長三角一體化能重塑污染產(chǎn)業(yè)空間布局嗎？

韓旭，豆建民

（1.中共上海市委黨校，上海 200233；2.上海財經(jīng)大學(xué)，上海 200433）

引言

2020 年8 月，習(xí)近平在扎實推進長三角一體化發(fā)展座談會上強調(diào)緊扣一體化和高質(zhì)量抓好重點工作推動長三角一體化發(fā)展不斷取得成效。但根據(jù)中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫（2013），長三角地區(qū)集聚著超過3 萬家規(guī)模以上的污染密集型企業(yè)。盡管中央和地方各級政府不斷強化監(jiān)管和投入，環(huán)境治理初見成效，但是工業(yè)化與生態(tài)承載能力之間的矛盾尚未得到有效緩解[1]，即使企業(yè)的污染排放強度降低，產(chǎn)出規(guī)模擴張也會拉高地區(qū)污染排放總量[2,3]。因此，在經(jīng)濟高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵時期，長三角一體化能夠避免污染產(chǎn)業(yè)在資源驅(qū)動下形成的地理過度集中嗎？何種一體化形式才更有利于實現(xiàn)綠色、協(xié)調(diào)的產(chǎn)業(yè)空間布局呢？

與本文主題相關(guān)的3 類文獻并未直接回答上述問題。第一類文獻將貿(mào)易壁壘的降低視為是區(qū)域一體化的本質(zhì)[4]，并基于貿(mào)易成本分析展開區(qū)域一體化理論研究。新古典貿(mào)易理論、新貿(mào)易理論和新經(jīng)濟地理學(xué)理論均認為區(qū)域間貿(mào)易的一體化對產(chǎn)業(yè)空間分布具有明確的影響，并且這一影響隨著一體化的推進最終引起產(chǎn)業(yè)地理集中度的下降。盡管此類文獻對一體化影響產(chǎn)業(yè)集中的內(nèi)在機制進行了嚴謹?shù)臄?shù)理證明，相關(guān)的中國經(jīng)驗研究也表明在區(qū)域一體化的過程中，中國工業(yè)產(chǎn)業(yè)布局不斷發(fā)生改變[5-7]，但并未圍繞污染密集型產(chǎn)業(yè)展開討論，也忽略了對其行業(yè)異質(zhì)性的考察。第二類文獻聚焦于污染密集型產(chǎn)業(yè)空間分布的變化。一方面對是否存在污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移以及轉(zhuǎn)移的動機進行研究，特別是對環(huán)境規(guī)制的污染避難所假說予以大量的實證檢驗[8,9]；另一方面對一體化過程中污染產(chǎn)業(yè)空間分布的時空演變規(guī)律和特征進行了探索，發(fā)現(xiàn)污染產(chǎn)業(yè)呈現(xiàn)從東部地區(qū)向中西部轉(zhuǎn)移，從工業(yè)核心地區(qū)向外圍擴散的趨勢，污染產(chǎn)業(yè)區(qū)域分布更加均勻[10]，并且不同行業(yè)屬性的污染產(chǎn)業(yè)會呈現(xiàn)出差異化的集聚和轉(zhuǎn)移路徑[11-13]。但是此類研究僅僅將區(qū)域一體化視為潛在條件，假定隨著我國市場體制改革的深化，一體化不斷加深。這既缺乏對一體化指標(biāo)的合理測度，在實證模型中也遺漏了這一重要變量，難以得出可靠的結(jié)論。第三類文獻是區(qū)域一體化的生態(tài)環(huán)境效應(yīng)研究，分析區(qū)域一體化對環(huán)境經(jīng)濟政策評估、生態(tài)資源壓力和污染排放強度的影響[14-16]。大多文獻以長三角經(jīng)濟協(xié)調(diào)擴容為準自然實驗考察長三角區(qū)域一體化的綠色績效[17-19]，但長三角一體化并不是行政單元之間的拼合或整合，而是要素自由流動與政策協(xié)調(diào)共同推動實現(xiàn)地區(qū)趨同的空間動態(tài)過程，包含著市場一體化、政府合作一體化以及環(huán)境規(guī)制一體化在內(nèi)的多種形式，也應(yīng)表現(xiàn)出差異化的效果。此外，污染企業(yè)作為環(huán)境治理的主體，合理的污染產(chǎn)業(yè)空間布局也必將發(fā)揮積極作用，但是相關(guān)研究相對較少。

因此，本文將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的微觀數(shù)據(jù)樣本加總到城市層面①中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)庫最新數(shù)據(jù)更新到2013 年。，得到長江三角洲經(jīng)濟協(xié)調(diào)會30個城市②以長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會截至2013 年的30 個成員城市為樣本，包括上海、江蘇（南京、揚州、蘇州、常州、連云港、南通、泰州、鎮(zhèn)江、鹽城、淮安、徐州、無錫、宿遷），浙江（杭州、麗水、湖州、衢州、寧波、舟山、金華、臺州、紹興、嘉興、溫州），安徽（合肥、蕪湖、馬鞍山、滁州、淮南）。的污染產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)，對長三角市場一體化、政府合作一體化以及環(huán)境規(guī)制一體化影響污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的問題展開實證研究。本文的邊際貢獻有3 個方面：①有別于已有實證檢驗中所采用的地級市層面污染排放數(shù)據(jù)，本文基于中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)庫，探討了長三角一體化對污染密集型企業(yè)的生產(chǎn)和布局的影響，從而透過生態(tài)承載與產(chǎn)業(yè)布局協(xié)調(diào)的視角豐富了現(xiàn)有生態(tài)環(huán)境績效研究；②考慮污染產(chǎn)業(yè)行業(yè)特征對地理集中度的影響，本文為污染產(chǎn)業(yè)空間分布的異質(zhì)性提供可能的解釋；③對區(qū)域一體化予以多角度的指標(biāo)測度，并對一體化與污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的關(guān)系展開實證檢驗，實證結(jié)果表明不同類型的一體化形式在重塑污染產(chǎn)業(yè)空間布局中表現(xiàn)出差異化的效果。

1 長三角一體化與污染產(chǎn)業(yè)地理集中的特征事實

1.1 長三角一體化指標(biāo)測度及其變動趨勢

1.1.1 長三角市場一體化

本文采用相對價格法測度長三角市場一體化水平[20]。如圖1 所示，長三角市場一體化進程整體呈現(xiàn)出波動上升的趨勢，可以劃分為三個階段。第一個階段是長三角市場一體化的初期階段（1998—2000 年）。市場一體化水平出現(xiàn)短暫但顯著下降，到2000 年達到最低水平。其原因主要在于長三角城市間商貿(mào)合作的困境。隨著浦東開發(fā)，上海的極化效應(yīng)超越其擴散效應(yīng)居于主導(dǎo)地位，加之經(jīng)濟實力的落差和政策差異，地方保護主義導(dǎo)致長三角市場一體化進程受阻。第二個階段為2001—2008 年。2001 年中國加入世界貿(mào)易組織（WTO），市場化與經(jīng)濟全球化進程為中國擴大了國際市場，密切了城市間產(chǎn)業(yè)分工合作，與此同時，長三角區(qū)域協(xié)作機制也由城市層面提升到省級層面，為長三角市場一體化發(fā)展迎來了新的機遇。第三個階段為2009—2013年。2008年國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于進一步推進長江三角洲地區(qū)改革開放和經(jīng)濟社會發(fā)展的指導(dǎo)意見》從國家層面給予支持，推動了長三角市場一體化水平的繼續(xù)提高。

圖1 長三角市場一體化的進程

1.1.2 長三角政府合作一體化

長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會是長三角地區(qū)最重要的區(qū)域性經(jīng)濟合作組織。在研究時間段內(nèi)，長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會由最早的15 個成員城市，擴大到2003 年 的16 個、2010 年 的22 個，2013 年增加到30 個。成員城市的擴容密切了長三角城市間的關(guān)系，豐富了合作議題和領(lǐng)域，體現(xiàn)了政府合作一體化的加強。因此，本文用長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會擴容的進程反映長三角政府合作一體化進程，并借鑒Traistaru 和Martincus 的方法[21]構(gòu)造長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會擴容的政策虛擬變量，以捕捉長三角經(jīng)濟協(xié)調(diào)會制度合作的一體化效應(yīng)。若i城市在t年被批準加入了長江三角洲城市經(jīng)濟協(xié)調(diào)會，則取值為1，否則取0，然后再按照年份對每個城市的這一政策效應(yīng)加總。如圖2 所示，得到1998—2013 年長三角政府合作一體化的總效應(yīng)，長三角政府合作一體化呈現(xiàn)穩(wěn)步上升的趨勢。

圖2 長三角政府合作一體化的進程

1.1.3 長三角環(huán)境規(guī)制一體化

為了能夠準確衡量長三角地區(qū)環(huán)境規(guī)制水平差異，本文在借鑒韓國高[22]采用污染排放達標(biāo)率和去除率構(gòu)建環(huán)境規(guī)制指標(biāo)的基礎(chǔ)上，利用長三角各城市環(huán)境規(guī)制水平的方差倒數(shù)反映長三角環(huán)境規(guī)制一體化水平。指標(biāo)越大，表示長三角各城市之間的環(huán)境規(guī)制差異越小，環(huán)境規(guī)制一體化程度越高。如圖3 所示，長三角環(huán)境規(guī)制一體化呈現(xiàn)出先降后升的趨勢，大致可以分為兩個階段。2007 年以前，長三角環(huán)境規(guī)制水平在各城市間的差距逐步變大，地區(qū)間不均衡性達到最大，環(huán)境規(guī)制一體化程度最低。在這一時期，經(jīng)濟發(fā)展水平高的地區(qū)開始注重城市環(huán)境，嚴格環(huán)境治理，而周邊城市為了獲得工業(yè)化發(fā)展機會，通過寬松的環(huán)境政策和稅收優(yōu)惠承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，拉開了長三角地區(qū)的環(huán)境規(guī)制水平差異。2008 年《長江三角洲地區(qū)環(huán)境保護工作合作協(xié)議（2008—2010 年）》出臺，實質(zhì)性地推動了長三角地區(qū)環(huán)境規(guī)制的一體化進程，隨著區(qū)域環(huán)保制度建設(shè)和體系建設(shè)，環(huán)境規(guī)制一體化呈現(xiàn)出緩慢提升的態(tài)勢。

圖3 長三角環(huán)境規(guī)制一體化的進程

1.2 污染產(chǎn)業(yè)地理集中與分布差異

本文采用絕對地理集中指數(shù)（MHHI）和空間基尼系數(shù)（GINI）測度長三角污染產(chǎn)業(yè)的地理集中度，來反映產(chǎn)業(yè)空間分布的集中與分散程度[23]。如果供給整個市場的產(chǎn)品是某個或者幾個地區(qū)生產(chǎn)的，那么生產(chǎn)這一產(chǎn)品的產(chǎn)業(yè)就是地理集中的；反之，就是地理分散的。

MHHI 的計算公式為：

其中，sik代表i城市k產(chǎn)業(yè)的工業(yè)生產(chǎn)總值占長三角k產(chǎn)業(yè)工業(yè)生產(chǎn)總值的份額；N為長三角內(nèi)的城市數(shù)量。這一指標(biāo)未考慮其他產(chǎn)業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)濟活動，僅反映k產(chǎn)業(yè)的絕對集中程度。

GINI 是衡量產(chǎn)業(yè)地理集中度的重要指標(biāo)之一[24]，得到廣泛的應(yīng)用，計算公式為：

本文將Dou 和Han[25]劃分出的13 個污染密集型產(chǎn)業(yè)作為研究對象①紡織業(yè)，飲料制造業(yè)工業(yè)，非金屬礦采選業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)，食品制造業(yè)工業(yè)，造紙及紙制品業(yè)，農(nóng)副食品加工業(yè)，電力、熱力的生產(chǎn)和供應(yīng)，石油加工及焦煉加工業(yè)，黑色金屬冶煉及延壓加工，化學(xué)纖維制造業(yè)工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，有色金屬礦采選業(yè)。，對中國工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)庫分別進行行業(yè)和城市層面的數(shù)據(jù)加總以測度產(chǎn)業(yè)地理集中度。由于指標(biāo)構(gòu)建存在差異，兩個指數(shù)的變動也略有不同，但整體趨勢與重要時間節(jié)點表現(xiàn)顯著的一致性（圖4）。從GINI 的時間變化趨勢可以發(fā)現(xiàn)，在長三角一體化進程中，污染產(chǎn)業(yè)的地理集中度呈現(xiàn)出明顯地由集中到分散的變動趨勢特征，大致劃分為三個階段：第一階段（1998—2004 年）市場經(jīng)濟體制初步確立，沿海地區(qū)的市場活力極大提高，吸引了資金和人才向沿海開放城市流動，促進了制造業(yè)地理集中，但與此同時，傳統(tǒng)計劃經(jīng)濟思想還沒有完全被打破，地方保護主義的存在使得各地區(qū)條塊分割比較嚴重，因此，長三角污染產(chǎn)業(yè)地理集中度在較高水平上持續(xù)波動。第二階段（2004—2007 年），隨著對外開放的逐步深化，以上海為核心的長三角經(jīng)濟發(fā)達城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨之調(diào)整，諸如紡織、造紙、化纖等污染產(chǎn)業(yè)向周邊城市轉(zhuǎn)移，縮小了地區(qū)間的產(chǎn)業(yè)差距，污染產(chǎn)業(yè)的地理集中度開始下降。第三階段（2007—2013年），長三角在市場一體化和制度建設(shè)一體化方面取得了長足的進步，使得要素成本差異成為產(chǎn)業(yè)重新進行區(qū)位選擇的主要動力，特別是環(huán)境成本的差異促進了污染產(chǎn)業(yè)向外圍地區(qū)轉(zhuǎn)移，加速了污染產(chǎn)業(yè)的空間分散，長三角污染產(chǎn)業(yè)地理集中度繼續(xù)下降。

圖4 長三角污染產(chǎn)業(yè)地理集中變動趨勢

2 研究假說與實證方法

2.1 研究假說

市場一體化和政府合作一體化本質(zhì)上是以消除壁壘為目標(biāo)的，主要通過降低產(chǎn)品跨區(qū)貿(mào)易、要素跨區(qū)流動和政策跨區(qū)協(xié)調(diào)的成本來促使產(chǎn)業(yè)空間分布的調(diào)整和重構(gòu)。市場一體化引致的產(chǎn)業(yè)地理集中度的變化一直是區(qū)域經(jīng)濟學(xué)的重要研究領(lǐng)域。新經(jīng)濟地理理論認為，即使不存在比較優(yōu)勢差別，一體化與規(guī)模經(jīng)濟的相互作用也會形成產(chǎn)業(yè)的地理集中。但隨著市場壁壘逐漸被打破，價格效應(yīng)和本地市場效應(yīng)產(chǎn)生的集聚向心力會逐步減弱，同時要素成本上升和環(huán)境污染惡化的集聚離心力會增強。當(dāng)商品貿(mào)易成本和要素流動成本下降到一定水平時，集聚離心力將大于集聚向心力，此時污染密集型產(chǎn)業(yè)將不得不率先從原制造業(yè)中心向周邊地區(qū)轉(zhuǎn)移，產(chǎn)業(yè)地理集中程度下降。從長三角一體化的實踐來看，政府行政權(quán)力扭曲、撕裂、分割和限制市場，是決定一體化發(fā)展進程和發(fā)展水平的關(guān)鍵因素[26]。加強政府合作的一體化，有助于發(fā)揮合作協(xié)調(diào)機制的作用，破除限制生產(chǎn)要素自由流動和優(yōu)化配置的體制機制[27]，一方面，交通先行能完善現(xiàn)代化互聯(lián)互通綜合交通網(wǎng)絡(luò)，降低運輸成本，加快污染產(chǎn)業(yè)實現(xiàn)新的區(qū)位調(diào)整；另一方面，能促進區(qū)域間產(chǎn)業(yè)合理布局和健全上下游聯(lián)動機制，改善污染產(chǎn)業(yè)過度集中的分布形態(tài)。

假說1：市場一體化和政府合作一體化水平的提高會促進污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的下降，并且相較于市場，政府間合作在重塑污染產(chǎn)業(yè)布局中發(fā)揮了更大的作用。

環(huán)境規(guī)制一體化目的在于縮小甚至消除區(qū)域內(nèi)環(huán)境成本的相對差距，從而避免區(qū)域內(nèi)環(huán)境管制相對寬松的地區(qū)淪為“污染避難所”，導(dǎo)致整體環(huán)境質(zhì)量的下降。理論上，環(huán)境規(guī)制一體化的實現(xiàn)路徑有兩條：一是整體推進型，區(qū)域內(nèi)所有城市都對標(biāo)規(guī)制最為嚴格的城市，運用行政指令短期內(nèi)實現(xiàn)統(tǒng)一的環(huán)保要求和治理標(biāo)準；二是局部協(xié)調(diào)型，經(jīng)濟發(fā)展水平相近且地理鄰近的城市之間更有意愿自發(fā)地開展聯(lián)防聯(lián)治的環(huán)保合作，先形成區(qū)域內(nèi)環(huán)境規(guī)制水平的局部協(xié)調(diào)，再由局部均衡擴展到整體的均衡，這一演變必將引起區(qū)域內(nèi)污染產(chǎn)業(yè)空間分布調(diào)整。長三角經(jīng)濟發(fā)達的中心地區(qū)率先形成了環(huán)保的局部協(xié)調(diào)，通過提高自身的環(huán)境規(guī)制水平促進污染密集型產(chǎn)業(yè)的關(guān)閉、減產(chǎn)和轉(zhuǎn)出，環(huán)境規(guī)制水平的級差加速了污染產(chǎn)業(yè)向欠發(fā)達地區(qū)的梯度轉(zhuǎn)移，引起了產(chǎn)業(yè)地理集中度下降。然而，在局部協(xié)調(diào)轉(zhuǎn)向整體均衡的階段，雖然環(huán)境規(guī)制水平普遍提高，相對差距不斷縮小，但只要能在環(huán)境價格級差中獲取利潤空間，污染產(chǎn)業(yè)就依然有動力向區(qū)域內(nèi)環(huán)境規(guī)制寬松的地區(qū)進一步集中。在沒有行政干預(yù)的情況下，污染產(chǎn)業(yè)向外圍地區(qū)集中的趨勢不會輕易被打破，當(dāng)區(qū)域內(nèi)的污染產(chǎn)品主要由少數(shù)幾個外圍城市供給時，污染產(chǎn)業(yè)的地理集中度將再次上升，同時也完成了產(chǎn)業(yè)布局的重心調(diào)整和空間重構(gòu)。本文由此提出如下假說：

假說2：環(huán)境規(guī)制一體化與污染產(chǎn)業(yè)地理集中度之間存在U 形關(guān)系。

2.2 模型設(shè)定

本文借鑒王業(yè)強和魏后凱[28]在影響產(chǎn)業(yè)地理集中的決定因素中引入行業(yè)特征變量的模型設(shè)定，構(gòu)建包含污染產(chǎn)業(yè)特有屬性變量的實證模型來研究區(qū)域一體化對污染產(chǎn)業(yè)地理集中的影響。

其中：k表示行業(yè)；t表示年份；α為截距項；μk為個體效應(yīng)，用來控制行業(yè)特有性質(zhì)；εkt為整個模型的誤差項；引入長三角環(huán)境規(guī)制水平ER 來控制隨時間變化的環(huán)境政策效應(yīng)對污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的影響。本文對取值在[0，1]范圍內(nèi)的空間基尼系數(shù)指標(biāo)進行l(wèi)n[Gini/(1-Gini)]的正向變換，從而令被解釋變量Ginikt的取值范圍在（-∞，∞），以避免OLS 回歸導(dǎo)致的有偏估計。新經(jīng)濟地理理論認為產(chǎn)業(yè)的空間分布受需求市場影響，而又進一步影響市場規(guī)模的變化。因此，解釋變量mark 與被解釋變量Gini 之間的潛在內(nèi)生性問題需要被考慮。綜上，本文的實證策略如下：首先，在不考慮內(nèi)生性問題的情形下，進行面板固定效應(yīng)回歸作為本文的基準回歸；然后，考慮內(nèi)生性問題，進行杜賓—吳—豪斯曼檢驗，以判斷是否需要使用工具變量法；最后，使用mark 滯后一期進行面板固定效應(yīng)回歸作為穩(wěn)健性檢驗。

2.3 數(shù)據(jù)及指標(biāo)構(gòu)建

被解釋變量（Gini）與核心解釋變量（int）的指標(biāo)及其測度在前文中已給予充分的介紹，不再贅述。在控制變量的選擇上，本文首先將影響污染產(chǎn)業(yè)空間分布的行業(yè)特征納入考慮：①污染密集度（pdi）用單位產(chǎn)出的綜合污染排放量①本文將工業(yè)廢水、工業(yè)二氧化硫排放和工業(yè)煙（粉）塵在內(nèi)的三種污染物排放量進行標(biāo)準化，然后采用主成分分析法計算三種污染排放物的權(quán)重，再進行加權(quán)計算。來表示。②行業(yè)流動性（mob）采用行業(yè)企業(yè)平均固定資產(chǎn)規(guī)模來衡量。③要素密集度。勞動力密集度（lab）和技術(shù)密集度（tech）分別用單位產(chǎn)出的就業(yè)人數(shù)對樣本平均值的絕對偏離程度以及單位勞動力的產(chǎn)出來表示。其次基于傳統(tǒng)貿(mào)易理論、新貿(mào)易理論和新經(jīng)濟地理理論，從市場需求、規(guī)模經(jīng)濟和產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)的三個方面控制影響產(chǎn)業(yè)地理集中的因素。市場需求（mark）采用產(chǎn)業(yè)需求集中度的指標(biāo)來表示[29]。規(guī)模經(jīng)濟（scal）采用企業(yè)平均勞動力人數(shù)來衡量[30]。產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)（link）用某一產(chǎn)業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值占所有工業(yè)產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)值比重來估算[28]。此外，本文還引入了環(huán)境規(guī)制（ER）來控制隨時間變化的環(huán)境政策效應(yīng)對污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的影響，預(yù)期符號為負。篇幅有限，主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

本文對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行分行業(yè)、分城市的篩選與匹配，將Dou 和Han（2019）[25]劃分出的13 個污染產(chǎn)業(yè)以及長三角30 個城市數(shù)據(jù)作為樣本集，進行加總后來測度各個行業(yè)指標(biāo)。其他指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國工業(yè)經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》《中國地區(qū)投入產(chǎn)出表》和《中國環(huán)境年鑒》。為方便對解釋變量的估計系數(shù)進行比較，本文對各變量予以標(biāo)準化處理。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 基準回歸結(jié)果

以不考慮內(nèi)生性的面板固定效應(yīng)回歸作為本文的基準回歸（表2）。在int_m和int_g為解釋變量的回歸中，可以發(fā)現(xiàn)回歸（1）和（3）中int 的一次項系數(shù)顯著為負，而進一步引入二次項的回歸（2）和（4）中，二次項int_2 系數(shù)并不顯著，這表示市場一體化和政府合作一體化與污染產(chǎn)業(yè)地理集中度之間不存在非線性的關(guān)系，只存在負向的線性關(guān)系，即隨著市場一體化和政府合作一體化水平的提高，長三角污染產(chǎn)業(yè)的地理集中度明顯下降，污染產(chǎn)業(yè)的空間分布不斷趨于分散。通過對int_m和int_g估計系數(shù)的比較可以發(fā)現(xiàn)，提高一個單位政府合作一體化水平對污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的影響顯著大于市場一體化水平的單位變動，這表明通過政府間合作來打破地區(qū)行政障礙，形成更加緊密的合作協(xié)調(diào)機制有利于改變污染產(chǎn)業(yè)地理集中的分布狀態(tài)，合理產(chǎn)業(yè)空間布局，假說1得到檢驗。在以int_e為解釋變量的回歸中，當(dāng)僅引入一次項時，其估計系數(shù)不顯著，當(dāng)同時引入平方項時，回歸（6）中int 的一次項系數(shù)顯著為負，二次項系數(shù)顯著為正，這說明長三角環(huán)境規(guī)制一體化對污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的影響是非線性的，且存在一個顯著的U 形關(guān)系，即隨著長三角環(huán)境規(guī)制一體化水平的提高，污染產(chǎn)業(yè)的地理集中度先變低后升高。這一實證結(jié)論的現(xiàn)實意義在于，區(qū)域環(huán)境規(guī)制的一體化不能只是某些城市或者某些省份的環(huán)保合作，只有整體推動，嚴格落實才能真正實現(xiàn)整個區(qū)域內(nèi)的環(huán)境標(biāo)準統(tǒng)一，從而避免污染產(chǎn)業(yè)的過度集中對整體生態(tài)環(huán)境造成不可逆的損害。由此驗證假說2。回歸結(jié)果中的控制變量具有較好的穩(wěn)健性。變量pdi 和mob的系數(shù)均顯著為正，表明污染密集度越高和流動性越弱的污染產(chǎn)業(yè)的地理空間分布上越集中。變量mark 的估計系數(shù)也顯著為正，這表明產(chǎn)業(yè)市場需求相對集中，其生產(chǎn)活動也空間集中?；貧w結(jié)果顯示環(huán)境規(guī)制ER 的估計系數(shù)均顯著為負，這表明長三角環(huán)境規(guī)制水平的提高有助于降低污染產(chǎn)業(yè)的地理集中度。

表2 長三角一體化影響污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的基準回歸

3.2 內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健回歸結(jié)果

本文使用杜賓—吳—豪斯曼檢驗進行驗證，檢驗結(jié)果在表3中展示①本文采用內(nèi)生變量mark 的滯后一期作為工具變量進行IV-2SLS 回歸，并計算杜賓—吳—豪斯曼檢驗統(tǒng)計量。IV-2SLS 回歸結(jié)果與基準回歸結(jié)果一致。由于篇幅有限，不再在文中展示。。從檢驗結(jié)果來看，所有回歸中的Chi 和F統(tǒng)計量對應(yīng)的P值都大于0.05，即在5%的顯著性水平上無法拒絕“全部變量均為外生”的原假設(shè)。因此，OLS 估計比工具變量法更有效率[31]。

表3 面板回歸的內(nèi)生性檢驗

基于上述的回歸和相關(guān)檢驗，在回歸方程中引入滯后一期進行面板估計似乎是一個“折中”的方法[32]。借鑒這一研究思路，本文將引入mark 滯后一期進行面板固定效應(yīng)的回歸作為穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果見表4。對比表2 和表4 的回歸結(jié)果，可以看出主要結(jié)論高度一致，實證結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

表4 長三角一體化影響污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的穩(wěn)健性檢驗

3.3 分解效應(yīng)回歸結(jié)果

此外，本文逐步引入mark、scal 和link 三個變量，以對比傳統(tǒng)貿(mào)易理論、新貿(mào)易理論和新經(jīng)濟地理理論中產(chǎn)業(yè)地理集中的影響因素和作用機制，并將市場一體化、政府合作一體化與環(huán)境規(guī)制一體化同時放入基準回歸模型中，通過對整體效應(yīng)的分解來考察不同類型的一體化形式所具有的差異化效果。回歸結(jié)果見表5。

表5 長三角一體化的分解效應(yīng)回歸

實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，市場一體化變量和環(huán)境規(guī)制一體化變量的系數(shù)為負但并不顯著，政府合作一體化變量的系數(shù)顯著為負。這說明從經(jīng)驗結(jié)果來看，1998—2013 年長三角區(qū)域一體化確實對污染產(chǎn)業(yè)地理空間分布產(chǎn)生影響作用，推動了污染產(chǎn)業(yè)趨于更加均勻的空間布局。在這一過程中，長三角政府合作一體化與污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的變化之間存在更為顯著的負向關(guān)系，而市場一體化和環(huán)境規(guī)制一體化雖然也對污染產(chǎn)業(yè)地理分散產(chǎn)生了一定的作用，但是統(tǒng)計上并不顯著。這一結(jié)果表明，長三角政府合作一體化既有助于消除制度障礙，改進現(xiàn)有的行政分割狀態(tài)，推動包括基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和統(tǒng)一市場體系建設(shè)在內(nèi)的一體化，又能促進污染產(chǎn)業(yè)在更大的市場范圍內(nèi)實現(xiàn)更加合理、更加綠色的空間布局。因此，要著力推進長三角環(huán)境規(guī)制的整體協(xié)調(diào)，通過強有力的政府生態(tài)環(huán)境保護合作、環(huán)保技術(shù)轉(zhuǎn)移和生態(tài)補償機制的實施，實現(xiàn)污染產(chǎn)業(yè)布局的優(yōu)化調(diào)整?；貧w結(jié)果還顯示行業(yè)特征與環(huán)境政策的相關(guān)控制變量依然穩(wěn)健。

4 結(jié)論與政策建議

本文從優(yōu)化污染產(chǎn)業(yè)空間布局的視角探討了這一問題，闡述了市場一體化、政府合作一體化以及環(huán)境規(guī)制一體化影響污染產(chǎn)業(yè)地理集中的內(nèi)在機理，并利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)實證了區(qū)域一體化與污染產(chǎn)業(yè)地理集中度之間的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①長三角市場一體化和政府合作一體化顯著地促進了污染產(chǎn)業(yè)地理集中度的下降，而環(huán)境規(guī)制一體化引起了污染產(chǎn)業(yè)地理集中度呈現(xiàn)出“先降后升”的變化特征；②在多種一體化形式共同推動長三角一體化的過程中，政府合作一體化降低污染產(chǎn)業(yè)地理集中的作用最為顯著，雖然其他一體化形式也發(fā)揮了一定的作用，但總體效應(yīng)并不明顯；③與污染產(chǎn)業(yè)密切相關(guān)的行業(yè)特征對地理集中具有明確的影響，高排放、高遷移成本（流動性弱）以及高市場需求的污染產(chǎn)業(yè)更傾向于地理集中。

本研究對準確把握長三角一體化背景下的污染產(chǎn)業(yè)空間布局調(diào)整具有重要的現(xiàn)實意義?；谏鲜鼋Y(jié)果，本文提出如下建議：

（1）深化區(qū)域市場一體化改革，密切區(qū)域政府間的合作交流，堅持推進長三角高質(zhì)量一體化發(fā)展戰(zhàn)略有助于引導(dǎo)污染產(chǎn)業(yè)優(yōu)化空間布局，避免污染產(chǎn)業(yè)過度集中，從而防止對地區(qū)生態(tài)環(huán)境造成不可逆的破壞，這在一定程度上也與環(huán)保政策指向一致。

（2）長三角環(huán)境規(guī)制一體化必須是整體的協(xié)調(diào)，局部的環(huán)保合作不能實現(xiàn)污染產(chǎn)業(yè)布局的優(yōu)化調(diào)整，反而會形成“污染避難所”放大污染的負外部性，對整個區(qū)域帶來不利影響。只有真正實現(xiàn)區(qū)域內(nèi)污染聯(lián)防聯(lián)治，嚴格統(tǒng)一環(huán)保標(biāo)準才能夠有效實現(xiàn)地區(qū)污染產(chǎn)業(yè)份額下降和產(chǎn)業(yè)布局的優(yōu)化。

（3）長三角高質(zhì)量一體化構(gòu)建了更具開放性的市場體系，加速了資源要素、商品貿(mào)易的流動，既有利于加強地區(qū)間的合作與分工，也不可避免地出現(xiàn)惡性競爭和資源浪費現(xiàn)象。為形成區(qū)域整體競爭力，只依靠市場發(fā)揮作用是遠遠不夠的，還需進一步密切政府間合作來彌補市場機制的不足。一方面，通過建立健全制度機制以會談和磋商的方式代替地方保護主義；另一方面通過區(qū)域規(guī)劃釋放信號，增強市場預(yù)期來促進長三角一體化健康、有序發(fā)展。