產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的工業(yè)污染減排效應(yīng)研究
——基于長三角城市群的實(shí)證分析

申偉寧，柴澤陽，張 舒

（1.河北經(jīng)貿(mào)大學(xué) a.公共管理學(xué)院；b.發(fā)展戰(zhàn)略與規(guī)劃研究室，河北 石家莊 050061；2.華東理工大學(xué) 商學(xué)院，上海 200237；3.上海師范大學(xué) 全球城市研究院，上海 200234）

一、引 言

產(chǎn)業(yè)集聚是在特定空間范圍內(nèi)所呈現(xiàn)出的產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)律，同時(shí)也是助推中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要模式。但是，在“集聚化”發(fā)展初期，企業(yè)更多是為了獲得“集聚租”而進(jìn)行量上的“扎堆式”集聚［1］，如此的集聚方式給中國帶來了嚴(yán)重的環(huán)境污染問題。隨著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，跨行業(yè)的融合型經(jīng)濟(jì)發(fā)展模式逐漸走熱，產(chǎn)業(yè)集聚也不再是單一產(chǎn)業(yè)在地理空間上的不斷匯聚，而是伴隨著相關(guān)產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚。尤為突出的是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)高度聚集的地區(qū)，其制造業(yè)也較為發(fā)達(dá)［2］。從西方發(fā)達(dá)國家的發(fā)展軌跡來看，“工業(yè)型經(jīng)濟(jì)”向“服務(wù)型經(jīng)濟(jì)”的轉(zhuǎn)變是其制造業(yè)競爭力進(jìn)一步攀升的重要原因。因此，制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚（以下簡稱“協(xié)同集聚”）便成為優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)動力轉(zhuǎn)換的重要手段和發(fā)展趨勢。

現(xiàn)有的理論和實(shí)證研究指出，集聚經(jīng)濟(jì)存在兩種相反的作用。一是具有正向外部效應(yīng)的“集聚效應(yīng)”；二是具有負(fù)向外部效應(yīng)的“擁塞效應(yīng)”。集聚效應(yīng)對于經(jīng)濟(jì)增量和經(jīng)濟(jì)質(zhì)量有積極影響，同時(shí)對區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的改善也有積極作用；而擁塞效應(yīng)不僅阻礙經(jīng)濟(jì)質(zhì)量的提高，還使得資源被過度消耗，污染排放增加。顯然，協(xié)同集聚也應(yīng)當(dāng)存在集聚效應(yīng)和擁塞效應(yīng)。隨著中國融合型經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，協(xié)同集聚也在不斷深化，而這種集聚對環(huán)境質(zhì)量的影響如何？是否存在空間外溢效應(yīng)？協(xié)同集聚應(yīng)側(cè)重制造業(yè)還是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)？回答這些問題，對于厘清當(dāng)下協(xié)同集聚的發(fā)展趨勢尤為必要。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染

國內(nèi)外學(xué)者對產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染的關(guān)系研究大多集中于工業(yè)集聚或制造業(yè)集聚方面，且基本上形成了以下三種觀點(diǎn)：

第一，產(chǎn)業(yè)集聚加劇了環(huán)境污染。這種觀點(diǎn)認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)集聚初期更多表現(xiàn)為“扎推式”數(shù)量集聚，而這種簡單、粗放的數(shù)量型集聚往往伴隨著產(chǎn)能的擴(kuò)張和能源消耗的上升，并且企業(yè)為了獲取政策紅利和鞏固自身優(yōu)勢，也會繼續(xù)擴(kuò)張和消耗，產(chǎn)生惡性循環(huán)，導(dǎo)致環(huán)境污染加劇。國內(nèi)外學(xué)者通過實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)了這種污染效應(yīng)的存在。如Verhoef（2002）和Cheng（2016）分別利用歐盟200個(gè)城市和中國285個(gè)地級市進(jìn)行了研究，均發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚規(guī)模與環(huán)境污染存在顯著相關(guān)性［3-4］。Liu等（2016）利用中國2003-2014年的地級市數(shù)據(jù)，通過Copeland-Taylor模型框架也證實(shí)了工業(yè)集聚加劇了工業(yè)污染［5］。國內(nèi)的一些學(xué)者還通過將中國的“開發(fā)區(qū)熱”比作一個(gè)自然實(shí)驗(yàn)，研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚政策導(dǎo)致了集聚區(qū)環(huán)境污染的加?。?］。

第二，產(chǎn)業(yè)集聚有利于緩解污染排放。這種觀點(diǎn)認(rèn)為，一方面，由產(chǎn)業(yè)集聚所帶來的企業(yè)競爭行為，激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動力，提高了企業(yè)創(chuàng)新效率，有利于緩解環(huán)境污染；另一方面，集聚規(guī)模的擴(kuò)大使得污染治理也具備了規(guī)模效應(yīng)，從而降低了環(huán)境治理成本，有助于環(huán)境質(zhì)量的改善。Zeng and Zhao（2009）利用兩地區(qū)、兩部門的數(shù)理模型證明了制造業(yè)集聚可以緩解“污染天堂”效應(yīng)［7］。雷海等（2017）從行業(yè)角度進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)中國絕大多數(shù)行業(yè)的集聚水平有助于改善環(huán)境質(zhì)量［8］。胡志強(qiáng)等（2018）通過研究中國285個(gè)地級市工業(yè)集聚和污染排放的空間特征發(fā)現(xiàn)：雖然東中西部地區(qū)的工業(yè)集聚水平和工業(yè)污染水平存在差異，但總體上工業(yè)集聚有利于降低污染排放［9］。

第三，產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染之間的關(guān)系是非線性或不確定的。產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染呈倒U型關(guān)系得到了許多學(xué)者的支持，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚初期的盲目擴(kuò)張使得環(huán)境污染加劇，隨著集聚水平的提高，產(chǎn)業(yè)集聚的外部性由負(fù)轉(zhuǎn)正，環(huán)境質(zhì)量會逐漸改善［10-12］。此外，閆逢柱等（2011）認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚的污染減排效應(yīng)是短期的，兩者之間并不具有長期的因果關(guān)系［13］。謝榮輝和原毅軍（2016）從專業(yè)化集聚和多樣化集聚出發(fā)，認(rèn)為兩種集聚對環(huán)境污染的影響作用是有差別的［14］。

（二）協(xié)同集聚與環(huán)境污染

自 Ellison and Glaeser（1997）從制造業(yè)視角提出“產(chǎn)業(yè)協(xié)同式集聚”概念以來，制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的協(xié)同集聚研究逐漸成為產(chǎn)業(yè)集聚研究的熱點(diǎn)問題［15］。協(xié)同集聚就是增強(qiáng)當(dāng)前空間地理上不同產(chǎn)業(yè)之間的交流與合作，其目的在于推進(jìn)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)融合發(fā)展，強(qiáng)化現(xiàn)代服務(wù)業(yè)的服務(wù)功能，搭建現(xiàn)代制造業(yè)的服務(wù)平臺，通過服務(wù)型制造業(yè)來實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。現(xiàn)有關(guān)于協(xié)同集聚的形成機(jī)制仍然是在馬歇爾外部性，即勞動力、投入產(chǎn)出以及創(chuàng)新溢出三個(gè)關(guān)鍵因素的基礎(chǔ)上展開的［16］。在實(shí)證研究方面，協(xié)同集聚在空間上的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)則是區(qū)域經(jīng)濟(jì)與競爭力研究方面的重要議題［17-19］。但近年來，隨著國內(nèi)環(huán)境問題的日益嚴(yán)峻以及制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的壓力倍增，學(xué)者們開始關(guān)注制造業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)在協(xié)同集聚過程中對環(huán)境質(zhì)量的影響，如周明生和王帥（2018）以京津冀地區(qū)為例，發(fā)現(xiàn)協(xié)同集聚加劇了二氧化硫污染排放［20］。與之相反，蔡海亞和徐盈之（2018）、苗建軍和郭紅嬌（2019）研究發(fā)現(xiàn)，協(xié)同集聚有利于緩解霧霾污染、降低工業(yè)廢水排放［2，21］。此外，黃娟和汪明進(jìn)（2017）、陸鳳芝和楊浩昌（2020）的研究顯示，協(xié)同集聚與環(huán)境污染呈倒U型關(guān)系［22-23］，即短期內(nèi)協(xié)同集聚阻礙了環(huán)境質(zhì)量改善，而長期看又會對環(huán)境質(zhì)量改善起到助推作用。

縱觀現(xiàn)有文獻(xiàn)，學(xué)者們對產(chǎn)業(yè)集聚特別是制造業(yè)集聚對環(huán)境污染的影響進(jìn)行了大量研究，但對協(xié)同集聚與環(huán)境污染的關(guān)系仍缺乏關(guān)注。事實(shí)上，隨著中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，制造業(yè)面臨國內(nèi)要素成本上升以及全球價(jià)值鏈“低端封鎖”的雙重壓力，與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的協(xié)同發(fā)展被認(rèn)為是推動制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要途徑?！皟蓸I(yè)”的協(xié)同發(fā)展必然離不開協(xié)同集聚問題，而集聚問題又離不開環(huán)境問題。因此，對協(xié)同集聚的環(huán)境效應(yīng)進(jìn)行研究尤為必要。作為中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的最大增長極，本文以長三角城市群為研究對象，深入分析了協(xié)同集聚的環(huán)境效應(yīng)。與現(xiàn)有協(xié)同集聚與環(huán)境污染的關(guān)系研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，鑒于長三角地區(qū)日益緊密的一體化關(guān)系，集聚經(jīng)濟(jì)存在相當(dāng)程度的空間相關(guān)性，對此本文在空間計(jì)量模型的框架下考察了協(xié)同集聚的空間溢出效應(yīng)，同時(shí)還利用不同的空間矩陣來識別其空間關(guān)聯(lián)渠道，而現(xiàn)有文獻(xiàn)對協(xié)同集聚的空間關(guān)聯(lián)性考察相對不足；第二，本文在考察協(xié)同集聚的空間溢出過程中，側(cè)重于使用經(jīng)濟(jì)層面的空間矩陣來識別空間溢出渠道，因?yàn)榕c地理鄰近相比，協(xié)同集聚的空間溢出更多體現(xiàn)于物流、人流等經(jīng)濟(jì)因素層面［24］；第三，在非線性的考察方面，現(xiàn)有文獻(xiàn)側(cè)重于關(guān)注協(xié)同集聚本身，而忽略了組成協(xié)同集聚的制造業(yè)集聚和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，對此本文利用門檻模型來捕捉協(xié)同發(fā)展過程中制造業(yè)集聚和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對協(xié)同集聚的非線性影響。

三、理論分析

由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)對制造業(yè)具有空間依附性［25］，協(xié)同集聚在初級階段就主要表現(xiàn)為制造業(yè)集聚程度高而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚不足。因此，協(xié)同集聚對環(huán)境污染的影響在短期內(nèi)主要是制造業(yè)集聚占主導(dǎo)地位。

從外部性角度來看，馬歇爾“產(chǎn)業(yè)區(qū)”理論認(rèn)為，制造業(yè)集聚的正外部性主要表現(xiàn)在厚勞動力市場、企業(yè)間投入產(chǎn)出關(guān)聯(lián)以及知識外溢對經(jīng)濟(jì)效率的促進(jìn)，進(jìn)而降低了單位產(chǎn)值的污染排放。具體而言，厚勞動力市場集聚了大量的熟練勞動力和專業(yè)化人才，降低了企業(yè)與勞動者之間的匹配成本，既有助于企業(yè)提高生產(chǎn)效率，又使得企業(yè)有更多能力去進(jìn)行研發(fā)，改進(jìn)生產(chǎn)工藝，降低能耗排放；制造業(yè)集聚為上下游企業(yè)合作提供了機(jī)會，地理鄰近降低了運(yùn)輸成本和污染排放，產(chǎn)業(yè)鄰近形成的“鏈狀經(jīng)濟(jì)”促使整個(gè)產(chǎn)業(yè)鏈實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排；知識溢出效應(yīng)促進(jìn)了集群創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展和集群經(jīng)濟(jì)的增長，是集群創(chuàng)新產(chǎn)出和生產(chǎn)率提高的源泉［26］，將有利于改善企業(yè)的能源效率和減排效率，降低環(huán)境污染程度。然而，制造業(yè)集聚對環(huán)境也存在明顯負(fù)外部性。事實(shí)上，企業(yè)形成集聚的原因并非馬歇爾所述的三大正外部性，而是集聚區(qū)所帶來的“政策租”［1］。集聚區(qū)依靠政策優(yōu)勢吸引著大量企業(yè)，同時(shí)地方政府出于經(jīng)濟(jì)增長的需要，對進(jìn)入企業(yè)也不加甄別，致使大量低效率、高污染、高耗能企業(yè)形成集聚，從而對地區(qū)環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響。此外，由企業(yè)集聚帶來的人口規(guī)模上升，也在一定程度上刺激了能源消耗，直接影響地區(qū)環(huán)境承載能力。因此，在以制造業(yè)為主導(dǎo)的初級協(xié)同階段，協(xié)同集聚對環(huán)境污染的影響取決于集聚正、負(fù)外部性的相對大小。

隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展和制造業(yè)的不斷升級，一些生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)逐漸從制造業(yè)內(nèi)部剝離（如設(shè)計(jì)、營銷等），同時(shí)也吸引大量知識密集型服務(wù)業(yè)聚集于此（如法律、財(cái)務(wù)、商務(wù)服務(wù)等），協(xié)同集聚轉(zhuǎn)為以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)的高級階段。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚通過規(guī)模效應(yīng)和知識溢出效應(yīng)促使制造業(yè)向高端化、清潔化方向發(fā)展，降低污染排放。一方面，具有高附加值、高技術(shù)含量、低能耗、低污染特征的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，可以促使制造業(yè)在生產(chǎn)過程中使用更多的清潔外包服務(wù)，既使得制造業(yè)能夠更加專注于核心產(chǎn)品研發(fā)，又極大降低了生產(chǎn)過程中的治理成本，有利于環(huán)境污染治理［23］；另一方面，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)中知識密集型和技術(shù)密集型行業(yè)聚集了大量專業(yè)技術(shù)人員，增加了技術(shù)人員之間合作交流的機(jī)會，由此形成的知識技術(shù)密集型交流網(wǎng)有利于激發(fā)創(chuàng)新思維，形成集體學(xué)習(xí)和創(chuàng)新環(huán)境［27］，促使先進(jìn)技術(shù)和前沿理念被嵌入制造環(huán)節(jié)，生產(chǎn)效率全面提升［28］，污染排放大大降低。

綜上分析，本文可以得到兩個(gè)重要推斷：

第一，協(xié)同集聚對環(huán)境污染的影響存在短期與長期效應(yīng)。短期內(nèi)，協(xié)同集聚以制造業(yè)為主導(dǎo)，對環(huán)境污染的影響具有不確定性；但長期來看，協(xié)同集聚升級為以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)，有利于改善環(huán)境質(zhì)量。這一分析結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)指出的集聚與污染的倒U型關(guān)系相符合。然而，考慮到本文的研究區(qū)域?yàn)殚L三角城市群，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)都比較發(fā)達(dá)［24］，兩者的協(xié)同集聚水平處于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主導(dǎo)的高級階段，污染減排效應(yīng)更強(qiáng)，倒U型關(guān)系可能不太明顯。此外，本文還通過對長三角地區(qū)的產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與環(huán)境污染進(jìn)行非參數(shù)回歸來表現(xiàn)兩者間非線性特征，結(jié)果如圖1所示。

圖1 長三角產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚與工業(yè)SO2強(qiáng)度的非參數(shù)估計(jì)

可以發(fā)現(xiàn)兩者之間并不具有明顯倒U型關(guān)系特征，協(xié)同集聚對污染排放強(qiáng)度的影響更有可能表現(xiàn)為抑制作用。據(jù)此，本文提出假說1。

H1：產(chǎn)業(yè)發(fā)展程度較高的地區(qū)，協(xié)同集聚有利于降低污染排放強(qiáng)度。

第二，集聚過程中，由不同產(chǎn)業(yè)主導(dǎo)的協(xié)同集聚對污染排放強(qiáng)度存在差異性。具體而言，當(dāng)協(xié)同集聚由制造業(yè)主導(dǎo)時(shí)，由于制造業(yè)集聚對環(huán)境污染的影響既存在正外部性，又存在負(fù)外部性，因此協(xié)同集聚的污染減排效應(yīng)也隨之不確定，取決于正、負(fù)外部性的相對大??；當(dāng)協(xié)同集聚由生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主導(dǎo)時(shí)，由于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)具有清潔化、知識密集和技術(shù)密集等特征，同時(shí)也有助于制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級，因此協(xié)同集聚的污染減排效應(yīng)較強(qiáng)。據(jù)此，本文提出假說2。

H2：制造業(yè)主導(dǎo)的協(xié)同集聚對污染排放強(qiáng)度的影響不確定，而生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主導(dǎo)的協(xié)同集聚有利于強(qiáng)化污染減排效應(yīng)。

四、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設(shè)立與識別

1.模型設(shè)立

環(huán)境污染存在空間溢出效應(yīng)，已在學(xué)術(shù)界成為不爭的事實(shí)。此外，某一地區(qū)的環(huán)境污染水平在受到本地區(qū)發(fā)展因素影響的同時(shí)，還有可能受到來自其他地區(qū)發(fā)展因素的影響。然而，經(jīng)典的回歸模型并未考慮樣本的空間影響因素。雖然空間杜賓模型綜合考慮了因變量和自變量的空間影響因素，但該模型容易存在內(nèi)生性問題。因此，為了考慮模型的空間影響因素，同時(shí)避免內(nèi)生性問題，本文設(shè)定了只包含自變量空間滯后的回歸模型：

其中，SO2表示工業(yè)SO2排放強(qiáng)度；COO表示協(xié)同集聚水平；X表示其他控制變量；ln表示對各變量進(jìn)行對數(shù)化運(yùn)算。為了驗(yàn)證H1，在式（1）中加入了協(xié)同集聚的二次項(xiàng)；i表示觀測樣本地區(qū)；t表示年份；εit表示隨機(jī)擾動項(xiàng)，β1、β2和β3表示各變量的待估計(jì)參數(shù)；δ1和δ2表示各變量的空間滯后系數(shù)；W表示空間權(quán)重矩陣。

實(shí)證分析中，本文主要以城市經(jīng)濟(jì)視角設(shè)定了三種空間權(quán)重矩陣，分別為物流矩陣W1、人口流動矩陣W2和經(jīng)濟(jì)引力矩陣W3。電子商務(wù)的興起使得物流行業(yè)迎來了發(fā)展的“春天”，城市間的物流數(shù)據(jù)是反映城市間經(jīng)濟(jì)影響力的重要指標(biāo)之一，本文抓取了中國物通網(wǎng)長三角城市之間的物流專線信息，并根據(jù)城市間物流專線數(shù)量設(shè)定了物流空間權(quán)重矩陣；城市間人口流動反映了城市之間經(jīng)濟(jì)溝通活力，本文參考了北京大學(xué)地理信息系統(tǒng)軟件實(shí)驗(yàn)室整理社交網(wǎng)絡(luò)定位數(shù)據(jù)［29］，選取了長三角城市群的相關(guān)數(shù)據(jù)構(gòu)建了人口流動矩陣；傳統(tǒng)的引力模型是研究地區(qū)間經(jīng)濟(jì)關(guān)系的基礎(chǔ)模型，本文基于此模型構(gòu)建了經(jīng)濟(jì)引力矩陣。

此外，為了檢驗(yàn)H2，本文還采用面板門檻模型來捕捉協(xié)同集聚分別在制造業(yè)主導(dǎo)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主導(dǎo)下對工業(yè)SO2排放強(qiáng)度的非線性影響特征。模型設(shè)定如下：

其中，C為常數(shù)項(xiàng)；I（·）為指示函數(shù)；指示函數(shù)中的T為門檻變量；λ為待估算的門檻值。本文所使用的門檻變量有協(xié)同集聚變量、制造業(yè)集聚變量以及生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚變量。式（2）為單門檻模型，相應(yīng)的還有雙門檻模型以及三門檻模型，具體模型形式本文不再贅述。若門檻檢驗(yàn)顯示不存在門檻，則非線性模型退化為線性模型。

2.模型選擇

在空間計(jì)量模型中，選擇最優(yōu)的空間權(quán)重矩陣尤為重要。空間權(quán)重矩陣分為行標(biāo)準(zhǔn)化矩陣和非行標(biāo)準(zhǔn)化矩陣，這與網(wǎng)絡(luò)分析中的局部平均模型和局部加總模型相對應(yīng)。兩種模型分別對應(yīng)不同的政策含義，局部加總模型強(qiáng)調(diào)刺激中心城市從而帶動周邊地區(qū)發(fā)展的溢出型政策；局部平均模型則強(qiáng)調(diào)群體型發(fā)展政策。

本文參考Liu等（2014）提出的J檢驗(yàn)對兩種空間權(quán)重矩陣下的模型進(jìn)行篩選［30］。具體檢驗(yàn)方法如下：

其中，H1為局部加總模型；H2為局部平均模型；Y為因變量；X為自變量；N為非行標(biāo)準(zhǔn)化矩陣；N*為行標(biāo)準(zhǔn)化矩陣；ε為隨機(jī)干擾項(xiàng)。為檢驗(yàn)選擇何種模型，首先需要構(gòu)造一個(gè)擴(kuò)展模型，形式如下：

其中，YH2是模型H2中被解釋變量的估計(jì)值。J檢驗(yàn)的原假設(shè)為α1=0，若無法拒絕原假設(shè)，則認(rèn)為局部加總模型H1更為合適；反之，局部平均模型更為合適。此外，本文還通過對比Wald檢驗(yàn)值、對數(shù)似然函數(shù)值、AIC以及BIC值對J檢驗(yàn)進(jìn)行補(bǔ)充與驗(yàn)證。

（二）變量說明

1.被解釋變量

工業(yè)二氧化硫強(qiáng)度（SO2）。工業(yè)污染是長三角地區(qū)污染物的主要來源之一，常用的工業(yè)污染指標(biāo)有工業(yè)廢水、廢氣以及固體廢棄物等，既有研究也多采用污染物綜合指標(biāo)來衡量環(huán)境污染情況。本文主要以工業(yè)污染為研究對象，考慮數(shù)據(jù)的可得性以及綜合指標(biāo)無法反映特定工業(yè)污染的情況，本文采用工業(yè)二氧化硫排放強(qiáng)度來替代工業(yè)污染指標(biāo)。

2.核心解釋變量

協(xié)同集聚（COO）。在協(xié)同集聚水平的測度方面，國內(nèi)學(xué)者大多基于區(qū)位熵來構(gòu)建協(xié)同集聚指標(biāo)［31-32］。鑒于此，本文首先根據(jù)張虎等（2017）的方法［24］，將交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)、信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)、金融業(yè)、租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)、科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)合并為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)；然后，采用區(qū)位熵來衡量長三角26個(gè)城市的制造業(yè)集聚（MAN）和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚（SER）；最后，借鑒其計(jì)算方法，測量各城市的協(xié)同集聚水平，計(jì)算公式為：

3.控制變量

經(jīng)濟(jì)增長水平（PGDP）。城市經(jīng)濟(jì)增長是導(dǎo)致環(huán)境污染的因素，環(huán)境庫茲涅茨曲線理論認(rèn)為地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長與污染物排放存在倒U型關(guān)系。本文利用實(shí)際人均地區(qū)生產(chǎn)總值作為城市經(jīng)濟(jì)增長水平的衡量指標(biāo)。

外商直接投資（FDI）。污染天堂理論認(rèn)為，發(fā)達(dá)國家為了保護(hù)其環(huán)境質(zhì)量，往往會將重污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至發(fā)展中國家，加劇了發(fā)展中國家的環(huán)境污染。本文采用實(shí)際利用外商直接投資額占生產(chǎn)總值的比重來表征外商直接投資水平。

人口數(shù)量（POP）。隨著城市人口數(shù)量的增加，人們的工業(yè)品消費(fèi)需求也逐漸上升，從而容易導(dǎo)致污染水平上升。本文利用年末常住人口數(shù)量來表示城市人口數(shù)量。

技術(shù)創(chuàng)新水平（TECH）。技術(shù)創(chuàng)新水平能夠促進(jìn)地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級、提高企業(yè)生產(chǎn)效率，從而實(shí)現(xiàn)污染減量化?，F(xiàn)有研究多采用專利數(shù)量來衡量地區(qū)技術(shù)創(chuàng)新水平，然而，專利本身的指代性過于寬泛，很多專利實(shí)際上與污染減排并無關(guān)聯(lián)。對此，為了體現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新的污染減排屬性，本文特別采用綠色專利授權(quán)量來衡量城市在環(huán)境保護(hù)方面的技術(shù)創(chuàng)新水平。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（S2）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)決定了地區(qū)產(chǎn)業(yè)類型，工業(yè)比重高的城市環(huán)境污染相對較為嚴(yán)重。本文利用第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)總值的比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)。

環(huán)境規(guī)制（ER）。根據(jù)“波特假說”，有效的環(huán)境規(guī)制能夠倒逼企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，加速產(chǎn)業(yè)綠色化改革進(jìn)程，從而實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)低污染、低排放?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對環(huán)境規(guī)制的衡量主要有兩類，一是基于污染排放數(shù)據(jù)構(gòu)建單一或綜合指標(biāo)來表征，但該指標(biāo)主要反映環(huán)境污染情況，可能與因變量存在共線性；二是使用環(huán)境污染治理投資額來表征，但城市層面的相關(guān)數(shù)據(jù)在2005年后不再統(tǒng)計(jì)。因此，以上兩種指標(biāo)都不適用本文。對此，本文在張華（2016）［33］研究的基礎(chǔ)上，從廢物處理和利用的角度通過熵值法構(gòu)建了環(huán)境規(guī)制綜合指標(biāo)，相關(guān)的廢物處理數(shù)據(jù)有城鎮(zhèn)污水集中處理率、工業(yè)二氧化硫去除率和工業(yè)固體廢物綜合利用率，其中的缺失數(shù)據(jù)采用插值法補(bǔ)齊。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

為了確保實(shí)證數(shù)據(jù)的完備性，本文將研究年份劃定在2004-2017年，相關(guān)城市經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來源于2005-2018年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》；綠色專利數(shù)據(jù)是根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織（World Intellectual Property Organization，WIPO）定義的綠色技術(shù)專利分類進(jìn)行數(shù)據(jù)整理和篩選，通過國家知識產(chǎn)權(quán)局檢索統(tǒng)計(jì)而得；空間權(quán)重矩陣數(shù)據(jù)來源于中國物通網(wǎng)、北京大學(xué)地理信息系統(tǒng)軟件實(shí)驗(yàn)室以及百度地圖。文中的所有經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)都通過居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行了平減計(jì)算，得出了以2004年為基期的實(shí)際經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，其中FDI數(shù)據(jù)還利用年均匯率轉(zhuǎn)換為人民幣計(jì)價(jià)。變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1所列。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）正態(tài)性檢驗(yàn)

空間計(jì)量模型多采用最大似然估計(jì)法（MLE），但使用MLE需要對擾動項(xiàng)的條件概率分布進(jìn)行正態(tài)性假設(shè)。為此，在模型估計(jì)前，本文首先對工業(yè)SO2強(qiáng)度的對數(shù)值進(jìn)行了正態(tài)性檢驗(yàn)，見表2所列。

表2 對數(shù)工業(yè)SO2強(qiáng)度的正態(tài)性檢驗(yàn)

如表2所列，本文對被解釋變量進(jìn)行的四種正態(tài)性檢驗(yàn)均無法拒絕服從正態(tài)分布的原假設(shè)，因此，被解釋變量工業(yè)SO2強(qiáng)度的對數(shù)值滿足正態(tài)分布特征，可以通過MLE來估計(jì)模型。

（二）協(xié)同集聚的空間模型分析

利用最大似然估計(jì)法，本文基于式（1）首先考察了長三角協(xié)同集聚對工業(yè)SO2排放強(qiáng)度的非線性影響，見表3所列。協(xié)同集聚的二次項(xiàng)系數(shù)在三種空間矩陣下均未通過顯著性檢驗(yàn)，無法判斷協(xié)同集聚與工業(yè)SO2強(qiáng)度之間存在U型或倒U型關(guān)系。說明在控制其他因素不變的條件下，長三角地區(qū)產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚對工業(yè)SO2強(qiáng)度的影響是單調(diào)的，但具體是加劇還是減輕了環(huán)境污染仍需進(jìn)一步檢驗(yàn)。對此，本文剔除了協(xié)同集聚的二次項(xiàng)，重新對式（1）進(jìn)行了回歸，見表4所列。

表3 自變量空間滯后模型回歸結(jié)果1

表4 自變量空間滯后模型回歸結(jié)果2

續(xù)表4

表4列出了三種空間矩陣下局部平均模型和局部加總模型的回歸結(jié)果，兩種模型的回歸結(jié)果符號大體一致，但系數(shù)大小存在明顯差別。J檢驗(yàn)結(jié)果顯示J統(tǒng)計(jì)量顯著，拒絕原假設(shè)，說明局部平均模型比局部加總模型更為適合。同時(shí)，在局部平均模型中，Wald統(tǒng)計(jì)量較大且顯著，對數(shù)似然值更大，AIC和BIC值相對較小，也說明了局部平均模型的估計(jì)結(jié)果較優(yōu)。因此，本文選擇局部平均模型進(jìn)行結(jié)果分析。這一選擇結(jié)果，說明了群體型的經(jīng)濟(jì)發(fā)展政策能夠在長三角城市群中發(fā)揮較好的環(huán)境治理作用，這也正與近年來倡導(dǎo)的長三角一體化發(fā)展戰(zhàn)略遙相呼應(yīng)。

局部平均模型回歸結(jié)果顯示，在三種經(jīng)濟(jì)型空間權(quán)重矩陣下，協(xié)同集聚的系數(shù)均顯著為負(fù)值，說明長三角城市產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚水平的上升有利于工業(yè)SO2強(qiáng)度的降低，這一結(jié)果驗(yàn)證了前文的H1。本文認(rèn)為，長三角城市群作為中國經(jīng)濟(jì)增長極之一，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有明顯的高級化和高度化特征，制造業(yè)一定程度上實(shí)現(xiàn)了轉(zhuǎn)型升級。同時(shí)，作為東部沿海地區(qū)，長三角集聚了大量知識密集、技術(shù)密集型的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)，為制造業(yè)提供了支援性作用。生產(chǎn)專業(yè)化與服務(wù)專業(yè)化的互動發(fā)展，便利了各種高端要素流動和顯性技術(shù)交流，有利于促進(jìn)各自產(chǎn)業(yè)的技術(shù)改進(jìn)和升級，從而提高了生產(chǎn)效率，降低了污染排放強(qiáng)度。值得注意的是，協(xié)同集聚空間滯后項(xiàng)的系數(shù)也顯著為負(fù)，說明協(xié)同集聚的污染減排效應(yīng)能夠通過長三角城市的經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生空間外溢，且物流網(wǎng)絡(luò)和人口流動網(wǎng)絡(luò)中的外溢效應(yīng)較大。受區(qū)域一體化戰(zhàn)略和地區(qū)間產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的影響，交通系統(tǒng)在長三角地區(qū)較為發(fā)達(dá)，不僅使得生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)與制造業(yè)形成互動合作，而且也便利了制造業(yè)在地區(qū)間的生產(chǎn)關(guān)聯(lián)以及專業(yè)技術(shù)人員的跨區(qū)合作交流，強(qiáng)化了城市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，有利于關(guān)聯(lián)城市的協(xié)同集聚向高級階段發(fā)展，從而對環(huán)境狀況起到優(yōu)化效應(yīng)。

表4的控制變量中，經(jīng)濟(jì)增長水平的系數(shù)顯著為負(fù)，其空間滯后項(xiàng)的系數(shù)也為負(fù)，但在W1中未通過顯著性檢驗(yàn)。整體來看，長三角地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長有利于降低工業(yè)SO2強(qiáng)度，改善區(qū)域環(huán)境質(zhì)量，且地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)交流也對區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的改善起到了積極作用。外商直接投資的系數(shù)顯著為正，其空間滯后項(xiàng)的系數(shù)在W1和W2下顯著為負(fù)且絕對值較大，說明雖然長三角地區(qū)表現(xiàn)出一定污染特征，但是由外資所帶來的先進(jìn)管理理念、先進(jìn)生產(chǎn)技術(shù)存在空間溢出作用，進(jìn)而通過經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)對周邊地區(qū)形成了污染減排效應(yīng)，而且外資的減排溢出效應(yīng)明顯強(qiáng)于其污染效應(yīng)。因此，總體來看，長三角地區(qū)外商投資對該區(qū)域工業(yè)污染強(qiáng)度有明顯抑制作用。人口數(shù)量系數(shù)顯著為負(fù)，其空間滯后項(xiàng)系數(shù)在W1下顯著為負(fù)，但在W2和W3下不顯著，說明長三角地區(qū)的人口規(guī)模并不是造成污染的主要原因。綠色技術(shù)創(chuàng)新的系數(shù)在W1和W2下顯著為負(fù)，在W3中不顯著，但其空間滯后項(xiàng)均不顯著，說明整體而言，長三角地區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新降低了本地工業(yè)污染強(qiáng)度，但并未形成技術(shù)溢出效應(yīng)，地區(qū)之間的“綠色知識”在經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)中交流不足，相互學(xué)習(xí)不充分。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，說明第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值的高比重仍然是長三角地區(qū)工業(yè)污染的重要因素，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與升級仍舊是長三角地區(qū)的重要任務(wù)。環(huán)境規(guī)制系數(shù)顯著為負(fù)，說明規(guī)制力度的提升倒逼企業(yè)進(jìn)行污染減排，對本地區(qū)環(huán)境的改善有促進(jìn)作用，同時(shí)其空間滯后項(xiàng)多為不顯著，也表明環(huán)境規(guī)制并未對周邊地區(qū)形成示范效應(yīng)，未能促進(jìn)周邊地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善，規(guī)制功能有待進(jìn)一步挖掘。

（三）進(jìn)一步的非線性特征分析

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)本文提出的假說，本文利用式（2）的面板門檻模型進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)與估計(jì)結(jié)果見表5所列。

模型A以協(xié)同集聚為門檻變量檢驗(yàn)了其在自身門檻特征下對工業(yè)SO2強(qiáng)度的非線性影響。門檻檢驗(yàn)結(jié)果顯示，協(xié)同集聚并不存在門檻特征，即協(xié)同集聚對工業(yè)SO2強(qiáng)度的影響是線性的。退化為線性模型的回歸結(jié)果顯示，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著為負(fù)，該結(jié)果與前文一致，支撐了H1。

模型B和C對H2進(jìn)行了檢驗(yàn)。模型B固定了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，同時(shí)以制造業(yè)集聚lnMAN為門檻變量，檢驗(yàn)了制造業(yè)主導(dǎo)下的協(xié)同集聚對工業(yè)SO2強(qiáng)度的非線性影響；模型C固定了制造業(yè)集聚，同時(shí)以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚lnSER為門檻變量，檢驗(yàn)了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主導(dǎo)下的協(xié)同集聚對工業(yè)SO2強(qiáng)度的非線性影響。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，模型B中制造業(yè)集聚存在雙門檻特征。在控制生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的情況下，當(dāng)制造業(yè)集聚水平較低時(shí)，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-1.653；當(dāng)制造業(yè)集聚水平介于第一門檻值與第二門檻值之間時(shí)，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-1.507；當(dāng)制造業(yè)集聚水平跨越第二門檻值后，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-1.345。該結(jié)果說明，制造業(yè)主導(dǎo)的協(xié)同集聚會對環(huán)境產(chǎn)生較強(qiáng)的負(fù)外部性，導(dǎo)致協(xié)同集聚的污染減排效應(yīng)減弱。模型C中生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚存在單門檻特征。在控制制造業(yè)集聚的情況下，當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚低于門檻值時(shí)，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-0.821；當(dāng)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚高于門檻值時(shí)，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-1.165。該結(jié)果說明，以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為主導(dǎo)的協(xié)同集聚有利于強(qiáng)化污染減排效應(yīng)。這一結(jié)果基本支持了H2。

表5 門檻模型回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保實(shí)證模型的穩(wěn)定性，本文對空間計(jì)量模型和面板門檻模型都進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。鑒于被解釋變量的衡量指標(biāo)較多，且差異較大，本文選擇了工業(yè)廢水和工業(yè)煙粉塵排放強(qiáng)度指標(biāo)（lnFS_GDP和lnFC_GDP）來替代被解釋變量，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。空間計(jì)量模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)見表6所列，面板門檻模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)見表7所列。

在空間計(jì)量模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方面，J檢驗(yàn)顯示局部平均模型更為合適，Wald及對數(shù)似然值等也顯示局部平均模型的估計(jì)結(jié)果較為理想。然而，不同污染物的估計(jì)結(jié)果存在較大差異。就工業(yè)廢水污染物而言，其估計(jì)系數(shù)與前文工業(yè)SO2的模型估計(jì)系數(shù)符號一致，表明協(xié)同集聚降低了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，且能夠通過經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生空間外溢；就工業(yè)煙粉塵而言，其協(xié)同集聚系數(shù)為正，表明協(xié)同集聚加劇了工業(yè)煙粉塵排放強(qiáng)度，且對經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)區(qū)域也產(chǎn)生了負(fù)外部性。在面板門檻模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，兩種污染物的估計(jì)結(jié)果也存在差異。就工業(yè)廢水污染物而言，其門檻檢驗(yàn)結(jié)果、模型估計(jì)結(jié)果與工業(yè)SO2的模型估計(jì)結(jié)果一致。而工業(yè)煙粉塵污染物的估計(jì)結(jié)果與前文存在較大區(qū)別，其估計(jì)結(jié)果顯示，協(xié)同集聚本身雖不存在門檻，但卻加劇了工業(yè)煙粉塵的排放強(qiáng)度；制造業(yè)集聚和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚均存在單門檻特征，且協(xié)同集聚對工業(yè)煙粉塵排放強(qiáng)度的刺激作用隨著制造業(yè)集聚和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚程度的提升而減弱。

總體而言，工業(yè)廢水排放的估計(jì)結(jié)果與前文一致，表明了本文估計(jì)結(jié)果具有一定的穩(wěn)定性。但是，工業(yè)煙粉塵排放的估計(jì)結(jié)果與前文存在差異，說明了協(xié)同集聚的污染減排效應(yīng)存在污染物差異性。本文認(rèn)為產(chǎn)生這一差異的原因有兩方面：一是協(xié)同集聚對環(huán)境存在正負(fù)外部性之別，對環(huán)境污染的影響較為復(fù)雜，對不同的污染物也存在一定的減排差異性；二是模型估計(jì)過程中為了統(tǒng)一工業(yè)煙粉塵排放量的統(tǒng)計(jì)口徑，縮短了樣本年份，也會對模型估計(jì)產(chǎn)生一定的影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果1

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果2

續(xù)表7

六、結(jié)論與啟示

本文對產(chǎn)業(yè)協(xié)同集聚的污染減排效應(yīng)進(jìn)行了理論分析，基于長三角城市群26個(gè)城市2004-2017年的面板數(shù)據(jù)，使用空間計(jì)量模型和面板門檻模型研究了協(xié)同集聚對工業(yè)SO2強(qiáng)度的影響。研究結(jié)論如下：①模型選擇中，局部平均模型的檢驗(yàn)與估計(jì)較優(yōu)，說明群體型的經(jīng)濟(jì)與環(huán)境政策更有利于長三角地區(qū)的環(huán)境治理。②協(xié)同集聚自身并不存在門檻效應(yīng)，且提高協(xié)同集聚有利于工業(yè)SO2強(qiáng)度的降低，而且協(xié)同集聚的這種污染減排作用能夠通過經(jīng)濟(jì)網(wǎng)絡(luò)產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。③制造業(yè)集聚主導(dǎo)的協(xié)同集聚導(dǎo)致協(xié)同集聚的污染減排效應(yīng)呈現(xiàn)逐漸削弱的非線性特征；生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)主導(dǎo)的協(xié)同集聚有利于強(qiáng)化污染減排效應(yīng)。④其他影響因素顯示，外商投資加劇了污染排放，呈現(xiàn)污染天堂現(xiàn)象；綠色技術(shù)創(chuàng)新的污染減排效應(yīng)較弱，且未形成空間溢出效應(yīng)；第二產(chǎn)業(yè)比重過高加劇了工業(yè)污染排放；環(huán)境規(guī)制能夠顯著降低本地污染，但對經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)地區(qū)的溢出效應(yīng)和示范效應(yīng)有待提高。

本文研究結(jié)論蘊(yùn)含的政策啟示如下：

第一，深化改進(jìn)長三角群體型政策，提高區(qū)域一體化水平。本文研究結(jié)論表明，群體型的經(jīng)濟(jì)與環(huán)境政策更利于長三角地區(qū)的環(huán)境污染治理，協(xié)同集聚的空間溢出效應(yīng)也有利于強(qiáng)化群體型政策效果。因此，政府應(yīng)當(dāng)繼續(xù)加強(qiáng)長三角地區(qū)城市間的合作，完善長三角地區(qū)群體型政策機(jī)制，形成區(qū)域產(chǎn)業(yè)協(xié)同體系、創(chuàng)新協(xié)同體系、環(huán)境協(xié)同體系和民生協(xié)同體系；同時(shí)，應(yīng)充分利用城市經(jīng)濟(jì)的空間溢出效應(yīng)，強(qiáng)化中心城市對周邊城市的帶動作用，既要“強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合”，也要“強(qiáng)弱搭配”。

第二，推動制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的融合，加快產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化與升級的步伐。本文研究結(jié)論表明，協(xié)同集聚能夠顯著抑制工業(yè)污染強(qiáng)度，且生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚更有利于提高協(xié)同集聚的減排效應(yīng)。因此，政府須堅(jiān)持“雙輪驅(qū)動”發(fā)展戰(zhàn)略，并依靠市場的資源配置功能，促進(jìn)制造業(yè)與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的相互滲透與融合，拓展延伸制造業(yè)企業(yè)的服務(wù)功能，強(qiáng)化生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的輔助功能；在注重協(xié)同集聚發(fā)展的同時(shí)，尤其應(yīng)當(dāng)重視生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的集聚發(fā)展?jié)摿?，挖掘生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)企業(yè)間的關(guān)聯(lián)作用，促進(jìn)知識與經(jīng)驗(yàn)的交流與傳播，以生產(chǎn)性服務(wù)為助力，優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)空間分布，促進(jìn)區(qū)域制造業(yè)穩(wěn)步升級。

第三，過去長三角的一體化往往聚焦于交通一體化，而要實(shí)現(xiàn)更高質(zhì)量的一體化需要在產(chǎn)業(yè)發(fā)展、知識交流、環(huán)境制度等方面形成多維度一體化。產(chǎn)業(yè)發(fā)展方面要利用上海、合肥兩個(gè)國家級科學(xué)中心，加快制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級步伐，推動工業(yè)綠色化、智能化，引進(jìn)外資時(shí)應(yīng)“棄量從質(zhì)”，利用高質(zhì)量的外資促進(jìn)本地管理效率提升和技術(shù)進(jìn)步；知識交流方面要以核心、次核心和外圍城市為創(chuàng)新網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)一步加強(qiáng)地區(qū)之間的“綠色知識”交流，促進(jìn)綠色技術(shù)形成空間溢出效應(yīng)，最大限度地發(fā)揮綠色技術(shù)創(chuàng)新的污染減排效應(yīng)；環(huán)境制度方面應(yīng)加強(qiáng)區(qū)域環(huán)境的協(xié)同治理，既要避免政策“一刀切”，也要構(gòu)建監(jiān)管懲治聯(lián)動機(jī)制，促進(jìn)企業(yè)提高環(huán)保意識，實(shí)現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟(jì)雙贏。