社会资本对生活垃圾减量的影响及其作用机制

张志坚，王学渊，赵连阁

(浙江工商大学 经济学院，浙江 杭州 310018)

一、 引 言

在城镇人口快速增加、资源短缺日益突出、环境恶化趋势加剧的态势下，如何有效地节约资源、减少污染排放，已经成为世界各国共同关注的议题。作为人类活动的直接后果，生活垃圾不仅有碍市容，堵塞排污排涝管道，其末端处置还占用着大量的日益稀缺的土地资源，排放多种强有害气体，严重污染土壤、空气、地表水和地下水。同时，垃圾中有众多致病微生物，往往是蚊、蝇和老鼠等的滋养地。生活垃圾的持续增长将严重威胁着生态环境和人类健康。如何实现生活垃圾减量化已经引起了政府部门和学界的高度关注。普遍认为，生活垃圾必须得到相关规制政策的有力约束，才能避免生活垃圾的迅猛增长和垃圾围城的困境。例如，一项对日本四个城市的案例研究表明，计量用户收费政策(Pay as you throw, PAYT)的实施可以减少20～30%的残余垃圾(Residual waste)[注]残余垃圾是指不可回收利用的，需要终端焚烧或填埋等处理的垃圾。产生量，此外，通过与其他政策的组合实施，尤其是与容器和包装回收政策的组合，计量用户收费政策可以带来垃圾的大幅减少(Sakai等, 2008)[1]。

现实中，鉴于异常严峻的生活垃圾增长形势，中国政府也做出了诸多的努力。《城市生活垃圾管理办法(1993, 2007)》直接提出要“采取有利于城市生活垃圾综合利用的经济、技术政策和措施，提高城市生活垃圾治理的科学技术水平，鼓励对城市生活垃圾实行充分回收和合理利用”。为促进生活垃圾的综合利用，实现生活垃圾的有效削减，《关于公布生活垃圾分类收集试点城市的通知(2000)》确定北京等八个城市为生活垃圾分类收集试点城市，以及《关于实行城市生活垃圾处理收费制度促进垃圾处理产业化的通知(2002)》更是明确要求城市生活垃圾的产生主体应当按照当地确定的收费标准缴纳生活垃圾处理费。这说明，增加生活垃圾的回收利用，减少生活垃圾的最终排放，既是城市环境治理的客观要求，也是保障民众健康的前提条件。然而，自生活垃圾收费政策和生活垃圾分类政策实施以来，城市生活垃圾产生量仍旧保持着快速增长的趋势。

区别于既有文献，本文主要聚焦于以下几个问题：第一，近来少量研究证实，社会资本在抑制大气污染、水体污染，以及提高环境绩效方面的作用显著(Ibrahim和Law, 2014; Keene和Deller, 2015; Paudel和Schafer, 2009; 万建香和梅国平, 2012)[2-5]，那么，社会资本在生活垃圾污染排放减量中发挥着怎样的作用？实际上，生活垃圾作为人类活动的直接副产品，居民对其的排放行为更易受到具有人际互动属性的社会资本的影响。本文将利用城市层面的宏观数据，同时考察规制政策和社会资本对城市生活垃圾排放量的影响。通过对现有文献梳理发现，至今还尚未有文献定量分析二者与污染排放或环境绩效的关联；第二，虽然社会资本广泛应用于解释民主政治、经济增长、劳动就业。健康状况和环境绩效等领域，但截至目前，学界对社会资本的测度相对随意，争议较大，往往混淆或等同了社会资本与其某一要素。本文将高度综合经典研究对社会资本的定义，严格按照社会资本定义得出其度量指标，并同时利用主成分加权法和无量纲等权重加总法构造社会资本指数，力求能准确可靠地度量社会资本；第三，假如社会资本的确起到了抑制生活垃圾排放的作用，那么，社会资本对生活垃圾排放的作用机制又是什么？

二、 规制政策和社会资本在生活垃圾治理中的作用：文献述评

(一) 规制政策

近年来，规制政策对生活垃圾治理的影响受到学界越来越多的关注。例如，诸多研究发现，生活垃圾计量收费政策在欧美国家有效减少了生活垃圾的产生量(Skumatz,2000;Folz和Giles, 2002; Kinnaman和Fullerton, 2000;auer等, 2008; Allers和Hoeben,2010)[6-10]。然而，虽然垃圾定额收费能在一定程度上唤起和增强居民有关垃圾问题的公众意识，(Gellynck等,2011)[11]以及Gellynck和Verhelst(2007)[12]通过对比利时佛罗明区的分析，发现垃圾定额收费对人均残余垃圾排放量并无显著影响。总的来说，虽然学界关于垃圾按量收费政策的实际减量效果仍存在一定的争议，但学界就垃圾按量收费政策比垃圾定额收费政策在垃圾减量方面更有效而言还是达成了相对一致的意见。另一方面，作为提高垃圾回收、实现垃圾减量的重要途径，生活垃圾源头分类也引起了国内外学者的关注。该类研究主要基于政策实施前后的二手数据，实证考察了生活垃圾源头分类政策的实施是否有效促进了生活垃圾的回收和减量(Woodard等,等, 2008; Bernstad等, 2011)[13-16]。

尽管上述研究在评价生活垃圾收费政策和生活垃圾源头分类政策对垃圾产生量的影响方面已经取得了丰富的成果，但遗憾的是，其研究对象都集中在欧美国家，也尚未把生活垃圾收费政策和生活垃圾源头分类政策纳入同一分析框架。因此，其结论的准确性和可靠性还有待于进一步研究。但需要指出的是，Han等(2016)[17]、Han和Zhang(2017)[18]的研究弥补了上述缺陷，基于1998年至2012年的面板数据，研究发现，由于额外排放一单位生活垃圾的边际成本为零以及垃圾分类政策缺乏激励兼容的措施，中国目前实施的生活垃圾收费政策和生活垃圾源头分类试点政策在中国现有情境下并没有有效减少生活垃圾产生量。由此可见，生活垃圾治理并没有放之四海而皆准的解决方案，各地区社会政治经济文化的差异性决定了生活垃圾管理政策的设计应符合当地的特定情境(Charuvichaipong和Sajor, 2006)[19]。如何设计符合当下中国情境的规制政策是中国生活垃圾管理必须破解的难题。中国作为典型的为人所熟识的人情社会，居民生活垃圾减量行为不仅受正式制度的影响，其行为还嵌入在以血缘、地缘和业缘为依托建立起来的人际关系网络中。因此，考察正式制度之外的其他力量理应成为理解生活垃圾治理绩效中一个不容忽视的因素。

(二) 社会资本

作为一种非正式制度，社会资本在环境治理过程中的作用虽然一直遭到一些学者的质疑，但目前来看，社会资本的某些方面，在环境治理中发挥着重要的作用已经得到不少文献的支持。微观层面上，社会资本与环境治理的关联已经得到诸多证实。例如，社会资本促进了集体资源的协调管理(Pretty, 2003)[20]、提高了个人为保护生物多样性的支付意愿(Halkos和Jones, 2012)[21]、保障了渔业资源的可持续开发(Grafton, 2005)[22]、提升了居民对湿地保护政策的接受程度(Jones等, 2012)[23]，以及推动了农民水土保护措施的采纳(Teshome等, 2016)[24]。但社会资本在局部层面上促进了当地环境治理的证据并不意味着其在更高层面上照样能够获得成功，社会资本在宏观层次上对环境治理的作用仍需要宏观证据的检验。

在宏观层面上，利用来自53个国家的截面数据，Grafton和Knowles(2004)[25]分析了社会资本对环境绩效的影响，研究发现，通过世界价值观调查来度量的社会资本在环境可持续指数、空气质量和水质量等回归方程中都不能通过显著性检验，社会资本并没有如人们预期的那样显著地提高国家环境质量。然而，Dulal等(2011)[26]在其基础上，把样本数量增加至116个国家后研究发现，社会资本的某些方面，例如社会资本的性别包容维度和社会信任维度显著提高了环境绩效，但以社团协会表征的社会网络则恶化了环境绩效。Paudel和Schafer(2009)[2]则用人均社团协会数表征社会资本，基于美国路易斯安那州的53个地方行政区的数据，分析了社会资本对水污染的影响，最终结果显示社会资本只对水体的氮污染有显著的非线性影响，而与水体的含磷量、溶氧量没有直接关联。

近年来，Keene和Deller(2015)[4]利用美国县级层面的截面数据，分析了社会资本对空气污染的影响，研究发现以当地人均组织的密度为表征的社会资本显著降低了该地区细微颗粒物的浓度。Ibrahim和Law(2014)[3]借鉴以往学者基于社会信任、规范和网络结构构建的社会资本指数，利用69个国家和地区的面板数据，实证研究发现社会资本拉低了因经济发展带来的二氧化碳排放量，即社会资本存量较高的国家往往经济发展造成的污染成本更低。但由于其社会资本指数是截面形式，并不能如实反映各国社会资本存量的动态变化，从而其结论的准确性还有待于进一步考究。类似地，国内学者对于社会资本与环境质量的关系也展开了激烈的讨论，但由于度量指标的差异及样本量较少，这些结论仅为社会资本在环境治理中的作用提供了较少的经验支持(万建香和梅国平,2012;卢宁和李国平,2009;赵雪雁,2013)[5, 27-28]。

综合上述文献可知，社会资本在宏观上对环境治理的作用在学术界中仍没有一致的定论。一方面，除了Grafton和Knowles(2004)[25]、Dulal等(2011)[26]、Ibrahim和Law(2014)[3]以及赵雪雁(2013)[28]外，其他研究都只是探讨了社会资本的某一要素对环境治理的影响。但是即便上述四篇文献在度量社会资本变量时综合考虑了各个要素，由于截面数据或样本量等问题，以及研究所运用的方法比较简单且单一，其结论的准确性和可靠性仍需要进一步的验证。另一方面，现有关于社会资本在宏观上对环境治理影响的研究并没有考虑社会资本内生性问题，而实际上，社会资本除了常见的因遗漏变量而产生的内生性问题，还会因社会资本与环境治理互为因果而产生的联立内生性问题(Durlauf和Fafchamps, 2005)[29]。因此，社会资本对环境治理绩效的影响机制仍是一个尚未受到应有重视的重要议题。

此外，当地居民的社会经济特征以及生活习惯也是影响生活垃圾排放量的重要因素。对于人均生活垃圾排放量而言，经济状况被认为是决定垃圾产生量的重要因素，经济状况直接影响着产品和服务消费的支付能力，经济状况越好，越有能力消费更多的产品和服务，从而产生更多的垃圾(Al-Khatib等, 2010；Li等, 2009)[30-31]。同样地，居民受教育程度代表着居民素质，一个地区的居民受教育程度对生活垃圾产生量也具有不可忽视的影响。居民受教育程度越高，其往往环保意识也较高，从而产生的垃圾量更少(Benítez等, 2008)[32]。通常来讲，家庭成员数量越多，由于彼此存在共同消费，一定程度上节约了因包装而产生的生活垃圾，家庭规模在生活垃圾产生量上规模不经济(Qu等, 2009; Thanh等, 2010)[33-34]。此外，人口结构对人均生活垃圾排放量有一定影响。由于拥有小孩的家庭与全是成年人组成的家庭具有不同的消费支出模式，其生活垃圾产生模式也将不同(Johnstone和Labonne, 2004)[35]。最后，人口密度也可能潜在影响人均生活垃圾排放量，但研究结论尚未一致。例如，Mazzanti等(2008)[15]的研究发现，人口密集的地区往往土地昂贵稀缺，从而垃圾处置所征收的费用较高，所以人均产生的生活垃圾较少；而Johnstone和Labonne(2004)[35]则认为，在人口密集的地区，生活垃圾收集服务可以集中供给，从而降低了服务供给的均摊成本，居民则越可能产生更多的生活垃圾。

三、 模型建立与数据来源

(一) 计量模型的选择

基于城市人均生活垃圾决定因素模型(Johnstone和Labonne, 2004)[35]，本文引入了社会资本变量、规制政策变量，以及城市人均生活垃圾的滞后项。模型具体形式如下：

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

(1)

其中，i表示样本城市，t表示考察年份。mswpcit为城市人均生活垃圾产生量，soccapit为社会资本，sousepit为源头分类，garfeeit为垃圾收费。Xit为控制变量，包括城镇居民人均可支配收入(incpcit)、城市平均家庭规模(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，由于居民的某些相关特征，如生活习惯，在短期内难以发生剧烈改变，城市人均生活垃圾产生量很可能随着时间的推移表现出一定的持续性，本文用其滞后一期来表示(mswpcit-1)。为了克服地域和时间因素带来的外部冲击，设置了不随时间变化的个体固定效应μi，以及不随个体变化的时间固定效应trendt，其中，μi主要反映气候、自然条件和基础设施等不可观测因素，trendt主要反映生活垃圾管理技术水平提高带来的影响。α、φ、γ、ρ、λ，以及η为待估参数，β为待估向量。εit为随机扰动项。

(二) 变量说明与数据来源

城市人均生活垃圾产生量。城市生活垃圾指城市日常生活或为城市日常生活提供服务的活动中产生的固体废物以及法律行政规定的视为城市生活垃圾的固体废物，包括：居民生活垃圾，商业垃圾，集市贸易市场垃圾，街道清扫垃圾，公共场所垃圾和机关、学校、厂矿等单位的生活垃圾(国家统计局, 2015)[36]。由于统计的难度性，采用生活垃圾清运量代替生活垃圾产生量是目前国际上的主要做法(如World Bank, 2005; Zhang等, 2010)[37-38]。本文中城市人均生活垃圾产生量的计算公式为城市生活垃圾清运量除以城市人口。

社会资本。由于社会资本自身概念模糊和学者对其理解差异，社会资本在宏观层面上仍缺乏一个广泛采纳的度量指标。有不少学者只是探究了社会资本的某一方面与环境治理的关系，如Paudel和Schafer(2009)[2]、Keene和Deller(2015)[4]强调了社会资本的网络方面，其分别用人均社团协会数和当地人均组织的密度来度量社会资本；国内学者卢宁和李国平(2009)[27]以及万建香和梅国平(2012)[5]也只是关注了社会资本的网络方面，前者基于工会组织数、居民委员会组织数、妇联组织数和共青团组织数，通过主成分分析构建了社会资本指数，后者选择群众信访的环境诉讼数作为公众参与网络的度量指标。事实上，社会资本是一个带有复合性质的，包含网络、规范和信任多维度的资源集合体，如Ibrahim和Law(2014)[3]、赵雪雁(2013)[28]对社会资本的度量。

本文分别对社会资本各维度进行度量。对于社会信任，类似于潘越等(2009)[39]用无偿献血作为信任的替代指标，本文用平均每人捐赠款物合计[注]捐赠款物合计等于捐赠款数额加上捐赠其他物资价值(不含衣被捐赠)，捐赠款物合计以元为单位，而衣被捐赠以件为单位。(donation)来度量社会信任。对于社会规范，本文用每万人调解纠纷数(dispute)来度量，在社会规范缺失的地区，其纠纷发生率往往较高。而对于社会网络，本文用每万人民间组织单位数(organization)来度量。民间组织具体包括社会团体、民办非企业单位和基金会。本文之所以仅利用民间组织数来度量社会网络，而不选择居民委员会组织、妇联组织、共青团组织和工会组织等，是因为Putnam等(1993)[40]所指的网络是公民参与网络，而后者或多或少带有政府色彩。

为了避免因不同度量方法而导致最终社会资本结论差异，本文同时采用两种方法构建社会资本综合指数。本文一方面从样本数据的角度出发，采用主成分分析法来确定社会资本各维度的权重，关于该方法的详细介绍，请参钞小静和任保平(2011)[41]的研究。在利用主成分分析获得社会资本各维度的权重后，本文分别将经过无量纲化的社会资本各维度的数值乘以各自的权重并求和，从而得到社会资本综合指数。另一方面，本文从理论角度出发，根据Putnam等(1993)[40]对社会资本的定义可知，社会资本的三个维度，社会网络、社会规范和社会信任是一个缺一不可的有机整体，并没有孰轻孰重之分。因此，类似于赵连阁等(2014)[42]的做法，本文对社会资本的三个维度采用无量纲等权重加总的方法以获取社会资本综合指数。

城市生活垃圾收费。自国务院于1992年颁布《城市市容和环境卫生管理条例》以来，各地区陆续出台地方层面的城市市容和环境卫生管理条例，并明确提出居民应当按照规定缴纳卫生保洁、垃圾收集清运和处理等有关费用。但也有个别城市尚未对城市居民实施生活垃圾收费，如宁波等地。此外，由于生活垃圾定额收费征收效率较低，有些城市把生活垃圾定额收费转换成按自来水消费量折算系数法征收生活垃圾服务费。对于城市实施按用水量征收生活垃圾服务费后的年份，本文将其从样本中剔除。

城市生活垃圾源头分类。为应对生活垃圾迅速增长的严峻形势，国家开始积极探索生活垃圾源头分类政策，并在2000年6月1日中国原国家建设部确定八个城市为全国生活垃圾源头分类收集试点城市。[注]八个试点城市分别为北京、南京、上海、杭州、厦门、深圳、广州和桂林。由于试点城市纷纷在2000年末和2001年初先后开始实施了生活垃圾源头分类项目，因此本文把2001年作为生活垃圾源头分类开始实施的年份，即2001年及以后，试点城市的生活垃圾源头分类变量赋值为1，其他则赋值为0。

控制变量。城镇居民人均可支配收入、城市平均家庭规模和城市人口密度变量直接来源于相关统计年鉴。而城市人均受教育程度的度量公式为城市高等学校、普通中学和小学在校人数占城市年末总人口的比例，再分别乘以各自的总学制年数(即16、9、6)并求和。[注]由于普通高中在校人数部分时期数据的缺失，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业人口占就业人口的百分比，具体计算公式为城市平均每户家庭人口减去城市平均每户就业人口后再除以城市平均每户就业人口。

本文中，社会资本的度量数据来源于《中国民政统计年鉴》，垃圾收费的数据来源于当地政府关于城市生活垃圾收费标准的官方文件，源头分类的取值出自原国家建设部于2000年颁布的《关于公布生活垃圾分类收集试点城市的通知》，而被解释变量和控制变量的数据由历年的《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》，以及各城市统计年鉴整理而成。本文选取了由国家统计局公布的中国36个大中城市为研究对象。选取此36个大中城市为研究对象主要基于以下考虑：首先，在全国8个生活垃圾源头分类试点城市中，除了桂林不在这36个大中城市名单中，其他7个均在；其次，这36个城市具有重要的全国性或地域性影响力，且城市在社会经济政治各方面具有相对较高的相似性；最后，这36个城市坐落于全国各地，长期受当地发展的影响，社会资本存量的分布相对离散。由于拉萨部分变量数据缺失，本文最终样本城市为35个，样本区间为2003-2014年。

具体的变量设置及统计性描述见表1。由表1可知，各变量的取值量级差异较大，在实际估计中，除了无量纲化的社会资本指数和源头分类虚拟变量，本文对其他变量进行了取对数处理。

表1 变量设置及描述性统计

四、 实证结果及分析

(一) 计量回归结果及分析

由于方程(1)允许城市人均生活垃圾产生量具有一定的持续性，本文采用系统广义矩(SYS-GMM)的两步估计法对以下所有模型进行估计。相比于差分广义矩估计(DIF-GMM)，系统广义矩估计不仅可以有效避免小样本偏误的影响，而且较好地解决了弱工具变量问题(Che等, 2013; 韦倩等, 2014)[43-44]。在实际操作中，本文采用Roodman(2009)[45]提出的方法来估计实证模型。基于方程(1)，本文建立了2个计量模型，详细回归结果见表2。其中，模型1是对主成分加权的社会资本指数进行回归，而模型2把等权重加总的社会资本指数纳入模型。如表2所示，2个模型的Sargan检验都无法拒绝所有工具变量均有效的原假设，而AR(1)检验和AR(2)检验表明扰动项的差分存在一阶自相关但不存在二阶自相关。因此，模型估计结果都不存在工具变量过度识别和扰动项自相关问题，具有良好的稳健性。此外，2个模型在变量系数符号和显著性方面具有较高的一致性，说明模型结果表现出较好的可靠性。回归结果的具体分析如下。

不论是基于主成分加权构建的社会资本指数，还是通过等权重加总产生的社会资本指数，社会资本的系数在5%水平下均显著为负，说明社会资本确实对城市人均生活垃圾产生量具有一定的减量作用。这与Ibrahim和Law(2014)[3]、Keene和Deller(2015)[4]以及万建香和梅国平(2012)[5]的发现相类似，但本文的社会资本指数相对更加全面，并把先前的研究领域从工业污染物的环境治理扩展到生活污染物的环境治理。在社会资本存量高的群体中，人们对投资于集体活动更具信心，因为他们知道其他人也会这样做(Pretty, 2003)[20]。减少生活垃圾污染作为一项典型的集体行动，其减量的多少也将深受当地社会资本存量的影响。

表2 基准回归结果

与Mazzanti等(2008)[15]和Bernstad等(2011)[16]学者对西欧发达国家的研究结论不同，源头分类的系数虽然为负，但并不能通过显著性检验，表明生活垃圾源头分类试点并不能有效降低城市人均生活垃圾产生量。事实上，目前国内城市生活垃圾源头分类政策处于名存实亡的状态。[注]引自http://news.solidwaste.com.cn/view/id_41375。导致这一结果的可能原因在于：一方面，由于许多生活垃圾源头分类试点城市在分类基础设施和末端处理环节的滞后，即便是生活垃圾在源头上居民做到有效的分类，生活垃圾的混合收集和处置直接导致了垃圾回收和综合利用的失败；另一方面，尽管诸多居民熟知生活垃圾源头分类的意义，但由于垃圾分类工作繁杂，在自愿分类的条件下，大多居民缺乏分类的动力。

生活垃圾收费的系数为负，但在10%水平上并不显著，这个结果与早期文献关于垃圾定额收费与人均残余垃圾排放量并无直接关联的研究结论基本相符(Gellynck和Verhelst, 2007; Gellynck等, 2011)[11-12]。在垃圾定额用户收费体系中，居民额外排放一单位生活垃圾的边际成本为零，这种激励不兼容的收费体系并不能有效刺激居民实施减少垃圾排放的行为。相比于定额用户收费，计量用户收费能较好地弥补上述缺陷，其在生活垃圾减量中取得了较好的效果，但计量用户收费的贸然实施也可能导致非法倾倒垃圾现象的增加(Kinnaman, 2006)[46]。

滞后一期城市人均生活垃圾产生量的系数在1%水平下显著为正，而滞后二期城市人均生活垃圾产生量的系数为负但不能通过显著性检验，表明人均生活垃圾产生量严重依赖于上一期的产生量，各样本城市的人均生活垃圾产生量具有一定的惯性特征。这可能是居民的生活习惯和消费模式在一定时期内呈现出相对稳定性导致的。

与以往的研究发现相一致(Al-Khatib等, 2010; Li等, 2009)[30-31]，城镇居民人均可支配收入的系数在5%水平下显著为正，表明越富裕的地区，其人均生活垃圾产生量也将越多。因此，随着我国城镇居民人均收入的进一步提高，人均生活垃圾产生量不可避免的增加将加剧我国垃圾围城的紧张局面，如何有效应对持续增加的城市生活垃圾是相关管理者急需解决的难题。

然而，与本文的预期相反，人均受教育程度的系数在5%水平下显著为正，表明人均受教育程度较高的城市往往拥有较高的人均生活垃圾产生量。这可能是由于，一方面，尽管受教育程度较高的居民具有较高的环境意识，但在现实生活中，由于必要的节能减排知识和技巧的缺乏，较高的环境意识很少转化为实际的环境友好决策和行为；另一方面，由于其时间机会成本较高，其用于生活垃圾回收利用的时间较少。事实上，Sujauddin等(2008)[47]在孟加拉国的微观层面也发现了类似的现象。

此外，平均家庭规模、平均家庭人口依存率和人口密度的系数都不能通过显著性检验，说明至少在样本区间内，城市人均生活垃圾产生量与平均家庭规模、平均家庭人口依存率以及人口密度没有直接关联。最后，时间趋势项的系数虽然为负，但估计结果并不稳健。

(二) 内生性讨论与稳健性检验

表3 分别以滞后项和自然灾害为社会资本工具变量的估计结果

1.内生性讨论。对于规制政策来说，生活垃圾收费标准更多的是反映环卫工人的基本工资水平和垃圾处置场的地价成本，而生活垃圾源头分类试点城市是中央政府决定的，与地方当局者的决策行为关联较弱，因此，本文认为二者内生性问题并不严重，本文主要关心社会资本的内生性问题。在前文回顾的相关文献中，学者们都视社会资本为外生变量，很少考虑社会资本在环境治理中的内生性问题。而实际上，社会资本除了因常见的遗漏变量而产生的内生性问题，即社会资本与污染物排放共同受一些不可观测因素(如风俗文化、生活习惯)的影响，还会因社会资本和污染物排放互为因果而产生的联立内生性问题(Durlauf和Fafchamps, 2005)[29]，如一个地区的环境污染越严重，人们越可能选择待在家中，减少外出社交互动频率。在本文中，虽然面板数据模型同时控制城市和年份的固定效应能在一定程度上消除部分内生性问题(程名望等, 2014)[48]，但为了尽量削弱社会资本内生性的影响，本文还采取了如下方法。

首先，以社会资本的滞后项作为工具变量。如表3所示，模型1和2均采用了社会资本的滞后2期和3期作为工具变量，观察表3模型1和2并与表2比较后不难发现，虽然社会资本的系数大小均有所变化，但其系数符号及其显著性与之前结果基本一致，说明克服社会资本内生性保证了回归结果的稳健性。

其次，以自然灾害作为工具变量。在实际操作中，本文利用Mileva(2007)[49]所提出的SYS-GMM模型外部工具变量法，以每万人自然灾害生活救助支出作为外部工具变量，重新估计表2中的模型1和2。之所以选取此工具变量：第一，自然灾害的严重程度是影响社会资本培育的重要因素。当面临外来威胁时，群体内部的社会凝聚与团结程度将会提高，并且每次成功地应对一次外来威胁都会使群体积累起一些共同情感和组织经验，而自然灾害就是这样的一种外来威胁，当地居民在这种威胁挑战中可以培育出更丰厚的社会资本(赵延东, 2007)[50]。例如，最近一项研究就发现，日本神户地震的爆发显著提高了当地居民社会资本存量(Yamamura, 2016)[51]。实际上，在通过豪斯曼检验确定模型类型后，本文以两种方法构建的社会资本指数为被解释变量分别对自然灾害进行固定效应模型回归，结果显示，模型整体效果的F检验的p值都小于0.000，自然灾害对两种方法构建的社会资本指数均有较好的解释能力，p值都小于0.000。其次，虽然自然灾害由于破坏类型的不同(如干旱、洪涝、冰雹、地震等)，对人类的生产生活具有不同程度的影响，但自然灾害并不直接影响城市人均生活垃圾排放量。生活垃圾只是人类生活活动的直接后果。从表3模型3和4可以看出，社会资本的系数在5%水平上均显著为负，该结果再一次表明之前的结论具有良好的稳健性。

表4 使用不同度量指标的稳健性检验结果

2.稳健性检验。使用不同度量指标的稳健性检验。在之前的回归分析中，社会网络和社会信任分别是用每万人民间组织单位数和平均每人捐赠款物合计(不含衣被捐赠)衡量的，但仍可能存在如下缺陷。对于用每万人民间组织单位数来度量社会网络，此度量方法合理的前提是民间组织的规模是相同的。当民间组织的规模存在较大差异时，用每万人民间组织年末职工人数来衡量社会网络更具合理性。而对于用平均每人捐赠款物合计来度量社会信任，该度量方法在贫富差距较大的情况下可能出现富裕地区捐赠的金额多于贫穷地区的现象，而这可能导致不能如实反映社会信任的特征。对此，本文用平均每人衣被捐赠来度量社会信任。通过对社会网络和社会信任测量指标的替换，本文再次利用主成分加权法和等权重加总法构造了社会资本指数，并用新构造的社会资本指数重新估计了表2中的模型1和2，回归结果见表4。不难发现，与之前的结果相比，除了新构建的社会资本指数的系数大小有略微地变化，其系数符号和显著性程度依旧保持一致，说明即便是使用不同的测量指标，社会资本有效地抑制了城市人均生活垃圾排放量这一结论依然成立。

表5 使用不同估计方法的稳健性检验结果

使用不同估计方法的稳健性检验。上文的分析均采用SYS-GMM估计方法，这里将采用传统的面板模型进行估计，估计结果在表5中列出。从中可见，模型拟合系数较为理想，且社会资本的系数均在传统水平下显著为负，这一结果再一次验证了本文之前的结论，在控制了生活垃圾规制政策及系列相关变量后，社会资本仍有效地抑制了城市人均生活垃圾产生量。

五、 社会资本影响居民生活垃圾排放的机制考察

上述实证分析发现，不论是基于主成分加权构建的社会资本指数，还是通过等权重加总产生的社会资本指数，社会资本对人均生活垃圾排放均有显著减量效应，本部分将进一步探讨其中的作用机理。由于官方统计年鉴没有居民生活垃圾排放行为的统计数据，但幸运的是中国综合社会调查(2013)为本文社会资本机制识别提供了宝贵机会。中国综合社会调查作为国内为数不多的全国性大样本调查，在相关学术界获得了广泛利用。

(一) 社会资本是否通过影响垃圾分类投放行为从而影响垃圾排放量

表6 社会资本对垃圾分类投放行为的影响

社会资本不仅可以促进垃圾分类知识的扩散，从而减少垃圾分类的感知成本，而且还能促进有关个人品行的信息流通，增加人们垃圾不分类的潜在感知成本，社会资本对垃圾分类行为具有重要影响。而垃圾分类投放行为是垃圾后期回收和减量的关键前提(Boonrod等, 2015; Owusu等, 2013)[52-53]。那么，上文所发现的社会资本对垃圾排放的影响是否通过垃圾分类投放这一机制发挥作用呢？在控制了居民社会经济特征以及环境态度知识后，本文分别考察了主成分加权的社会资本指数和等权重加总的社会资本指数对居民垃圾分类投放行为的影响，估计结果见表6。[注]社会经济特征变量具体地包括年龄、性别、婚姻状况、受教育程度、家庭规模、家庭收入、工作类别和房屋产权，而环境态度知识变量包括环境态度指数和环保知识指数，限于篇幅，相关变量详细的度量方法和估计结果未能呈现于此，有兴趣的读者可以向作者索取。

可以看出，无论是主成分加权的社会资本指数还是等权重加总的社会资本指数均对垃圾分类投放行为具有显著正向影响。虽然囿于数据限制，本文不能实证考察垃圾分类投放行为对垃圾排放的影响，但结合以往关于垃圾分类是实现减量化、资源化和无害化的前提的发现，可以间接地认为社会资本通过促进居民垃圾分类投放行为从而减少生活垃圾排放。

(二) 社会资本是否通过影响垃圾源头减量行为从而影响垃圾排放量

除了通过影响垃圾分类投放行为，社会资本是否会通过影响垃圾源头减量行为从而对垃圾排放量产生影响呢？在控制了居民社会经济特征以及环境态度知识后，本文再次分别考察了主成分加权的社会资本指数和等权重加总的社会资本指数对居民垃圾源头减量行为的影响，估计结果见表7。

在表7中，居民垃圾源头减量行为分为购物自带购物篮或购物袋和重复利用塑料包装袋。由表可知，主成分加权的社会资本指数和等权重加总的社会资本指数均显著促进了居民垃圾源头减量行为的实施。综上可知，社会资本通过影响垃圾分类投放和垃圾源头减量从而降低了生活垃圾的产生量。

表7 社会资本对垃圾源头减量行为的影响

六、 结论与政策启示

在经济快速增长、城镇人口持续增加，以及人民生活水平大幅改善的背景下，生活垃圾产生量也在急剧增加，为回答规制政策和社会资本能否缓解垃圾围城的压力这一问题，本文采用全国35个大中城市2003-2014年间的面板数据及中国综合社会调查数据，考察了规制政策和社会资本对城市人均生活垃圾排放量的影响。结果显示：(1)生活垃圾收费政策和源头分类试点政策并不能显著降低城市人均生活垃圾排放量，固定费率的生活垃圾收费政策甚至会提高生活垃圾排放群体的排放量。(2)社会资本对城市人均生活垃圾排放量具有显著负向影响，该结果在使用不同测量指标、不同度量方法、不同估计方法和考虑了社会资本内生性的情形下依然显著。(3)社会资本通过促进居民垃圾分类投放和垃圾源头减量行为从而降低生活垃圾排放。

本文的研究结论对中国环境管理转型推进进程中的政策设计具有重要的启示意义。首先，虽然近年来我国环境管理法律法规体系逐步走向成熟和完善，但政策机制在具体设计和实施过程中仍有待于优化。本文中定额的生活垃圾收费政策和自愿的生活垃圾源头分类政策由于缺乏有效的激励兼容机制而导致垃圾减量效果甚微。事实上，目前有些城市已经开始了对生活垃圾差别收费的探索。其次，在命令控制型环境规制和市场激励型环境规制失灵的背景下，社会资本作为政府和市场之外的第三方资源配置机制为环境问题的治理提供了新路径。本文中社会资本，尤其是社会信任和社会规范维度，在抑制城市人均生活垃圾产生量中扮演着重要的角色。因此，培育社会资本应当成为环境管理转型的非正式制度路径而加以重视。具体来说，政策制定者应综合采取多种措施、运用各种方法，培育整个社会的普遍信任，树立互惠有序的社会规范，扩大公民自主参与网络。