì)算值表示；（4）城市化率與其二次項(xiàng)（URB、URB2）：采用各省份城鎮(zhèn)人口數(shù)量與總?cè)丝跀?shù)量之比計(jì)算值表示。

本文選取2000～2019年中國(guó)大陸30省份（由于數(shù)據(jù)的不可獲得性，剔除西藏）20年的面板數(shù)據(jù)，具體指標(biāo)值來(lái)源于各年份《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》與各省份統(tǒng)計(jì)年鑒。

三、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）空間自相關(guān)檢驗(yàn)

考慮到地理位置相鄰，各省份城市生活垃圾產(chǎn)生量之間可能存在空間自相關(guān)，本文采用莫蘭指數(shù)I測(cè)算空間自相關(guān)性。莫蘭指數(shù)一般用來(lái)檢驗(yàn)觀(guān)測(cè)主體與其空間滯后項(xiàng)的相關(guān)性，取值在-1到1之間。小于0表示具有負(fù)的空間自相關(guān)性，即低數(shù)值與高數(shù)值鄰近；大于0表示具有正的空間自相關(guān)性，即低數(shù)值與低數(shù)值鄰近或高數(shù)值與高數(shù)值鄰近，接近0或等于0表示不具有自相關(guān)性，存在隨機(jī)的空間分布。

借鑒前人（Madariaga等，2007）[14]研究方法并結(jié)合本文的研究主題，構(gòu)建反向的距離空間權(quán)重矩陣如下：

其中，dlk表示省份l和k之間的球面距離。

利用Stata14.1軟件檢驗(yàn)各變量之間可能存在的空間自相關(guān)程度。結(jié)果顯示，在2000～2019年之間各省份城市生活垃圾產(chǎn)生量與不同類(lèi)型消費(fèi)存在顯著的正空間自相關(guān)性，說(shuō)明各省份城市生活垃圾產(chǎn)生量與消費(fèi)結(jié)構(gòu)的空間分布存在相關(guān)性，并不是隨機(jī)的；而人口數(shù)量變量則不具有空間自相關(guān)性，這符合我國(guó)各省份基本情況。

（二）空間杜賓模型分析

表1給出了空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果，其中Model1-1是只針對(duì)人口數(shù)量因素進(jìn)行回歸的結(jié)果，Model1-2到Model1-4是分別針對(duì)基本生活型消費(fèi)、品質(zhì)享受型消費(fèi)和娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)單獨(dú)進(jìn)行回歸的結(jié)果，Model1-5是將人口數(shù)量因素與三種消費(fèi)類(lèi)型同時(shí)納入模型進(jìn)行回歸的結(jié)果?？傮w上看，Model1-1到Model1-4中的空間自相關(guān)系數(shù)ρ為正且具有顯著性，表明各省份城市生活垃圾產(chǎn)生量在空間分布上具有正相關(guān)性，即相鄰省份城市生活垃圾產(chǎn)生量減少也會(huì)影響本省份相應(yīng)的減少，可能由于消費(fèi)習(xí)慣以生活方式的擴(kuò)散等，基本符合現(xiàn)實(shí)情況。

單獨(dú)分析人口數(shù)量因素與城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響，具體結(jié)果見(jiàn)表1中Model1-1。人口數(shù)量因素系數(shù)為正且在5%水平上顯著，說(shuō)明人口數(shù)量的增長(zhǎng)將帶來(lái)更多的城市生活垃圾產(chǎn)生量。造成上述情況有以下原因，一是近年來(lái)我國(guó)城市化進(jìn)程加劇，大量人口涌入城市，伴隨著城市人口數(shù)量規(guī)模不斷擴(kuò)大，城市居民衣食住行需求隨之增加，將導(dǎo)致城市生活垃圾產(chǎn)生量不斷增加；二是我國(guó)在全面建成小康社會(huì)方面取得了決定性進(jìn)展，人民生活水平日益提高，消費(fèi)習(xí)慣和生活方式也發(fā)生巨大的變化，一些不合理、浪費(fèi)的消費(fèi)方式也相繼出現(xiàn)，將帶來(lái)城市生活垃圾產(chǎn)生量的增加。需要進(jìn)一步分析消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響。

分別考察不同類(lèi)型的消費(fèi)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響，結(jié)果見(jiàn)表1中的Model1-2到Model1-4?；旧钚拖M(fèi)系數(shù)為負(fù)，但對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響不顯著；品質(zhì)享受型消費(fèi)系數(shù)為正且顯著，即品質(zhì)享受型消費(fèi)支出在消費(fèi)支出總額的比重越高，城市生活垃圾產(chǎn)生量增加越快；娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)系數(shù)為負(fù)并在1%的顯著水平上顯著，說(shuō)明擴(kuò)大娛樂(lè)消費(fèi)支出比例可以有效降低城市生活垃圾產(chǎn)生量。這是因?yàn)槠焚|(zhì)享受型消費(fèi)支出主要用于購(gòu)買(mǎi)電子產(chǎn)品以及中、大型工業(yè)品，這些消費(fèi)品一般通過(guò)網(wǎng)購(gòu)等途徑購(gòu)買(mǎi)，產(chǎn)品包裝過(guò)度將帶來(lái)大量生活垃圾；再次，品質(zhì)享受型消費(fèi)由于不存在保質(zhì)期的約束以及更新替代較快，更容易產(chǎn)生過(guò)度消費(fèi)的現(xiàn)象。而娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)支出主要購(gòu)買(mǎi)服務(wù)為主，用于投資自我發(fā)展以及滿(mǎn)足精神生活的需求，這種消費(fèi)支出的擴(kuò)大將不會(huì)增加生活垃圾產(chǎn)生量；另外，娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)支出也包括文化教育方面，這種消費(fèi)支出的擴(kuò)大將提升居民生態(tài)環(huán)境保護(hù)意識(shí)，更加傾向于選擇理性的消費(fèi)方式以及購(gòu)買(mǎi)綠色包裝的消費(fèi)品。表1中的Model1-5表示人口數(shù)量因素與消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的共同影響，可以發(fā)現(xiàn)基本生活型消費(fèi)系數(shù)由負(fù)數(shù)變?yōu)檎龜?shù)，且由不顯著變?yōu)轱@著，其余變量的符號(hào)與顯著性與單獨(dú)檢驗(yàn)時(shí)具有一致性。其原因是伴隨著經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，居民生活質(zhì)量不斷提升，基本生活型消費(fèi)品中的一次性商品銷(xiāo)量劇增，并且出現(xiàn)了過(guò)度包裝等資源浪費(fèi)的現(xiàn)象。

表1 空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

考察控制變量對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響，發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，說(shuō)明隨著居民收入的提高，對(duì)物質(zhì)享受的追求不斷增加，導(dǎo)致了城市生活垃圾產(chǎn)生量劇增?？倱狃B(yǎng)比因素對(duì)生活垃圾產(chǎn)生量的影響是顯著負(fù)相關(guān)的，說(shuō)明生活垃圾產(chǎn)生量將因?yàn)榧彝シ莿趧?dòng)人口數(shù)量的增加而相應(yīng)減少。家庭規(guī)模因素系數(shù)為正，且在1%的顯著性水平上顯著，說(shuō)明城市生活垃圾產(chǎn)生量將伴隨著城市家庭人口數(shù)量的增加也相應(yīng)增加，這與Jenkins等（2003）[15]提出的家庭規(guī)模對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)等結(jié)論相悖。結(jié)合家庭規(guī)模與總撫養(yǎng)比因素分析，家庭規(guī)模對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)主要取決于家庭中非勞動(dòng)人口數(shù)量的增加，可能因?yàn)榧彝シ莿趧?dòng)人口的增加將降低家庭平均收入，家庭消費(fèi)方式更加傾向于量販?zhǔn)桨b、家庭套裝等商品。而在我國(guó)，家庭規(guī)模對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響不具有規(guī)模經(jīng)濟(jì)可能是因?yàn)榧彝ト丝跀?shù)量的增加主要來(lái)源于家庭勞動(dòng)人口的增加，并沒(méi)有降低家庭平均收入，也沒(méi)有改變?cè)械募彝ハM(fèi)方式，所以生活垃圾產(chǎn)生量并沒(méi)有減少。城市化率變量的一次項(xiàng)系數(shù)為正且顯著的，但二次項(xiàng)系數(shù)只有在娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)情景下呈現(xiàn)出顯著負(fù)相關(guān)，表現(xiàn)為“倒U”曲線(xiàn)，意味著只有在娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)主導(dǎo)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)下，城市生活垃圾產(chǎn)生量不斷增加，當(dāng)城市化率達(dá)到一定水平，生活垃圾產(chǎn)生量將隨著城市化的擴(kuò)大而減少。在其他階段消費(fèi)主導(dǎo)的消費(fèi)結(jié)構(gòu)情景下，城市生活垃圾產(chǎn)生量與城市化的曲線(xiàn)關(guān)系不能確定，需要進(jìn)一步加入不同類(lèi)型消費(fèi)結(jié)構(gòu)的二次項(xiàng)進(jìn)入驗(yàn)證，具體結(jié)構(gòu)見(jiàn)表2。

表2 消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響

表2中Model2-1到2-3分別是加入三個(gè)階段消費(fèi)結(jié)構(gòu)二次項(xiàng)的實(shí)證結(jié)果。結(jié)果顯示基本生活型、品質(zhì)享受型消費(fèi)一次項(xiàng)系數(shù)為正數(shù)，二次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)數(shù)，且均具有顯著性，呈現(xiàn)出“倒U”曲線(xiàn)關(guān)系，其曲線(xiàn)拐點(diǎn)分別是66.93%和34.48%，意味著當(dāng)基本生活型消費(fèi)與品質(zhì)享受型消費(fèi)支出的不斷擴(kuò)大，城市生活垃圾產(chǎn)生量先增加后減少。導(dǎo)致這一結(jié)果的原因是，在早期階段人們?yōu)榱藵M(mǎn)足物質(zhì)生活的需求，增加物質(zhì)資料消費(fèi)支出從而導(dǎo)致生活垃圾產(chǎn)生量不斷劇增，當(dāng)基本生活型消費(fèi)和品質(zhì)享受型消費(fèi)支出占比分別達(dá)到消費(fèi)支出總額的66.93%和34.48%，生活垃圾產(chǎn)生量達(dá)到最大值，而隨著經(jīng)濟(jì)水平的不斷提高而環(huán)境質(zhì)量不斷下降，一方面技術(shù)進(jìn)步將促使綠色包裝技術(shù)等環(huán)境友好型技術(shù)不斷成熟，將有效降低生活垃圾產(chǎn)生量，另一方面政府頒布相關(guān)政策法規(guī)對(duì)環(huán)境治理初顯成效，將對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的增加產(chǎn)生抑制作用。然而，娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)二次項(xiàng)系數(shù)變得不再具有顯著性，而表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)性，說(shuō)明娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)支出占比越大，生活垃圾產(chǎn)生量將越少。

2000～2019年間，我國(guó)基本生活型消費(fèi)支出比重的平均值是61.33%，大多數(shù)省份都已經(jīng)跨越拐點(diǎn)66.93%，處于“倒U”曲線(xiàn)的下降通道，這意味著現(xiàn)階段基本生活型消費(fèi)支出已經(jīng)不是造成我國(guó)城市生活垃圾產(chǎn)生量增加的主要原因。我國(guó)現(xiàn)階段各省份城市化差異化較大，城市化水平較高的省份憑借高收入水平的收入效應(yīng)，將促使居民消費(fèi)水平不斷上升，消費(fèi)能力不斷提高，消費(fèi)領(lǐng)域不斷拓寬，從而間接促進(jìn)消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)（付波航等，2013）[16]。對(duì)于上海、北京、廣東等城市化水平較高的省份，品質(zhì)享受型消費(fèi)支出已經(jīng)跨越臨界點(diǎn)34.48%，由于技術(shù)進(jìn)步與較高資源利用率的作用，城市生活垃圾產(chǎn)生量隨著品質(zhì)享受型支出的增加而減少；但對(duì)于青海、甘肅、貴州等城市化水平較低的省份，品質(zhì)享受型消費(fèi)支出比重仍逐步接近臨界點(diǎn)，還沒(méi)有跨越最優(yōu)均衡點(diǎn)，未能發(fā)揮城市化進(jìn)程帶來(lái)的抑制城市生活垃圾產(chǎn)生量的作用。

（三）進(jìn)一步檢驗(yàn)分析

為了討論人口數(shù)量因素如何通過(guò)三種不同類(lèi)型的消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量產(chǎn)生的影響，將人口數(shù)量因素與3種不同類(lèi)型的消費(fèi)交叉項(xiàng)納入模型進(jìn)行實(shí)證回歸分析，具體結(jié)果見(jiàn)表3。在Model3-1中，基本生活型消費(fèi)變量的回歸系數(shù)為正但不顯著，而交互項(xiàng)回歸系數(shù)為負(fù)，在10%的顯著性水平上顯著。在Model3-2中，品質(zhì)享受型消費(fèi)變量的回歸系數(shù)顯著為正，但其交互項(xiàng)并不顯著，說(shuō)明現(xiàn)階段人口數(shù)量因素與品質(zhì)享受型消費(fèi)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量并沒(méi)有產(chǎn)生影響，品質(zhì)享受型消費(fèi)單獨(dú)對(duì)其產(chǎn)生影響。在Model3-3中，娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)與其交互項(xiàng)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響是顯著正相關(guān)的。

表3 人口數(shù)量在三種消費(fèi)結(jié)構(gòu)下對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響

考慮到基本生活型消費(fèi)與娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)交互項(xiàng)的顯著性，結(jié)合表3實(shí)證結(jié)果，人口數(shù)量因素對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的偏效應(yīng)可以表示如下：

公式（10）恒大于0，這意味著基本生活型消費(fèi)支出比重的增加將加劇人口數(shù)量規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量增加的促進(jìn)作用；通過(guò)公式（11）可以發(fā)現(xiàn)，娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)支出占比的增加將有效抑制人口數(shù)量規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量增加的影響。

綜上，不同類(lèi)型的消費(fèi)從較低等級(jí)的基本生活型消費(fèi)、品質(zhì)享受型消費(fèi)到較高等級(jí)的娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)這一消費(fèi)升級(jí)過(guò)程中，人口數(shù)量規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響由負(fù)向的逐漸轉(zhuǎn)為正向的。這是因?yàn)樵谳^低等級(jí)的基本生活型消費(fèi)和品質(zhì)享受型消費(fèi)情景下，物質(zhì)享受資料不斷增多，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高，更加劇對(duì)物質(zhì)享受的追求并出現(xiàn)物質(zhì)浪費(fèi)的現(xiàn)象，導(dǎo)致了城市生活垃圾產(chǎn)生量劇增；直到消費(fèi)結(jié)構(gòu)逐漸升級(jí)到較高等級(jí)的娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)，消費(fèi)活動(dòng)的外部效應(yīng)從外部不經(jīng)濟(jì)向外部經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)移，從而人口數(shù)量規(guī)模的擴(kuò)大將有效抑制城市生活垃圾產(chǎn)生量的增加，從而改善了環(huán)境質(zhì)量。所以，提高服務(wù)業(yè)比重以及加強(qiáng)發(fā)展教育事業(yè)尤其是生態(tài)環(huán)境保護(hù)教育，將有效抑制生活垃圾產(chǎn)生量的增加，從而提升了城市生態(tài)環(huán)境的質(zhì)量。再次，可以發(fā)現(xiàn)單獨(dú)考慮人口數(shù)量因素或不同類(lèi)型的消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響，其影響程度是較弱的；而將兩個(gè)變量結(jié)合一起進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，其影響效果更加明顯。因此，對(duì)城市居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化將有效緩解人口數(shù)量規(guī)模不斷擴(kuò)大帶來(lái)的環(huán)境問(wèn)題。

四、結(jié)論與建議

本文基于2000～2019年省級(jí)行政區(qū)的面板數(shù)據(jù)，采用面板數(shù)據(jù)的空間杜賓模型針對(duì)人口數(shù)量和不同類(lèi)型消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響進(jìn)行實(shí)證分析，得到以下結(jié)論：

1.人口數(shù)量規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量增加的外部不經(jīng)濟(jì)性將大于其外部經(jīng)濟(jì)性。

2.不同類(lèi)型消費(fèi)結(jié)構(gòu)與城市生活垃圾產(chǎn)生量的曲線(xiàn)關(guān)系并不是簡(jiǎn)單的線(xiàn)性關(guān)系，較低等級(jí)的基本生活型消費(fèi)和品質(zhì)享受型消費(fèi)與生活垃圾產(chǎn)生量呈現(xiàn)出“倒U”的曲線(xiàn)關(guān)系，其曲線(xiàn)拐點(diǎn)分別是66.93%和34.48%，當(dāng)基本生活型消費(fèi)與品質(zhì)享受型消費(fèi)支出的不斷擴(kuò)大，城市生活垃圾產(chǎn)生量先增加后減少。而較高等級(jí)的娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)支出比重增加將有效抑制城市生活垃圾產(chǎn)生量的增加。

3.人口數(shù)量因素只有與娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)的交互作用才能有效緩解城市生活垃圾產(chǎn)生量的增加。不同類(lèi)型的消費(fèi)從較低等級(jí)的基本生活型消費(fèi)、品質(zhì)享受型消費(fèi)逐漸升級(jí)到較高等級(jí)的娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)，人口數(shù)量規(guī)模的擴(kuò)大對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的影響由負(fù)向的逐漸轉(zhuǎn)為正向的。

本文的政策建議主要包括以下幾個(gè)方面：

第一，關(guān)注不同類(lèi)型的消費(fèi)結(jié)構(gòu)對(duì)城市生活垃圾產(chǎn)生量的不同影響，應(yīng)當(dāng)發(fā)揮娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)對(duì)降低城市生活垃圾產(chǎn)生量的作用。地方政府因地制宜制定消費(fèi)政策引導(dǎo)文化教育服務(wù)方面的消費(fèi)，倒逼現(xiàn)階段消費(fèi)結(jié)構(gòu)升級(jí)優(yōu)化，彌補(bǔ)人口規(guī)模擴(kuò)張對(duì)生態(tài)環(huán)境造成的負(fù)面影響，緩解環(huán)境承載力不足的現(xiàn)狀。再者，及時(shí)調(diào)整不同類(lèi)型消費(fèi)品的供給結(jié)構(gòu)。隨著人民生活水平的不斷提高，對(duì)文化產(chǎn)業(yè)、旅游娛樂(lè)、教育等方面的需求也隨之提高，這就要求供給端增大對(duì)娛樂(lè)發(fā)展型產(chǎn)業(yè)的投入，調(diào)整供給結(jié)構(gòu)，優(yōu)化相關(guān)產(chǎn)業(yè)與服務(wù)，完善娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)產(chǎn)品質(zhì)量。

第二，逐步推進(jìn)由低等級(jí)的基本生活型消費(fèi)、品質(zhì)享受型消費(fèi)升級(jí)到高等級(jí)的娛樂(lè)發(fā)展型消費(fèi)，對(duì)某些特殊消費(fèi)品進(jìn)行適當(dāng)?shù)墓苤疲瑴p輕基本生活型和品質(zhì)享受型消費(fèi)增長(zhǎng)對(duì)生態(tài)環(huán)境產(chǎn)生的壓力。大力發(fā)展服務(wù)業(yè)與文化教育事業(yè)，尤其是生態(tài)環(huán)境保護(hù)教育，提升居民的生態(tài)文明素養(yǎng)，培養(yǎng)公眾回收利用觀(guān)念，引導(dǎo)居民對(duì)消費(fèi)品的循環(huán)使用以及對(duì)生活廢水和廢棄物的二次利用，注意對(duì)生活消費(fèi)品的保養(yǎng)和維護(hù)，減少資源浪費(fèi)。

第三，通過(guò)刺激消費(fèi)來(lái)推動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展應(yīng)考慮對(duì)生態(tài)環(huán)境的影響，倡導(dǎo)適度消費(fèi)、綠色消費(fèi)，避免浪費(fèi)，提高公眾環(huán)保意識(shí)。轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的消費(fèi)觀(guān)念，反對(duì)奢侈浪費(fèi)等不合理的消費(fèi)行為，建立綠色健康、可持續(xù)的消費(fèi)模式，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護(hù)的雙贏(yíng)。此外，利用廣播、電視和網(wǎng)絡(luò)等媒體平臺(tái)向公眾宣傳綠色理性消費(fèi)，積極引導(dǎo)公眾參與城市生態(tài)環(huán)境建設(shè)活動(dòng)。