何汶峰,鄭 宇,劉蓓蓓,2*,張 炳

垃圾分類政策對垃圾焚燒大氣污染排放的影響

何汶峰1,鄭 宇1,劉蓓蓓1,2*,張 炳1

(1.南京大學環(huán)境學院,污染控制與資源化研究國家重點實驗室,江蘇 南京 210023；2.南京大學-約翰斯· 普金斯大學中美文化研究中心,江蘇 南京 210093)

基于江浙滬三省(市)垃圾焚燒發(fā)電廠2018～2019年的3種大氣污染物逐日排放數(shù)據(jù),運用雙重差分法,通過比較上海市垃圾分類政策實施前后焚燒廢氣變化,定量估計了垃圾分類的政策影響并開展了政策效應的穩(wěn)健性檢驗.研究發(fā)現(xiàn),實施垃圾分類雖然促進了SO2旬均排放濃度顯著下降1.49mg/m3(降幅13.8%),但也導致NO的旬均排放濃度上升5.96mg/m3(增幅4.1%),且NO的排放存在明顯的”節(jié)假日效應”,節(jié)假日每增加1d,旬均濃度上升3.32mg/m3.TSP排放濃度未發(fā)生顯著變化.此外,3種污染物排放濃度變異系數(shù)的下降,說明分類后垃圾組分均質(zhì)性的提高降低了排放波動.基于研究結(jié)果從垃圾焚燒排放標準,技術(shù)改進和垃圾分類政策制定三方面提供了固廢管理的政策建議.

垃圾分類；垃圾焚燒；雙重差分法；大氣污染物

隨著我國城市化步伐的加快,人口日益增長,妥善處理倍增的生活垃圾成為社會經(jīng)濟綠色發(fā)展中的迫切需求[1].在垃圾處置的前端環(huán)節(jié),實施分類清運收集,不僅可以實現(xiàn)垃圾減量化,還可回收資源,提高處理效率[2].在末端處理環(huán)節(jié),焚燒處置兼具回收熱能,減容減量,處理速度快,占地面積小等優(yōu)點[3],從多種垃圾無害化處理方式中脫穎而出.”十三五”期間,全國還有近一半的城市尚未建成焚燒設施,垃圾焚燒處理能力仍有較大缺口.因此,完善垃圾分類設施體系,推進生活垃圾焚燒設施建設已成為我國生活垃圾處理工作的主要任務[4].

然而,實施垃圾分類將改變進爐垃圾的體量和理化特性[2],可能會對現(xiàn)有垃圾焚燒發(fā)電工藝造成影響[5].研究證實城市垃圾燃燒凈熱值與水分近似呈線性負相關(guān)關(guān)系[6-7].相較于混合垃圾,干垃圾含水率明顯下降,燃燒熱值大幅提高[8],焚燒過程中因水分蒸發(fā)吸收帶走的熱量減少,由此增加的熱負荷可能影響焚燒爐的安全運行[9].除此以外,由于垃圾組成的復雜性,焚燒過程中會產(chǎn)生多種類型的污染物(顆粒物,酸性氣體,有機劇毒性污染物等),分類政策亦可能帶來焚燒產(chǎn)物變化[10].例如,垃圾分類帶來的不可燃物比例下降,會減少焚燒產(chǎn)生的爐渣,飛灰[11].完成垃圾分類后,焚燒廠的臭氣量,滲濾液,重金屬含量均呈下降趨勢,極大地節(jié)約了”三廢”的處置成本;且由于垃圾組分更加簡單,鍋爐機組運行的穩(wěn)定性得到提高[12].已有研究主要通過實地調(diào)查或?qū)嶒炘O計的方式探究垃圾分類對焚燒體系安全性和經(jīng)濟性的影響,對相關(guān)污染物的濃度變化主要進行定性評估,側(cè)重于污染物的產(chǎn)生機理和關(guān)鍵控制因素.但由于調(diào)查實驗僅針對同一地區(qū)一個或幾個焚燒廠,實驗數(shù)據(jù)有限,研究結(jié)果的普適性難以保證.因此,在垃圾分類和垃圾焚燒得到大力推廣以及污染物排放標準漸趨嚴格的背景下,垃圾分類政策對焚燒廢氣的影響亟待開展進一步定量研究.

作為我國首個強制垃圾分類的城市,上海市自政策施行以來,在垃圾資源化,減量化等多個方面取得了顯著成效[13-14].本文將上海的強制垃圾分類政策作為準自然實驗,結(jié)合生活垃圾焚燒發(fā)電廠排口級別的日度大氣污染物(NO,SO2,TSP)排放濃度的面板數(shù)據(jù),構(gòu)建雙重差分模型來估計垃圾分類導致的焚燒廢氣排放變化.除了把常規(guī)的濃度均值,濃度對數(shù)值作為被解釋變量外,本文還引入了濃度的變異系數(shù),占標率以衡量排放的穩(wěn)定程度和垃圾的均質(zhì)性.研究結(jié)果可為未來排放標準的制定,分類政策的完善推廣以及焚燒廠的改造新建提供參考.

1 研究設計

1.1 數(shù)據(jù)來源及處理

1.1.1 垃圾焚燒發(fā)電廠自動監(jiān)測數(shù)據(jù) 使用的垃圾焚燒發(fā)電廠自動監(jiān)測數(shù)據(jù)來源于全國固定污染源煙氣排放連續(xù)監(jiān)測系統(tǒng)(CEMS).CEMS數(shù)據(jù)庫提供了2018～2019年全國垃圾焚燒廠各排口的NO, SO2,TSP日均排放濃度數(shù)據(jù),以及排放標準和部分企業(yè)信息.首先,對該數(shù)據(jù)集采用1(99)分位數(shù)截尾的方式剔除了離群觀測值;然后,將日度數(shù)據(jù)按旬,月求均值,得到旬均濃度和月均濃度(排放濃度的日際波動較大,故以旬,月為時間單位);同時,構(gòu)造了變異系數(shù)(濃度標準差/平均濃度),占標率(平均濃度/排放標準)兩個變量用于后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗.數(shù)據(jù)處理在軟件Stata 17.0中實現(xiàn).

1.1.2 氣象數(shù)據(jù) 生活垃圾的含水率受氣象條件的影響[15].為此,本文擬將市級的降水量和溫度作為控制變量放入雙重差分模型.歷史觀測氣象數(shù)據(jù)取自國家氣象科學數(shù)據(jù)中心提供的中國地面氣候資料日值數(shù)據(jù)集.該數(shù)據(jù)集涵蓋了中國內(nèi)地31個省(直轄市/自治區(qū))的839個氣象站點2018～2019年每日20:00～次日20:00累計降水量(全天降水),日均溫,以及各氣象站點的經(jīng)緯度和海拔高度.本研究采用反距離插值法將站點數(shù)據(jù)插值為格點數(shù)據(jù),再匯總到市級行政區(qū)劃,進而得到江浙滬地區(qū)各地級市的逐日氣象數(shù)據(jù).最后以旬(月)為單位求得降水和溫度的均值.

1.1.3 節(jié)假日數(shù)據(jù) 一定程度上講,城市居民在休息日和工作日的消費差異會影響生活垃圾的產(chǎn)生量及其組分構(gòu)成.為控制垃圾焚燒的節(jié)假日效應,本研究將2018～2019年各天轉(zhuǎn)換成是否為節(jié)假日的虛擬變量,并按旬(月)求和得到一旬(月)內(nèi)的節(jié)假日天數(shù).此外,在經(jīng)過收集清運以及發(fā)酵干燥等預處理后,送入焚燒廠的生活垃圾可能在幾天后才用于焚燒[16],即是當日焚燒廢氣的排放與前幾日的垃圾組成相關(guān).為此,本文通過將當日的廢氣排放濃度與前幾日的氣象要素,節(jié)假日情況相匹配的方式檢驗這一滯后效應.

表1報告了所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果.可以發(fā)現(xiàn),在氣象數(shù)據(jù)方面,處理組和對照組并無明顯差異.處理組TSP和SO2的平均濃度低于對照組,而處理組NO的排放濃度更高.但為了更準確地估計政策效果,還需要借助雙重差分的方法.

表1 變量描述性統(tǒng)計

注:大氣污染物排放數(shù)據(jù)來源于全國固定污染源煙氣排放連續(xù)監(jiān)測系統(tǒng),氣象數(shù)據(jù)來源于中國地面氣候資料日值數(shù)據(jù)集,時間跨度為2018-01-01～2019-12-31.

1.2 研究方法

1.2.1 雙重差分模型設定 雙重差分(DID)方法是政策效應評估的重要研究方法之一.由于它避免了政策作為解釋變量所存在的內(nèi)生性問題,且計量模型方法成熟,近年來得到了廣泛應用[17-19].其核心思路是:以是否實施該政策為標準將樣本劃分為處理組和對照組,然后將處理組某一指標在政策實施前后的平均差異與對照組該指標的平均差異之間的差距視為該政策對處理組的真實影響,即該項政策實施的實際效果[20].

將上海市垃圾分類政策的實施視為一次”準自然實驗”,選取上海市的8家垃圾焚燒發(fā)電廠(共24個排口)作為處理組.考慮到生活垃圾理化性質(zhì)受自然環(huán)境,氣候條件,城市規(guī)模,燃料結(jié)構(gòu),居民生活習俗,飲食習慣和經(jīng)濟發(fā)展水平等多方面的影響,且在垃圾清運過程中還可能存在相鄰省市的垃圾轉(zhuǎn)移[21],最終選取江蘇和浙江兩省共69個垃圾焚燒廠(208個排口)作為對照組.由于杭州,無錫在2019年末也施行了不同標準的垃圾分類,為避免對估計結(jié)果造成干擾,剔除了這兩市在實施分類后的觀測.在基準回歸中,僅選用了2019年的觀測數(shù)據(jù),后續(xù)的穩(wěn)健性檢驗中則需用到2018年的同期觀測.同時,為保證估計結(jié)果的穩(wěn)健性,進一步調(diào)整對照組的選取依據(jù),即將江浙24市按照其地理中心與上海市的距離(100km/200km/300km)分為了4個組別(圖1).

圖1 分組依據(jù)

圖中圓圈表示以上海市地理中心為圓心,100/200/300km為半徑的同心圓;圓點為各城市地理中心.由此,將江浙24市劃分為4個類別,用于后續(xù)的對照組更替

在變量選擇方面,與環(huán)境政策效果評估相關(guān)的研究一般著眼于污染物的排放總量和排放濃度變化,往往忽略了污染物的波動變化.垃圾分類實施后,各組分的含量更加穩(wěn)定[12],垃圾均質(zhì)性顯著提高,可能會導致廢氣污染物濃度波動程度的降低.因此,除了將常規(guī)的平均濃度,濃度對數(shù)值(表征濃度變化的百分比)作為被解釋變量外,本研究還構(gòu)造了濃度變異系數(shù)(排放濃度標準差/平均排放濃度)和占標率(平均排放濃度/排放標準)以衡量排放的穩(wěn)定程度.變異系數(shù)越小,則說明排放更加穩(wěn)定.對于解釋變量,本文主要設置了政策時間虛擬變量和組間虛擬變量交乘的雙重差分項,并增加了平均降水,平均溫度,節(jié)假日天數(shù)3個控制變量.同時,本文還考慮了組內(nèi)個體差異及個體在時間趨勢上的變化,在回歸中控制排口固定效應和時間固定效應[22-23].基于此,本研究構(gòu)建如下的DID模型以檢驗垃圾分類政策是否對焚燒廢氣的排放有明顯影響:

式中:被解釋變量Y表示焚燒爐在時期大氣污染物(NO,SO2,TSP)旬(月)平均排放濃度,平均濃度的對數(shù)值,占標率或變異系數(shù);post為判斷垃圾分類是否實施的時間虛擬變量,政策實施之后取值為1,否則為0;classification為政策分組虛擬變量,若焚燒爐受分類政策實施的影響,則屬于處理組,對應的classification取值為1,若不受影響,則屬于對照組,對應的classification取值為0;雙重差分估計量did= classification′post,是判斷垃圾分類政策對處理組真實政策效果的核心解釋變量,若垃圾分類促進了大氣污染物的減排,則其回歸系數(shù)1應顯著為負;X為降水,溫度,節(jié)假日天數(shù)等控制變量,防止因遺漏變量問題而導致的估計偏誤;δ為焚燒爐個體固定效應,用于控制樣本之間不可觀測的個體異質(zhì)性;ξ為時間固定效應,用于控制隨時間變化的不可觀測宏觀因素的影響;ε為隨機誤差項.標準誤聚類到排口層面.

1.2.2 平行趨勢檢驗 采用雙重差分的基本假設是,在沒有該政策的影響時,處理組和對照組的變化趨勢平行[24].否則,大氣污染物排放濃度的變化可能是由處理組和對照組之間的系統(tǒng)性差異造成的,并不能由垃圾分類政策的實施加以解釋.為此,本研究采用事件研究法進行平行趨勢檢驗[25],擬合出如下方程:

式中:被解釋變量Y,分組虛擬變量classification,控制變量X與式(1)中的含義相同.當時間取值為距離垃圾分類政策開始實施的第期時,bin為1,否則為0.同時,以政策實施節(jié)點的前一期(=-1)為參考,在回歸中將其省略,α為每一期的估計值.

2 實證分析

2.1 平行趨勢檢驗

使用DID的一個尤為重要的假設條件是通過平行趨勢檢驗,即處理組和對照組在政策發(fā)生前具有可比性[24].此外,該檢驗還可以反映在不同時段內(nèi)垃圾分類政策實施對焚燒廢氣影響的差異.為此,本文對分類政策的動態(tài)效應進行實證分析(圖2).結(jié)果表明,無論是使用旬尺度還是月尺度的平均濃度作為被解釋變量,得到的變化趨勢基本相似.在政策實施前(虛線左側(cè)),估計系數(shù)大多不顯著,說明處理組和對照組在分類之前的廢氣排放濃度不存在系統(tǒng)性差異,滿足平行趨勢假設.自政策實施后,處理組NO濃度持續(xù)上升,直到2019年年末才恢復到較低水平;SO2排放濃度估計系數(shù)顯著為負,說明垃圾分類促進了SO2的下降,且在9月,10月下降幅度最大.TSP濃度同樣呈現(xiàn)出下降趨勢.

圖2 平行趨勢檢驗

圖中描繪了事件研究估計數(shù)(空心小圓)和對應的95%置信區(qū)間(垂直虛線).圖a(d),b(e),c(f)分別表示以旬(月)均NO,SO2,TSP排放濃度為被解釋變量得到的估計結(jié)果.軸上的標注為垃圾分類后(前)的期數(shù)

2.2 基準回歸模型

通過擬合DID模型,得到了處理組相對于對照組垃圾焚燒廠大氣污染物旬均排放濃度的變化(表2).結(jié)果表明,施行垃圾分類后,上海市垃圾焚燒廠的3種大氣污染物排放情況均有變化,但趨勢并不相同.SO2,TSP的雙重差分系數(shù)均為負數(shù)(模型5～12),說明垃圾分類的實施對這兩種污染物產(chǎn)生了減排效果.其中,SO2的旬均排放濃度降低了1.71mg/m3(模型5),降幅為13.8%(模型8),依次引入控制變量,時間固定效應,個體固定效應后,結(jié)果仍然能通過1%的顯著性水平檢驗(模型6,7).TSP平均排放濃度降低了2.2%(模型12),但并不具有統(tǒng)計意義上的顯著性.上述結(jié)果與任中山等[26]指出的垃圾分類后焚燒煙氣中顆粒物,酸性氣體濃度下降相一致.然而,NO雙重差分項的估計系數(shù)均為正(模型1～3),考慮氣象條件和節(jié)假日效應后估計系數(shù)大小有所變化,但依然在10%的顯著性水平上具有正向作用.在排除其它影響因素后,實施垃圾分類使得NO的平均排放濃度顯著上升了5.96mg/m3,增幅為4.1%.此外,節(jié)假日天數(shù)對NO的產(chǎn)生有顯著正向作用,節(jié)假日天數(shù)每增加1d,NO的平均濃度上升3.32mg/m3.氣象因素可能通過降水和蒸發(fā)直接改變進爐垃圾的含水率,但在回歸結(jié)果中未見旬均溫和旬均降水對3種污染物的排放產(chǎn)生顯著影響.綜合表1的回歸結(jié)果,自上海市實施垃圾分類后, SO2,TSP濃度有所下降,這對降低煙氣的處置成本有積極作用,但NO濃度意料之外的顯著上升需要引起注意.

表2 焚燒廢氣中大氣污染物排放濃度的DID檢驗結(jié)果

注:每一縱列代表一個單獨的回歸.模型1～3,5～7,9～11分別表示以NO,SO2,TSP旬均濃度為被解釋變量的回歸結(jié)果,模型4,8,12表示以相應濃度的對數(shù)值作被解釋變量.其中,模型1,5,9運用混合OLS回歸進行估計,模型2,6,10在前者的基礎(chǔ)上引入了節(jié)假日天數(shù),旬均降水,旬均溫度3個控制變量,模型3,7,11進一步控制了個體和時間固定效應.***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著,括號里報告了經(jīng)穩(wěn)健性標準誤調(diào)整后的值.

2.3 污染物排放穩(wěn)定度的變化

表3報告了以排放濃度的變異系數(shù)和占標率為被解釋變量的DID估計結(jié)果.結(jié)果顯示,NO的旬度變異系數(shù)在分類政策實施后降低了0.02,且通過了1%的顯著性水平檢驗(模型1).SO2和TSP變異系數(shù)同樣為負(模型2,3),但并不顯著,說明實施分類后,3種大氣污染物的排放波動程度有所下降,焚燒系統(tǒng)運行的穩(wěn)定性得到提高.另外,節(jié)假日天數(shù)對3種污染物的變異系數(shù)大小均有顯著負面影響,說明節(jié)假日和工作日垃圾組成的差異是造成焚燒廢氣中污染物濃度波動的原因之一.對于占標率,3種大氣污染物的變化趨勢與平均濃度的趨勢基本一致(模型4,5,6),NO占標率顯著上升,SO2和TSP則明顯下降.因此實施垃圾分類有利于SO2,TSP的穩(wěn)定達標.然而,上海市垃圾焚燒廠NO的24h均值排放標準為200mg/m3,低于江浙兩省大多數(shù)焚燒廠執(zhí)行的250mg/m3國控標準,但平均排放濃度卻明顯高于對照組(表1),且在實施垃圾分類后濃度進一步上升,這對于未來的提標工作提出了較大挑戰(zhàn).

表3 大氣污染物濃度變異系數(shù)和占標率的DID檢驗結(jié)果

注:每一縱列代表一個單獨的回歸.模型1～3表示以排放濃度變異系數(shù)為被解釋變量的回歸結(jié)果,模型4～6表示以排放占標率為被解釋變量的回歸結(jié)果.***?**和*分別表示在1%?5%和10%的顯著性水平下顯著,括號里報告了經(jīng)穩(wěn)健性標準誤調(diào)整后的值.

3 穩(wěn)健性檢驗

為增強上述實證結(jié)果的可信度,進一步采用改變政策節(jié)點,重設對照組,對控制變量滯后處理的方式,對前述估計結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗.

3.1 政策節(jié)點的選取問題

表4 改變政策干預時間的穩(wěn)健性檢驗

注:每一縱列代表一個單獨的回歸.模型1,3,5以旬均濃度為被解釋變量,模型2,4,6表示以相應濃度的對數(shù)值作被解釋變量.***?**和*分別表示在1%?5%和10%的顯著性水平下顯著,括號里報告了經(jīng)穩(wěn)健性標準誤調(diào)整后的值.

為排除垃圾分類實施期間其它事件的干擾,增強前述結(jié)論的說服力,本節(jié)將垃圾分類時間點假定為2018年的7月1日,所有變量均替換為2018年的同期觀測值,估計結(jié)果如表4所示.結(jié)果表明,3種污染物政策效應的估計系數(shù)均為正且無一顯著,證明垃圾分類政策的實施導致了SO2和NO排放濃度的顯著變化.此外,NO排放中存在的節(jié)假日效應依然存在.上述結(jié)論保證了主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性.

3.2 重新設定對照組

江浙滬一帶的飲食習慣,居民收入,氣候條件等比較接近,因此生活垃圾理化性質(zhì)也較為相似.為此,按照各地級市地理中心到上海的距離重新劃分對照組進行穩(wěn)健性檢驗(表5).

結(jié)果表明,改變對照組后,估計結(jié)果與基準回歸結(jié)果一致.當對照組選取為100km以內(nèi)的焚燒廠,即選取蘇州,嘉興兩市的焚燒廠時,得到的估計系數(shù)最大,NO(SO2)的平均排放濃度上升(下降)9.24 (1.96)mg/m3,而TSP的濃度變化依然不顯著.氣象因素也未對排放情況產(chǎn)生顯著影響.上述結(jié)果進一步說明基準估計結(jié)果具有可靠性.

表5 調(diào)整對照組后的穩(wěn)健性檢驗

注:每一縱列代表一個單獨的回歸.被解釋變量為旬均濃度,100km(200km/300km)內(nèi)表示以距離上海市中心100km(200km/300km)內(nèi)的城市為對照組.***?**和*分別表示在1%?5%和10%的顯著性水平下顯著,括號里報告了經(jīng)穩(wěn)健性標準誤調(diào)整后的值.

3.3 當日排放情況與前幾日的控制變量相匹配

新鮮垃圾送入垃圾焚燒廠后,通常需要在貯坑中堆放3～5d才可以焚燒[16],因此當日焚燒廢氣的排放濃度與前幾日的垃圾組分相關(guān)性更大.基于此,對控制變量滯后處理后,檢驗結(jié)果如表6所示.對于NO,將當日排放濃度與6d前(第7列)的控制變量匹配后,政策效應估計系數(shù)最大,且在5%的水平下顯著,增幅相對于未加滯后項(第1列)高出了一個百分點.對于SO2,把控制變量滯后4,5d (第5,6列),下降幅度最大.上述結(jié)果表明,生活垃圾入廠后,可能需要3～6d時間的預處理,這與垃圾焚燒廠的實際處理流程一致.此外,對控制變量滯后處理后得到的估計系數(shù),雖然在數(shù)值上有所差異,但變化趨勢基本相似,也證明了主回歸結(jié)果的穩(wěn)健性.

表6 對控制變量滯后處理的穩(wěn)健性檢驗

注:每一個單元格為一個單獨的回歸,對應的數(shù)值為該回歸的雙重差分系數(shù).被解釋變量為3種大氣污染物的旬均濃度或濃度對數(shù)值,滯后d表示將當日的排放濃度與d前的控制變量相匹配.***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平下顯著,括號里報告了經(jīng)穩(wěn)健性標準誤調(diào)整后的值.

4 政策建議

自上海市正式執(zhí)行垃圾分類政策以后,熱值上升,排放穩(wěn)定度提高以及TSP,SO2濃度降低對于垃圾焚燒發(fā)電行業(yè)來說均是有利影響,但NO的排放濃度上升卻是不利的.未來隨著垃圾量的增多,焚燒占比的提高以及垃圾分類的普及推廣,由NO濃度上升造成的溫室氣體泄露問題值得關(guān)注.基于此,提出以下建議:

適當調(diào)整垃圾焚燒行業(yè)污染物排放標準.垃圾分類帶來的進爐垃圾組分均質(zhì)性提高,一定程度上降低了垃圾處理的難度,更加有利于TSP和SO2排放的穩(wěn)定達標.為此,可以適當?shù)靥岣哌@兩種大氣污染物的排放標準.針對NO濃度的增高,由于對脫硝工藝進行調(diào)整需要一定時間和資金的投入,排放標準可暫時保持不變.

從產(chǎn)生源頭和尾氣處理兩端減少NO的排放.在改造或新建焚燒爐時,應充分考慮爐壁的耐熱性能及控溫能力,通過增加焚燒爐的熱容量,余熱鍋爐受熱面,調(diào)整配風溫度等措施應對分類后垃圾燃燒熱值的大幅提升,減少因爐溫過高而產(chǎn)生的熱力型氮氧化物.在煙氣凈化環(huán)節(jié),著重提升脫硝能力,例如在常規(guī)脫硝工藝選擇性非催化還原法(SNCR)的基礎(chǔ)上增加有選擇性催化還原法(SCR)脫硝工藝和煙氣再循環(huán)工藝[27],以進一步控制氮氧化物的排放.

因地制宜地制定各地垃圾分類標準.不同地區(qū)應當結(jié)合當?shù)乩膶嶋H組成,體量和分布,制定有針對性的垃圾分類,回收利用,資源化處置政策,多管齊下,實現(xiàn)垃圾的高效無害化處理.最后從實踐中的成熟經(jīng)驗提取出全國適用的統(tǒng)一標準.

5 結(jié)論

5.1 實施垃圾分類以后,SO2平均濃度顯著下降了1.49mg/m3(降幅為13.8%).TSP濃度略有降低但并不顯著,這可能是由于相較于酸性氣體的煙氣凈化,顆粒物更易去除,垃圾焚燒廠TSP的排放得以始終維持在一個較低的水平.

5.2 NO平均濃度顯著上升了5.96mg/m3(增幅為4.1%),這給煙氣凈化系統(tǒng)中的脫硝環(huán)節(jié)帶來了更大壓力.升高的原因可能是熱值上升導致熱力型NO的增加,也不排除由于垃圾組分的改變導致進爐垃圾含氮量升高,有待進一步的理化性質(zhì)分析.

5.3 3種污染物排放變異系數(shù)的估計值均為負,表明分類后焚燒過程中的穩(wěn)定性有顯著提高.同時,節(jié)假日和工作日垃圾組成的顯著差異是造成焚燒廢氣中污染物濃度波動的原因之一.

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圖1

圖4(a)

圖4(c)

圖5

審圖號:GS(2016)1569號

本刊2021年41卷第1期發(fā)表的胡文佳等的論文《中國大陸沿岸造礁石珊瑚適生區(qū)及保護空缺分析》(P401～411),其中圖1、圖4(a)、圖4(c)、圖5內(nèi)容有誤,特此更正,并向廣大讀者致歉.

Effects of garbage classification on air pollutant emissions from garbage incineration.

HE Wen-feng1, ZHENG Yu1, LIU Bei-bei1,2*, ZHANG Bing1

(1.State Key Laboratory of Pollution Control & Resource Reuse School of Environment, Nanjing University, Nanjing 210023, China；2.The Johns Hopkins University-Nanjing University Center for Chinese and American Studies, Nanjing 210093, China),, 2022,42(5)：2433～2441

Based on the daily air pollutant emissions data from garbage incineration power plants in Jiangsu, Zhejiang and Shanghai during 2018～2019, difference-in-differences models were employed to quantitatively estimate the impact of Shanghai garbage classification policy on incineration exhaust, and a series of robustness tests were carried out. Although the emission concentration of SO2reduced by 1.49mg/m3(by 13.8%) after the implementation of garbage classification, that of NOincreased by 5.96mg/m3(by 4.1%). ”Holiday effect” existed: one more holiday resulted in a 3.32mg/m3increase in NOemission. Classificationdidn’t not show any significant influence on TSP emission. In addition, the decrease of the variation coefficient of pollutant concentrations indicated that the improvement of the garbage components homogenization reduced the emission fluctuation. Based on the research results, policy suggestions on solid waste management from the aspects of garbage incineration emission standard, technical improvement, and garbage classification formulation were provided.

garbage classification；garbage incineration；difference in difference；air pollutants

X823

A

1000-6923(2022)05-2433-09

何汶峰(1998-),男,四川南充人,碩士研究生,主要從事環(huán)境與能源政策評估研究.

2021-10-28

國家自然科學基金項目(71874078,72174085);國家社會科學基金項目(20&ZD092)

* 責任作者, 副教授, Lbeibei@nju.edu.cn