蘇為華,趙麗莉,劉相鋒

(1.浙江工商大學 統(tǒng)計與數(shù)學學院，浙江 杭州 310018；2.浙江財經(jīng)大學 中國政府管制研究院，浙江 杭州 310018)

一、問題提出及文獻回顧

隨著新公共管理運動的興起，績效管理成為政府工作和政策實施的重要考量。 Sheldon等給出了政府績效管理的一般概念，即“政府開展社會管理的進展和結果所付出的一切有系統(tǒng)的努力的活動評價[1]?！焙唵味?，政府績效管理就是對政府活動效果的評價。城市生活垃圾處理作為市政公用事業(yè)中的重要內(nèi)容，其績效管理和評價必然承接公用事業(yè)績效的評價方法和思想。但對其績效研究除了應該從行業(yè)自身出發(fā)外，還應該重視城市的承載力情況對行業(yè)績效方面的影響，因為城市生活垃圾處理行業(yè)是一個多環(huán)節(jié)的復雜系統(tǒng)工程，每一個環(huán)節(jié)都會受到來自城市自身特定及各方面因素影響。因此，將城市承載力納入城市生活垃圾處理行業(yè)績效方面影響因素中是重要的研究課題。

關于城市生活垃圾處理行業(yè)的績效研究主要還是采用綜合評價體系進行衡量，學者們普遍認為城市生活垃圾處理的績效應該包括城市的環(huán)境、文化等諸多因素。Karagiannidis等認為城市生活垃圾清運業(yè)務構成了動態(tài)系統(tǒng)，通過比較多種清運模式的運行過程，對希臘14個城市的生活垃圾清運體系的運行效果進行了評價，指出城市生活垃圾清運系統(tǒng)運行效率受環(huán)境、文化等多種因素的影響，建議構建科學合理的指標體系來評價清運系統(tǒng)運行績效[2]。HARI等構建了城市生活垃圾清運系統(tǒng)績效評價體系，所設定的評價指標主要包括系統(tǒng)費用、燃料消耗、工作時間以及回收效率，并將該績效評價體系應用到對瑞典城市四類主要清運系統(tǒng)運營績效的評價實踐之中，結論認為分類垃圾同時被收集的清運模式最具效率，高參與率和分類回收顯著降低了生活垃圾收集成本[3]。Grimme等運用戰(zhàn)略環(huán)境影響評價方法對城市生活垃圾清運模式進行了專門研究，構建系統(tǒng)模型研究了生活垃圾轉運距離與環(huán)境影響等變量之間的關系，研究結論認為經(jīng)濟方便、效率高且環(huán)保的清運模式才是符合城市發(fā)展的有效模式[4]。Duin等通過構建多目標綜合評價指標體系對比研究了地鐵垃圾收運模式和傳統(tǒng)垃圾收運模式的不同，結論認為生活垃圾收運費用是評價指標體系中最關鍵的因素[5]。

本文認為已有文獻主要的不足在于：(1)生活垃圾處理行業(yè)的研究并沒有形成一個較具形成共識性的績效評價體系。已有文獻更多地把焦點放在了生活垃圾的終端處置環(huán)節(jié)，而清運環(huán)節(jié)則較少受到關注。但由于清運環(huán)節(jié)為整個系統(tǒng)的前置環(huán)節(jié)，即包括生活垃圾的清掃、收集和轉運，因而生活垃圾清運效率的高低直接決定著城市環(huán)境質(zhì)量和終端處置環(huán)節(jié)的運營狀況。(2)雖有文獻系統(tǒng)對城市垃圾處理行業(yè)績效水平的影響因素進行深入分析，其作用機制和作用路徑并不明顯。因此，在沒有顯著機理分析的基礎上而進行的相應評價體系構建，其效果將大打折扣。

基于上述幾個方面的問題，本文將以此進行突破和擴展。因此，本文的創(chuàng)新及貢獻在以下幾點：(1)在數(shù)據(jù)收集和整理方面，突破已有限制，采用中國統(tǒng)計局公布的各地區(qū)及行業(yè)的相關月度數(shù)據(jù)進行匯總和收集，以最新的匯總后的年度數(shù)據(jù)對中國城市垃圾處理行業(yè)的績效系統(tǒng)進行評估和評價。(2)在已有的評價體系中，重點囊括了垃圾處理前置環(huán)節(jié)的績效評估，即清運環(huán)節(jié)的績效評價。(3)通過VAR模型進行系統(tǒng)的多因素作用機理分析，從而使垃圾處理行業(yè)的整體績效評價和調(diào)整更為合理和科學，以對城市垃圾處理的公用事業(yè)方面研究的相應空白做出一定的填補作用。

二、中國城市生活垃圾處理績效綜合評價

(一) 城市生活垃圾處理績效指標和樣本說明及統(tǒng)計性描述

1. 城市生活垃圾處理行業(yè)績效指標選取及說明。關于城市生活垃圾處理行業(yè)的績效衡量指標，學術界主要采用單一要素進行評價，但是城市生活垃圾處理整體是一個多環(huán)節(jié)復雜的系統(tǒng)工程，因而本文在江源、王建明等學者的研究思路基礎上，借鑒劉承毅的處理方法，將績效變量主要根據(jù)清運和處置等環(huán)節(jié)進行分類和制定[6-8]。

(1)清運環(huán)節(jié)。傳統(tǒng)觀念認為的城市生活垃圾處理僅是指生活垃圾被轉運至生活垃圾處理場(廠)之后所進行的終端處置，其實城市生活垃圾處理行業(yè)是一個完整的處理系統(tǒng)，不僅包括生活垃圾的終端處置，在其上游處理環(huán)節(jié)還存在著生活垃圾的清掃、收集和運輸環(huán)節(jié)，因此，對城市生活垃圾處理進行績效評價，應當同時對前端清運水平進行考察。城市生活垃圾處理績效評價的標準認為績效評價應當從機械化的道路清掃保潔面積和密閉清運量指標來進行。因此在有限的財政資金支持下，城市生活垃圾處理應當遵循經(jīng)濟性標準，即城市生活垃圾清運體系的運營應當考慮成本與收益問題，更何況隨著市場化改革的推進和深化，具備競爭性特征的城市生活垃圾清掃、收集和運輸業(yè)務將越來越多地移交給競爭性企業(yè)負責，追求自身利益最大化的私營企業(yè)亦必然會將成本與收益問題當作企業(yè)運營的核心。但城市生活垃圾處理行業(yè)是市政公用事業(yè)的重要組成部分，其同時具備市政公用事業(yè)基礎性、公共性和正外部性等多種特征，城市生活垃圾處理服務的需求價格彈性較小，且具有城市全體居民共同消費的特征，因而城市生活垃圾處理行業(yè)亦具有普遍服務的性質(zhì)，在進行績效評價時，考慮成本和收益等經(jīng)濟性標準的同時也應當從其收運體系覆蓋范圍等社會性標準進行考量。

(2)垃圾處理環(huán)節(jié)。城市生活垃圾因具有強烈的負外部性而遭到厭惡，如果處理不善，其所產(chǎn)生的有害物質(zhì)將會污染水源、土壤和空氣，對城市居民的生產(chǎn)和生活產(chǎn)生嚴重影響，因此對城市生活垃圾進行無害化控制和處理則變得舉足輕重。城市生活垃圾處理行業(yè)所提供的主要產(chǎn)品是生活垃圾處理服務，就是將日益增加的具有強烈負外部性的生活垃圾變得無害化，這個過程將會同時產(chǎn)生可觀的能源或資源，但其都是為了處理生活垃圾而額外產(chǎn)生的副產(chǎn)品，因此城市生活垃圾的無害化處置將成為城市生活垃圾處理績效評價的重要內(nèi)容。城市生活垃圾終端處置環(huán)節(jié)就是傳統(tǒng)觀念所認為的生活垃圾處理，其是將轉運至生活垃圾處理場(廠)的生活垃圾通過特定的處理工藝或技術，變成沒有污染和危害的存在。城市生活垃圾終端處置環(huán)節(jié)具有衛(wèi)生填埋、焚燒發(fā)電和生物堆肥三種處理方式，任何一種處理方式在處理過程中都存在污染風險，例如衛(wèi)生填埋處置，衛(wèi)生填埋場需要敷設防滲膜，但一些垃圾填埋場為了節(jié)約建設成本，偷工減料，使用劣質(zhì)的防滲材料，導致垃圾滲瀝液下滲，污染土壤和地下水。另外，生活垃圾在填埋場長時間存放會進行發(fā)酵，產(chǎn)生大量的可燃性氣體，導致垃圾填埋場存在潛在威脅。例如焚燒發(fā)電處置，如果溫度達不到設計要求，生活垃圾在焚燒過程中將會產(chǎn)生大量的“二惡英”，這也是近些年來垃圾焚燒發(fā)電廠項目遭到老百姓全力反對的主要原因之一；再比如生物堆肥處置，生物堆肥處置對生活垃圾成分要求較高，城市生活垃圾成分復雜，所產(chǎn)生的城市生活垃圾要么不適合堆肥，要么即使被用于堆肥，但最終形成的產(chǎn)品雜質(zhì)和有害成分較多，肥效減損?？紤]到城市生活垃圾處理績效評價的三項標準，其中經(jīng)濟性標準更多強調(diào)的是用最少的投入產(chǎn)生最大的產(chǎn)出，但在缺乏有效政府監(jiān)管的情況下，追求自身利益的特許經(jīng)營企業(yè)存在縮減投入成本，降低服務質(zhì)量的傾向，政府應當將更多的精力投入到對環(huán)境性標準的關注，比如有多少生活垃圾是無害化處置的、生活垃圾分類處理比率如何、是否實現(xiàn)了有害垃圾的單獨處置等，以減少生活垃圾終端處置過程中產(chǎn)生的負外部性，進而維護整個社會的共同福利。其相應的指標權重確定可采用主成分分析方法，具體參見表1。

表1 城市生活垃圾處理績效指標選取表

2. 數(shù)據(jù)來源及描述性分析。本文主要采用中國30個省(自治區(qū)、直轄市)2006—2015年9年數(shù)據(jù)，分析了中國城市各因素對城市生活垃圾處理績效的影響。需要特別說明的是以下三點：(1)計算采用了截面數(shù)據(jù)的標準化加權平均處理，標準處理的方法主要采用Z-score標準化；(2)由于中國西藏等地區(qū)統(tǒng)計量的缺失，本文對西藏等地區(qū)進行剔除；(3)由于上海2010年單項指標數(shù)據(jù)缺失，且只出現(xiàn)一年，因而本文采用移動平均的處理方式進行填補。關于計量模型需要的數(shù)據(jù)主要來源，如下：城市生活垃圾處理行業(yè)的道路清掃保潔面積(機械化)(dlqy)、(密閉車廂)清運量(mbqy)、城市生活垃圾無害化處理場數(shù)量(whhclc)、生活垃圾處理量(cll)、城市生活垃圾(無害化)處理量(whhcl)及城市生活垃圾無害化處理能力(clnl)均來自2006—2016年《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》和《中國城市統(tǒng)計年鑒》。本文對城市生活垃圾處理績效數(shù)據(jù)進行標準化去量綱處理，處理后的數(shù)據(jù)基本信息如表2所示。

表2 相關數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

(二) 中國城市生活垃圾處理績效的各省(區(qū)、市)全國評價：基于主成分分析

本文在處理城市生活垃圾績效方面主要使用SPSS14.0進行處理和分析，采用的方法主要是主成分分析。需要說明的是主成分分析主要基于截面數(shù)據(jù)，因而需要對2006年至2015年進行逐年處理，從而計算出全國歷年各省(區(qū)、市)的城市生活垃圾處理績效。本文以2015年的主成分分析為例詳細闡述具體的分析過程，然后對中國歷年各省(區(qū)、市)的績效情況進行評價和分析，并采用平均化處理計算出歷年全國城市垃圾處理績效水平。[注]受篇幅的限制，本文列舉2015年的具體處理情況，由于其他各年的組成本處理結果相對穩(wěn)定，因而以2015年為例具有一定的代表性。讀者若對其他各年有需要，可以向筆者索要。

1. 指標特征與貢獻率確定。將兩個環(huán)節(jié)六項指標進行主成分分析。指標之間的關系可以判斷指標之間的作用，通過去除顯著或明顯沒有分歧的指標達到最終目標，實現(xiàn)指標的科學合成。從表3中看出，選取的六項評價指標之間彼此存在較強的相關性，因此預期將合成為一個綜合類指標。具體而言，若比較觀察相關性的區(qū)別特征，可以發(fā)現(xiàn)道路清運和密閉清運之間還是存在一定差異的，密閉情況雖然處于清運環(huán)節(jié)，但是其與后期的處理環(huán)節(jié)聯(lián)系相當緊密，這是因為城市生活垃圾處理行業(yè)的系統(tǒng)性的原因。同時，表3第二部分提供的顯著性信息也證實指標之間強相關特征，具體的P值均為0.000，難以接受相關性檢驗的原假設。

表3 2015年中國城市生活垃圾處理的相關指標特征情況

表4和圖1的信息是反映主成分分析的選取及合成綜合評價因子的依據(jù)。具體而言，第一項的累積貢獻率已經(jīng)超過80%，達到了94.159%，因而將第一項作為主成分因子比較合理。據(jù)此，本文進行進一步的原始指標的載荷處理。

表4 指標特征值及貢獻率情況

2. 載荷情況與主成分綜合得分及排名。從表5看，六項指標的載荷值相對接近，這說明城市生活垃圾處理行業(yè)的評價體系指標相對分布均衡。但相對來講，本文構建的評價體系可能會更加傾向于后端環(huán)節(jié)，即垃圾處理的環(huán)節(jié)。

表5 載荷及評分系數(shù)表

根據(jù)各指標的特征向量、標準化數(shù)據(jù)及綜合得分計算，將歷年的城市垃圾處理績效進行綜合評分。若綜合得分為正值，則說明城市垃圾處理的績效達到平均值水平之上，其正值越大，則說明綜合績效水平越高；相反，若綜合得分為負值，則說明其水平在平均水平之下。本文在基本的判斷標準基礎上，進行綜合水平的平均再處理，研究和排名發(fā)現(xiàn)歷年的績效分布和趨勢呈現(xiàn)出一個較為穩(wěn)定的狀況，整體上形成較為顯著的三個梯隊，即以廣東、江蘇、浙江及山東為主的第一梯隊，以北京、上海、河南、河北等為主的第二梯隊，以及以黑龍江、內(nèi)蒙古等為主的第三梯隊[注]第一梯隊為綜合得分均值之上；第二梯隊為綜合得分在均值之下但其為非負；第三梯隊則為負值。。

圖1 全國各省(區(qū)、市)城市生活處理績效評分雷達圖

除中國各省(區(qū)、市)內(nèi)部梯隊劃分以外，本文對全國各省(區(qū)、市)按照產(chǎn)值權重進行評分平均化處理，這樣處理消除了省(區(qū)、市)的規(guī)?；愘|(zhì)性問題，同時也為后文進行VAR模型構建搭建了數(shù)據(jù)前期基礎。從圖2中看，中國整體城市生活垃圾處理的績效水平出現(xiàn)部分周期變化特征，平均來看大約在5年左右進行一次調(diào)整，并非呈現(xiàn)明顯的趨勢性，并且在2011年之后整體的波動情況明顯下降，呈現(xiàn)出較為穩(wěn)定上升的趨勢。

圖2 中國歷年城市生活垃圾處理平均得分情況

三、基于VAR模型的中國城市生活垃圾處理績效影響因素的實證研究

(一) 變量的選取及數(shù)據(jù)來源說明

1. 影響因素指標選取及說明。(1)經(jīng)費因素指標。影響一個行業(yè)的重要因素就是資本投入或融資渠道，中國城市垃圾處理行業(yè)屬于公共事業(yè)中比較重要的組成部分，其經(jīng)費因素一方面體現(xiàn)為經(jīng)濟方面，另一方面也可以關系到政府的內(nèi)部資源配置。關于中國城市生活垃圾處理的經(jīng)費指標，本文選取了中央及各省(區(qū)、市)經(jīng)費撥款進行衡量，記為EC。

(2)勞動力因素指標。勞動力作為重要的投入要素，其整體素質(zhì)和結構都關系到行業(yè)整體的運營水平，基于兩個方面的考慮，本文采用行業(yè)勞動力中本科及以上占比情況作為衡量，其公式為：

(3)政府監(jiān)管因素。政府監(jiān)管對行業(yè)運營水平具有重要的影響性，過高的監(jiān)管強度一方面會制約行業(yè)的整體發(fā)展，但較為放松的實施力度又難以保證避免市場失靈。因此，本文將政府監(jiān)管因素考慮到分析中，利用政府在公共事業(yè)方面的投入監(jiān)管成本作為衡量指標。

(4)運營模式因素。運營模式因素是通過改善和發(fā)展行業(yè)整體的作用模式進行行業(yè)績效水平提升，不同的運營模式發(fā)揮的作用千差萬別，目前最具代表性的也是今后公用事業(yè)發(fā)展方向就是PPP模式。據(jù)此，本文利用公用事業(yè)的非國有及國有控股的比重情況來進行近似衡量，其公式為：

具體城市生活垃圾處理行業(yè)影響因素指標可參見表6所示。

表6 城市生活垃圾處理行業(yè)影響因素指標及標示

2. 數(shù)據(jù)來源及描述性分析。本文的數(shù)據(jù)整體的時間跨度為2006—2015年9年間的數(shù)據(jù)，整體數(shù)據(jù)來源一方面為前文的主成分分析加工數(shù)據(jù)，另一方面主要來源于中國官方公布的統(tǒng)計年鑒。具體而言，勞動力因素數(shù)據(jù)主要來自《中國勞動統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，其中《中國科技統(tǒng)計年鑒》提供了本科及本科以上的人員從業(yè)數(shù)量，而《中國勞動統(tǒng)計年鑒》提供了整體的行業(yè)從業(yè)人員數(shù)量；經(jīng)費因素數(shù)據(jù)主要來自《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》和《中國科技統(tǒng)計年鑒》，其中經(jīng)費指標在2010年之前并沒有進行中央和地方的區(qū)分，而其后進行中央地方劃分，因而本文進行整體的數(shù)據(jù)整合，統(tǒng)一采用非區(qū)分性數(shù)據(jù)；運營模式因素主要來源于《中國統(tǒng)計年鑒》，因在中國統(tǒng)計年鑒中并沒有城市垃圾處理行業(yè)的統(tǒng)計口徑，因此本文利用資源再利用行業(yè)進行替代，利用其國有及國有控股的企業(yè)數(shù)量變化情況進行衡量；政府監(jiān)管因素數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》。

(二) 實證分析

1. 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗。在進行統(tǒng)計分析前，需要首先對數(shù)據(jù)進行平穩(wěn)性檢驗，避免由于數(shù)據(jù)的非平穩(wěn)特征造成偽回歸問題。具體操作如下，首先對四個變量進行ADF檢驗，見表7。從表7中可以看出，五個變量中，除了運營模式因素的原始數(shù)據(jù)為平穩(wěn)數(shù)據(jù)以外，其他指標的原始數(shù)據(jù)均為非平穩(wěn)數(shù)據(jù)。需要說明的是經(jīng)費因素和監(jiān)管因素所采用的數(shù)據(jù)指標具有量綱，因此本文進行自然對數(shù)處理。具體而言，對非平穩(wěn)的績效指數(shù)(P)和勞動力因素指標(LS)的原始數(shù)據(jù)進行一階差分處理將得到平穩(wěn)序列，其ADF統(tǒng)計量分別為-3.049和-3.289，p值為0.036和0.0154，均小于5%的置信水平；對于運營模式因素指標(ppp)的原始數(shù)據(jù)進行ADF檢驗，可以發(fā)現(xiàn)其統(tǒng)計量為-3.093，達到5%的置信水平，因而呈現(xiàn)平穩(wěn)狀態(tài)；最后，對于量綱處理后的經(jīng)費因素數(shù)據(jù)(EC)和監(jiān)管因素數(shù)據(jù)(RC)首先進行ADF檢驗，發(fā)現(xiàn)其并沒有形成穩(wěn)定性序列，其統(tǒng)計量分別為-1.223和-1.941，沒有通過ADF檢驗，其后進行一階差分處理，可以發(fā)現(xiàn)其統(tǒng)計量分別為-3.698和-3.459，從而形成較為顯著的平穩(wěn)性序列。

表7 數(shù)據(jù)平穩(wěn)性檢驗

2. 模型的滯后階數(shù)選取及說明。建立VAR模型，需要對模型的滯后項進行預判和估計。一方面考慮到刻畫構造模型動態(tài)特征需要最大程度地延伸滯后項，另一方面也要考慮到過大的滯后項可能嚴重壓縮樣本的自由度，因而選取滯后項階數(shù)可以參考檢驗結果中的FPE、AIC、HQIC、SBIC等值。由表8信息看，根據(jù)FPE值，最終的滯后階數(shù)應該為之后1期，而從AIC、HQIC、SBIC的值看，滯后2階的相應值最小，由此判斷滯后2階為適合。但是在實際操作和研究過程中，還要考慮到實際的模型穩(wěn)定性。從后文的模型穩(wěn)定性方面看，本文選取滯后1階為整體模型的滯后階數(shù)比較合理。

表8 最大滯后項選擇情況

3. 格蘭杰因果檢驗。表9信息顯示，在城市生活垃圾績效為被解釋變量的模型中，檢驗變量LS和ppp系數(shù)的都具有聯(lián)合顯著性，其統(tǒng)計量分別為2.78768和7.5888，相應的p值分別為0.095和0.006，故可以認為它們分別在10%和1%的置信水平上是顯著的。但是其他變量如EC和RC均不是城市生活垃圾處理績效的granger原因，其統(tǒng)計量分別為0.01495和0.0251，其p值均難以通過顯著性檢驗，因而難以檢驗難以拒絕Granger檢驗的原假設。

表9中的第二部分顯示了勞動力因素作為被解釋變量方程的檢驗結果。表中信息顯示，城市生活垃圾處理績效不是勞動因素的Granger原因，其統(tǒng)計量為0.03469，相應的p值為0.852。同時，研究可以發(fā)現(xiàn)運營因素、經(jīng)費因素以及政府監(jiān)管因素是勞動力因素LS具有顯著性的Granger原因，其統(tǒng)計量分別為8.4849、9.7116及16.588，相應的p值則為0.004、0.002及0.000，均在1%的置信水平，呈現(xiàn)顯著水平。

表9 Granger因果檢驗結果情況表

表9中的第三部分顯示了運營因素作為被解釋變量方程的檢驗結果。表中信息顯示，運營模式完全是一個外生獨立變量，并不受到其他因素的影響，這是因為各因素的Granger檢驗的統(tǒng)計量分別為0.08407、0.16961、0.51063及0.03053，相應p值為0.772、0.680、0.475及0.861，均沒有呈現(xiàn)顯著性的特征。

表9中的第四部分顯示了經(jīng)費因素作為被解釋變量方程的檢驗結果。表中信息顯示，城市的政府監(jiān)管因素不是經(jīng)費因素的Granger原因，其統(tǒng)計量為0.00079，相應的p值為0.978。而勞動力因素則是經(jīng)費因素在5%置信水平上的顯著Granger原因，其統(tǒng)計量為4.6212，p值為0.032；同時，城市生活垃圾處理績效和運營模式又是經(jīng)費因素在10%置信水平上的顯著Granger原因，它們的統(tǒng)計量分別為3.3978和3.0522，p值分別為0.065和0.081。

最后，表9中的第五部分顯示了政府監(jiān)管因素作為被解釋變量方程的檢驗結果。表中信息顯示，城市生活垃圾處理績效、勞動力因素及運營模式因素均不是政府監(jiān)管因素的Granger原因，其統(tǒng)計量分別為0.4297、1.0669和1.1851，相應的p值分別為0.512、0.302和0.276，均難以拒絕Granger檢驗的原假設。而經(jīng)費因素則是政府監(jiān)管因素在10%置信水平上的顯著Granger原因，其統(tǒng)計量為3.0619，p值為0.080。

4. 模型整體構建及穩(wěn)定性檢驗。根據(jù)前文對模型整體的滯后項的判斷結果，本文分別建立VAR(1)和VAR(2)模型，但是由于模型整體的穩(wěn)定性，最終本文選擇VAR(1)模型作為計量模型。表10主要信息為VAR(1)模型中基本的系數(shù)估計值，表中的圓括號顯示的相應系數(shù)估計的標準差，而方括號為相應系數(shù)估計的統(tǒng)計量值。表11是關于模型各個因素的擬合情況，從表可以發(fā)現(xiàn)五個變量的擬合情況非常良好，擬合優(yōu)度均超過了95%，p值均表現(xiàn)出1%的置信水平顯著性。

表10 模型整體系數(shù)的估計情況表

表11 模型各因素的擬合情況

表12 模型穩(wěn)定性情況

表12主要反映模型整體的穩(wěn)定性，原則上模型的特征根和模值均小于1才能夠保證模型整體的穩(wěn)定。保證模型整體的穩(wěn)定性主要基于兩個方面的考慮，一方面保證模型的測度具有穩(wěn)定的測度意義和實際意義，這樣即使在數(shù)據(jù)樣本量變化的情況下，依然能夠保證模型的解釋能力。另一方面為后文進行脈沖響度模型和方差分解做鋪墊和基礎，因為模型進行預測和模擬估計動態(tài)變化進行需要模型穩(wěn)定前提條件。具體而言，模型具有五個特征根和五個模值，模值均小于1，可以說明模型整體的穩(wěn)定性，進一步從VAR系統(tǒng)的穩(wěn)定性判別(見圖3)也可以看出，所有的特征根均在單位圓內(nèi)。據(jù)此，可以判斷本文采用的VAR(1)模型具有較好的穩(wěn)定性。

5. 脈沖響度模型及方差分解。本文研究各因素的長期動態(tài)特征采用分要素分析的方式，主要使用Stata14進行處理，分別分析勞動力、運營模式、經(jīng)費以及政府監(jiān)管等因素的脈沖響度模型以及相應的方差分解情況，以期刻畫四種因素對城市生活垃圾處理績效的動態(tài)影響。

(1)勞動力因素。勞動力因素主要是用本科以上的人員比重作為測算，從脈沖響度函數(shù)動態(tài)圖4和方差分解表13的變化情況看，勞動力因素在當期變動1%會引起城市生活垃圾處理績效正向變動，在第二期時下降，隨后逐漸恢復均衡狀態(tài)，大約5期之后這樣的波動影響逐漸消失。結合方差分解表的信息，更加準確地反映動態(tài)波動情況，具體而言，在沖擊作用后的第一期，勞動力因素提升1%，則績效水平相應地提高到3.84%，其后第二期迅速下降到負向狀態(tài)的1.07%；大約在第5期后，其重要的波動不足0.01%，可以被認為趨近于穩(wěn)定狀態(tài)。

圖3 VAR系統(tǒng)穩(wěn)定性判別圖

圖4 勞動力因素沖擊作用下的績效動態(tài)變化圖

表13 勞動因素沖擊作用下的方差分解表

圖5 運營模式因素沖擊作用下的績效動態(tài)變化圖

(2)運營模式因素。運營因素主要是以PPP模式進行測算，從脈沖響度函數(shù)動態(tài)圖5和方差分解表14的變化情況看，運營模式因素在當期變動1%會引起城市生活垃圾處理績效正向變動，在第二期達到波峰，隨后波動到波谷，然后逐漸恢復穩(wěn)定狀態(tài)，但是與勞動力因素不同在于運營模式會直接使得整體的績效水平呈現(xiàn)永久性的正向影響，這從5期之后正向波動影響仍然存在可以看出。結合方差分解表的信息，更加準確地反映動態(tài)波動情況，具體而言，在沖擊作用后的第一期，勞動力因素提升1%，則績效水平相應地提高到0.475%，其后第二期迅速下降到負向狀態(tài)的0.2499%；大約在第5期后，其正向波動一直較為穩(wěn)定地持續(xù)在不足0.11%以上，可以被認為趨近于永久性正向影響。

表14 運營模式因素沖擊作用下的方差分解表

圖6 政府監(jiān)管因素沖擊作用下的績效動態(tài)變化圖

(3)政府監(jiān)管因素。政府監(jiān)管因素主要是用政府監(jiān)管的投入資金量進行測算，從脈沖響度函數(shù)動態(tài)圖6和方差分解表15的變化情況看，政府監(jiān)管因素在當期變動1%會引起城市生活垃圾處理績效負向變動，在第二期大幅度上升，并且這種提升作用非常持久，從第二期一直持續(xù)到第九期，隨后逐漸恢復均衡狀態(tài)。結合方差分解表的信息，更加準確地反映動態(tài)波動情況，具體而言，在沖擊作用后的第一期，政府監(jiān)管因素提升1%，則績效水平相應地達到波谷，下降了1.22%，其后第二期迅速上升到波峰，大約1.53%；大約在第5期后，其重要的波動不足0.01%，可以被認為趨近于穩(wěn)定狀態(tài)。

表15 政府監(jiān)管因素沖擊作用下的方差分解表

圖7 經(jīng)費因素沖擊作用下的績效動態(tài)變化圖

(4)經(jīng)費因素。經(jīng)費因素主要是以經(jīng)費投入進行測算，從脈沖響度函數(shù)動態(tài)圖7和方差分解表16的變化情況看，經(jīng)費因素在當期變動1%會引起城市生活垃圾處理績效負向變動，在第二期到達波谷，其后短暫的正向波動，而后逐漸恢復均衡狀態(tài)，大約5期之后這樣的波動影響逐漸消失。結合方差分解表的信息，更加準確地反映動態(tài)波動情況，具體而言，在沖擊作用后的第一期，經(jīng)費因素提升1%，則績效水平相應地下降1.74%，其后正向波動恢復兩期，分別為0.49%和0.16%；大約在第5期后，其重要的波動約0.01%，可以被認為趨近于穩(wěn)定狀態(tài)。

表16 經(jīng)費因素沖擊作用下的方差分解表

(三) 實證結果解讀及分析

結合上文對VAR模型的分析結果看，本文發(fā)現(xiàn)中國城市生活垃圾處理績效水平直接顯著性Granger原因為勞動力因素和運行模式因素兩個方面，而政府監(jiān)管因素和經(jīng)費因素確實呈現(xiàn)出間接影響作用。本文將多因素之間和對城市生活垃圾處理績效作用的關系歸納和繪制成圖8，進而得出相應結論：首先，運行模式因素在整體的作用機理路徑中處于一種外生特征，這說明運行模式必須由外接入，單純依靠自身的作用難以保持長期績效提升。由此可以說明，政府在采用運營模式進行促進和改善城市生活垃圾處理績效時，必須做到“模式先進、模式先行”。運營模式的先進性一方面可以有效改善勞動力素質(zhì)、優(yōu)化其結構，另一方面可以增加行業(yè)的融資渠道、有效解決行業(yè)經(jīng)費不足等問題。其次，勞動力因素在整體的作用路徑和機理中起到了核心作用，勞動力因素一方面可以直接作用和影響行業(yè)整體績效水平，這是由于較高素質(zhì)的技術人才和管理人才將促進行業(yè)的規(guī)范化發(fā)展和安全運行，對提高整體行業(yè)績效起到關鍵作用。另一方面，勞動力因素又受到政府監(jiān)管、經(jīng)費及運營模式等因素影響，可見多種因素與勞動力進行復合共同作用于績效水平，這體現(xiàn)了人力資本在績效水平提升中的重要作用。最后，可以發(fā)現(xiàn)經(jīng)費因素和政府監(jiān)管因素是一種間接作用影響，這種作用都是依靠勞動力因素這一紐帶進行傳遞。兩種間接作用因素都是一種內(nèi)生性作用機理，但其作用動力來源并不相同，經(jīng)費因素的作用動力一方面來自勞動力因素的反饋，另一方面則來源于行業(yè)績效本身。相對而言，政府監(jiān)管因素的作用動力則主要來自經(jīng)費因素，這主要是因為政府監(jiān)管的水平和效率來源于監(jiān)管的投入經(jīng)費，其經(jīng)費必然是整體經(jīng)費的一部分。

圖8 多因素之間及對績效影響的顯著性作用路徑

四、結論與對策建議

本文通過主成分分析的方法構建和評價中國2006—2015年9年間各省(區(qū)、市)及整體的城市生活垃圾處理績效綜合水平，在此基礎上利用VAR模型檢驗了多種因素對中國城市生活垃圾處理績效影響做以實證研究。研究發(fā)現(xiàn)：直接影響中國城市生活垃圾處理績效的主要因素是勞動力因素和運營模式因素。同時，運營模式因素是一種外生性因素，沒有外生驅(qū)動緊靠自身調(diào)整是無法實現(xiàn)的；而勞動力因素則是核心影響因素，一方面體現(xiàn)為經(jīng)費因素和政府監(jiān)管因素影響績效水平的紐帶作用，另一方面體現(xiàn)為人力資本在績效方面的作用。據(jù)此，本文認為正確認識影響城市生活垃圾的績效因素和作用路徑是提升其水平的關鍵，因而提出相應的建議如下。

首先，提升經(jīng)費的使用質(zhì)量，促進經(jīng)費內(nèi)部使用效率。各地生活垃圾處理費收繳成本高，收繳率較低，造成運行中減少工序、降低標準、偷工減料等現(xiàn)象。同時，經(jīng)費不足導致垃圾處理設施特別是焚燒設施鄰避現(xiàn)象顯著，設施選址落地異常困難，甚至影響到部分已建設施的正常使用?，F(xiàn)有設施超負荷運行情況非常普遍，一些城市填埋場飽和后沒有新建設施，城市運行面臨安全問題。其次，重視專業(yè)人才培養(yǎng)。專業(yè)人才的培養(yǎng)主要在于兩個方面：一是行業(yè)專業(yè)技術和管理人員在規(guī)范化管理和設施安全運行等方面起著舉足輕重的作用。目前我國生活垃圾處理設施處于快速發(fā)展階段，相關有經(jīng)驗的專業(yè)人才匱乏；二是相關監(jiān)管機構、人員、設備和技術評估制度不完善，監(jiān)管職能履行不到位。隨著市場化的生活垃圾處理項目逐漸增多，監(jiān)管機構專業(yè)化程度不夠愈加凸顯，監(jiān)管人員技術水平甚至低于企業(yè)從業(yè)人員。最后，科學發(fā)展如PPP運營模式等競爭性運行模式，為其提供有效的保障措施和機制。可根據(jù)項目的基本特征(譬如公益性、非競爭性和非排他性等)來建立恰當?shù)难a貼制度，發(fā)揮垃圾處理項目PPP模式的優(yōu)勢。具體而言：①結合垃圾處理的收費模式來設計補貼制度。如果是定額收費，對家庭可支配收入低的人群給予一定的補貼，因為他們的人均垃圾產(chǎn)量一般也比較少；如果是按量收費，則無需對家庭進行區(qū)別對待；②結合PPP模式的付費方式來設計對社會資本的補貼制度，完善垃圾處理行業(yè)PPP專項法律體系。