基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的長三角環(huán)境治理地區(qū)差異研究

周五七

（江南大學(xué)商學(xué)院，江蘇 無錫 214122）

保羅·克魯格曼在20世紀(jì)90年代提出了新經(jīng)濟(jì)地理理論，從規(guī)模報(bào)酬遞增和不完全競爭假設(shè)出發(fā)，構(gòu)建空間經(jīng)濟(jì)的“中心-外圍”模型，研究經(jīng)濟(jì)活動的空間集聚及城市體系演化規(guī)律［1］。2009年，世界銀行整合新經(jīng)濟(jì)地理和新貿(mào)易理論，在《世界發(fā)展報(bào)告：重塑世界經(jīng)濟(jì)地理》中系統(tǒng)提出基于密度（Density）、距離（Distance）和分割（Division）的新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)3D分析框架，研究全球經(jīng)濟(jì)地理格局演化［2］。3D分析框架始初被用于研究經(jīng)濟(jì)地理格局，但經(jīng)濟(jì)地理格局變化又會對污染密集型產(chǎn)業(yè)和環(huán)境污染空間分布產(chǎn)生影響，因此，不少學(xué)者運(yùn)用3D分析框架研究環(huán)境污染和區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展［3-4］。隨著長三角一體化上升為國家戰(zhàn)略，長三角全域41個(gè)地級以上城市都納入了區(qū)域一體化范圍，經(jīng)濟(jì)地理格局發(fā)生深刻調(diào)整與變化，從而對長三角環(huán)境治理產(chǎn)生影響。該研究在分析長三角環(huán)境治理空間格局演化的基礎(chǔ)上，運(yùn)用3D分析框架研究市場分割、密度、距離等經(jīng)濟(jì)地理因素對長三角環(huán)境治理的影響，為長三角環(huán)境治理提供新經(jīng)濟(jì)地理解釋和政策建議。

1 文獻(xiàn)梳理與研究假說

1.1 分割與城市環(huán)境治理

市場分割反映商品、資本、勞動力、技術(shù)和知識等生產(chǎn)要素在不同地區(qū)流動所面臨的障礙，對區(qū)域產(chǎn)業(yè)布局、供應(yīng)鏈格局和環(huán)境治理產(chǎn)生深刻影響。首先，市場分割會加劇地區(qū)間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同構(gòu)、低水平重復(fù)建設(shè)、資源低效率配置和資源浪費(fèi)等問題，不利于實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和技術(shù)外溢效應(yīng)，不利于促進(jìn)城市節(jié)能減排。呂越等［5］利用企業(yè)微觀數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，市場分割顯著導(dǎo)致企業(yè)污染排放增加，減少市場分割有助于通過規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和配置效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)減排。相反，市場一體化有利于促進(jìn)技術(shù)交易、技術(shù)轉(zhuǎn)讓和技術(shù)外溢，促進(jìn)環(huán)境治理的專業(yè)化分工和綠色技術(shù)研發(fā)和擴(kuò)散，促進(jìn)污染排放減少［6-8］。

其次，市場分割會阻礙自由競爭，提高市場交易成本，不利于提高能源和資源的使用效率，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。劉晨躍等［9］研究認(rèn)為，要素市場扭曲的行業(yè)偏向性通過產(chǎn)能低端化及結(jié)構(gòu)黏滯效應(yīng)加劇霧霾污染。高宇［10］和吳群鋒等［11］研究認(rèn)為，為規(guī)避國內(nèi)市場分割導(dǎo)致的高額交易成本，本土企業(yè)在尚不具備國際化競爭優(yōu)勢時(shí)不得不以低成本優(yōu)勢加大出口，導(dǎo)致出口企業(yè)集中于全球價(jià)值鏈的中低端環(huán)節(jié)，出口隱含能源消耗和環(huán)境污染居高不下。張學(xué)良等［12］研究發(fā)現(xiàn)市場分割導(dǎo)致低效率企業(yè)過早形成出口替代內(nèi)銷的傾向，增加國外市場不確定性帶來的風(fēng)險(xiǎn)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)低端化隱含的資源環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)。

另外，市場分割扭曲地方政府競爭，地方政府在執(zhí)行環(huán)境規(guī)制政策時(shí)存在逐底競爭傾向，加劇碎片化環(huán)境治理風(fēng)險(xiǎn)。政府競爭被認(rèn)為是中國經(jīng)濟(jì)增長的重要推動力［13］，為增長而競爭的地方政府橫向競爭與中央向地方縱向行政發(fā)包相結(jié)合，形成“官場＋市場”的中國特色經(jīng)濟(jì)增長模式［14］，為了在官員晉升錦標(biāo)賽中勝出，地方政府片面追求經(jīng)濟(jì)增長，導(dǎo)致一些地方忽視生態(tài)環(huán)境治理。Bai等［15］認(rèn)為市場分割加劇地方政府競爭，一些地方政府降低環(huán)境規(guī)制門檻，導(dǎo)致污染密集型產(chǎn)業(yè)和污染排放的空間轉(zhuǎn)移，不利于區(qū)域環(huán)境治理。相反，市場一體化有利于改良政府環(huán)境規(guī)制策略行為，促使環(huán)境規(guī)制由底部競爭轉(zhuǎn)向標(biāo)尺競爭，促進(jìn)區(qū)域環(huán)境治理提升［16-17］。

基于上述分析，提出第一個(gè)研究假說H1：市場分割會阻礙城市環(huán)境治理提升。

1.2 密度與城市環(huán)境治理

經(jīng)濟(jì)地理上的密度是指特定地區(qū)單位面積的經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出、人口數(shù)量和資本數(shù)量等，又稱地均GDP、地均人口和地均資本。經(jīng)濟(jì)密度促進(jìn)城市集聚經(jīng)濟(jì)發(fā)展，并對城市環(huán)境治理產(chǎn)生深刻影響。一方面，經(jīng)濟(jì)集聚會帶來產(chǎn)出增加，經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)張帶來污染排放增加，同時(shí)經(jīng)濟(jì)集聚也會產(chǎn)生“擁擠效應(yīng)”，比如城市熱島效應(yīng)，從而對環(huán)境治理帶來負(fù)向影響。另一方面，經(jīng)濟(jì)集聚通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)、成本節(jié)約及知識溢出等渠道，促進(jìn)城市環(huán)境質(zhì)量改善。經(jīng)濟(jì)密度與經(jīng)濟(jì)集聚對城市環(huán)境治理的影響取決于上述兩方面作用的綜合效應(yīng)，實(shí)證研究文獻(xiàn)對此形成了三種不同的結(jié)論。

第一種觀點(diǎn)認(rèn)為密度與集聚有利于環(huán)境治理，Zeng等［18］認(rèn)為經(jīng)濟(jì)集聚有利于擴(kuò)大“本地市場效應(yīng)”，緩解“污染避難所”效應(yīng)；劉習(xí)平等［19］研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)集聚促進(jìn)城市環(huán)境改善；陸銘等［20］研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)集聚有利于降低污染排放強(qiáng)度。也有觀點(diǎn)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)密度與集聚對環(huán)境治理有負(fù)面影響，L??f［21］研究認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集聚帶來的擁擠效應(yīng)和規(guī)模效應(yīng)會加劇環(huán)境污染；劉軍等［22］研究發(fā)現(xiàn)中國城市產(chǎn)業(yè)聚集加劇環(huán)境污染。第三種觀點(diǎn)認(rèn)為經(jīng)濟(jì)集聚與環(huán)境治理之間存在非線性關(guān)系，通常采用在計(jì)量模型中引入解釋變量的高次項(xiàng)、使用面板門檻模型或空間計(jì)量模型等方法檢驗(yàn)非線性關(guān)系。楊仁發(fā)［23］運(yùn)用門檻面板模型研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)集聚低于門檻值加劇環(huán)境污染，高于門檻值有利于改善環(huán)境污染；梁偉等［24］研究發(fā)現(xiàn)工業(yè)集聚和霧霾之間呈先促進(jìn)后抑制的倒“U”型關(guān)系；張可［25］運(yùn)用動態(tài)空間面板模型研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)集聚與污染排放強(qiáng)度之間呈倒“U”型關(guān)系。

該研究傾向于支持第三種觀點(diǎn)，即在經(jīng)濟(jì)密度和人口密度較低時(shí)，經(jīng)濟(jì)密度提高可以發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和集聚經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，有利于促進(jìn)城市環(huán)境治理，但當(dāng)城市經(jīng)濟(jì)密度和人口密度過高時(shí)，就會產(chǎn)生資源和要素的“擁擠效應(yīng)”，不利于城市環(huán)境治理，所以，經(jīng)濟(jì)密度和人口密度對城市環(huán)境治理存在先促進(jìn)、后抑制的非線性影響。

基于上述分析，提出第二個(gè)研究假說H2：經(jīng)濟(jì)密度、人口密度與城市環(huán)境治理之間存在倒“U”型關(guān)系。

1.3 距離與城市環(huán)境治理

地理距離會影響市場范圍、交易成本和經(jīng)濟(jì)效率，在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展中，這種距離的影響主要體現(xiàn)在中心城市對其他城市的經(jīng)濟(jì)輻射力和環(huán)境影響力。在交通不發(fā)達(dá)時(shí)，污染密集型產(chǎn)業(yè)遷移成本高，空間分布黏性強(qiáng)，地理距離對環(huán)境治理的外溢影響不強(qiáng)。隨著城市交通通達(dá)水平提高，地理距離對產(chǎn)業(yè)空間布局的阻礙作用越來越小，促進(jìn)環(huán)境敏感性產(chǎn)業(yè)和污染的空間轉(zhuǎn)移，增強(qiáng)了區(qū)域中心城市對周邊城市的環(huán)境外溢影響。由于區(qū)域中心城市環(huán)境規(guī)制強(qiáng)，遠(yuǎn)離中心城市的地方環(huán)境規(guī)制較弱，促進(jìn)污染產(chǎn)業(yè)由中心城市向外轉(zhuǎn)移，有利于減輕中心城市環(huán)境治理壓力。當(dāng)然，交通基礎(chǔ)設(shè)施在建設(shè)和使用過程中，也會給當(dāng)?shù)貛憝h(huán)境污染，當(dāng)交通通達(dá)的節(jié)能減排效應(yīng)超過交通設(shè)施建設(shè)的環(huán)境損害效應(yīng)，就能促進(jìn)城市環(huán)境治理改進(jìn)。

不少文獻(xiàn)驗(yàn)證了交通通達(dá)度對城市環(huán)境治理的影響。孫傳旺等［26］運(yùn)用城市面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)顯著改善城市空氣質(zhì)量。張永慶等［27］利用PSM-DID方法研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通顯著促進(jìn)長江經(jīng)濟(jì)帶污染下降。張華等［28］運(yùn)用雙重差分法研究認(rèn)為，高鐵通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)促進(jìn)城市霧霾污染下降。高明等［29］運(yùn)用斷點(diǎn)回歸方法研究證實(shí)，城市軌道交通和BRT開通對城市空氣質(zhì)量有顯著改善作用。王群勇等［30］運(yùn)用多期DID研究發(fā)現(xiàn)，中國高鐵開通具有顯著的減排作用。

基于上述分析，提出第三個(gè)研究假說H3：交通通達(dá)水平能促進(jìn)城市環(huán)境治理，并改變地理距離對城市環(huán)境治理的影響。

2 長三角城市環(huán)境治理水平測度分析

2.1 環(huán)境治理指數(shù)測度方法

環(huán)境治理是指通過合理的人為干預(yù)來減輕人類活動對環(huán)境的破壞，環(huán)境治理水平的高低可通過環(huán)境污染程度來加以判斷。衡量污染排放的指標(biāo)有污染排放總量、污染排放強(qiáng)度和污染排放綜合指數(shù)等，但污染排放總量指標(biāo)沒有考慮地區(qū)經(jīng)濟(jì)體量或城市規(guī)模等因素的影響，城市規(guī)模大，污染排放多，不能因此認(rèn)為大城市環(huán)境治理比小城市差，因此不少文獻(xiàn)使用污染排放強(qiáng)度來衡量城市環(huán)境治理，以考慮城市規(guī)模因素的影響。但是，單一污染排放強(qiáng)度指標(biāo)對環(huán)境治理反映不全面，不利于對城市環(huán)境治理的整體評價(jià)。

城市環(huán)境治理是一項(xiàng)復(fù)雜的系統(tǒng)工程，不僅包含工業(yè)污染治理，還包括城市生活污染治理、生態(tài)環(huán)境建設(shè)和人居環(huán)境建設(shè)等，不少文獻(xiàn)構(gòu)建綜合評價(jià)指標(biāo)體系對城市環(huán)境污染進(jìn)行綜合評價(jià)［31-32］。也有文獻(xiàn)利用城市環(huán)境污染治理的投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)，運(yùn)用DEA方法測度環(huán)境治理效率［33］，由于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》等不再提供2015年以后的地級城市環(huán)境污染治理費(fèi)用、環(huán)境污染治理投資額和工業(yè)污染去除量等環(huán)境治理投入和產(chǎn)出數(shù)據(jù)，利用DEA方法來測算近年地級城市環(huán)境治理效率受到數(shù)據(jù)可得性限制。

借鑒相關(guān)文獻(xiàn)研究成果，綜合考慮指標(biāo)的系統(tǒng)性、相關(guān)性、有效性和數(shù)據(jù)可得性等方面，該研究從工業(yè)污染治理、生活污染治理和生態(tài)環(huán)境建設(shè)等三個(gè)維度構(gòu)建環(huán)境治理綜合評價(jià)指標(biāo)體系。其中，工業(yè)污染治理包含二氧化硫排放強(qiáng)度、廢水排放強(qiáng)度、煙塵排放強(qiáng)度和工業(yè)固體廢物綜合利用率等指標(biāo)，生活污染治理包含城鎮(zhèn)生活污水處理率和生活垃圾無害化處理率等指標(biāo)，生態(tài)環(huán)境建設(shè)包含人均公園綠地面積和建成區(qū)綠化覆蓋率。在此基礎(chǔ)上，運(yùn)用全局熵值法對長三角城市環(huán)境治理進(jìn)行動態(tài)評價(jià)，具體計(jì)算步驟可參考段秀芳等［34］，此處不再贅述。

2.2 長三角城市環(huán)境治理指數(shù)測算結(jié)果分析

2.2.1 長三角環(huán)境治理整體呈上升趨勢

自2003年以來，長三角環(huán)境治理指數(shù)整體上呈現(xiàn)出不斷提升的趨勢如圖1所示，長三角環(huán)境治理指數(shù)從2003年的0.45提升到2019年的0.78，尤其是2015年以來，長三角環(huán)境治理指數(shù)上升較快，有明顯的加速提升趨勢，表明自2015年史上最嚴(yán)新環(huán)境保護(hù)法實(shí)施以來，長三角區(qū)域環(huán)境治理取得了明顯成效。

圖1 長三角環(huán)境治理指數(shù)變化趨勢

2.2.2 長三角城市環(huán)境治理進(jìn)展不均衡

圖2描繪了長三角41個(gè)地級以上城市環(huán)境治理指數(shù)的動態(tài)變化趨勢，所有城市的環(huán)境治理水平都呈現(xiàn)出持續(xù)上升的變化趨勢，但不同城市環(huán)境治理進(jìn)展不均衡。滁州、六安、臺州、宿州、安慶、宣城、湖州、阜陽、衢州、南通、淮北、亳州、泰州、蚌埠、溫州等城市環(huán)境治理水平有較大提升和改進(jìn)，上海、合肥、馬鞍山、金華、蘇州、南京、麗水、連云港、紹興、杭州、寧波、常州、鹽城、池州、嘉興等城市環(huán)境治理指數(shù)提升較慢，這與這些城市初始環(huán)境治理水平大多較高有關(guān)，反映了城市環(huán)境治理中“低懸的果實(shí)”更易被成功摘取的事實(shí)。

圖2 長三角城市環(huán)境治理的動態(tài)變化趨勢比較

2.2.3 長三角城市環(huán)境治理存在明顯的地區(qū)差異

將長三角全域41個(gè)地級以上城市進(jìn)一步劃分為核心區(qū)、擴(kuò)展區(qū)和外圍區(qū)三個(gè)層區(qū)。其中，長三角核心區(qū)包括早期上海經(jīng)濟(jì)區(qū)10個(gè)城市，《長江三角洲城市群發(fā)展規(guī)劃》在上海經(jīng)濟(jì)區(qū)10個(gè)城市的基礎(chǔ)上增加了16個(gè)城市，將新增加的這16個(gè)城市劃為長三角擴(kuò)展區(qū)，《長江三角洲區(qū)域一體化發(fā)展規(guī)劃綱要》在長三角城市群的基礎(chǔ)上新增加了15個(gè)城市，將這些新增加的15個(gè)城市劃為外圍區(qū)，上述三個(gè)層區(qū)的城市分組見表1。

表1 長三角區(qū)域三個(gè)層區(qū)的城市分組

長三角核心區(qū)、擴(kuò)展區(qū)和外圍區(qū)城市環(huán)境治理指數(shù)動態(tài)變化如圖3所示，長三角核心區(qū)、擴(kuò)展區(qū)和外圍區(qū)城市環(huán)境治理水平均有明顯的提升趨勢，外圍區(qū)城市環(huán)境治理指數(shù)最小，擴(kuò)展區(qū)與核心區(qū)城市環(huán)境治理指數(shù)的差距越來越小，尤其是2015年以來，擴(kuò)展區(qū)城市環(huán)境治理指數(shù)開始趕超核心區(qū)環(huán)境治理指數(shù)。

圖3 長三角核心區(qū)、擴(kuò)展區(qū)和外圍區(qū)環(huán)境治理比較

2.3 長三角城市環(huán)境治理空間差異來源分析

采用Dagum基尼系數(shù)分解法［35］，將長三角環(huán)境治理的空間差異分解為地區(qū)間差距、地區(qū)內(nèi)差距和超變密度三個(gè)部分，以揭示長三角環(huán)境治理空間差距的來源，總體基尼系數(shù)的計(jì)算公式為：

其中：j、h分別代表不同地區(qū)，i、r代表各地所轄城市，n是所有地區(qū)城市數(shù)量，k是地區(qū)劃分總數(shù)，nj、nh分別表示是j、h地區(qū)城市個(gè)數(shù)，yji、yhr分別是j、h地區(qū)城市i、r環(huán)境治理指數(shù)，yˉ代表長三角所有城市環(huán)境治理指數(shù)的平均值。

總體基尼系數(shù)（G）分解為地區(qū)內(nèi)差異貢獻(xiàn)（Gw)、地區(qū)間差異凈值貢獻(xiàn)（Gnb)和超變密度貢獻(xiàn)（Gt)，三者滿足以下關(guān)系：G=Gw+Gnb+Gt。第j個(gè)地區(qū)基尼系數(shù)（Gjj)和地區(qū)內(nèi)差異的貢獻(xiàn)（Gw)的計(jì)算為公式（2）和公式（3），第j個(gè)地區(qū)和第h個(gè)地區(qū)之間的基尼系數(shù)（Gjh)和地區(qū)間差異凈值的貢獻(xiàn)（Gnb)的計(jì)算為公式（4）和公式（5），地區(qū)間超變密度的貢獻(xiàn)（Gt)的計(jì)算為公式（6）。

其中：pj=nj/n，sj=njyˉj/nyˉ，j=1，2，…，k，Djh為j、h兩個(gè)地區(qū)環(huán)境治理指數(shù)的相對影響，其計(jì)算方法見公式（7），djh為j、h兩個(gè)地區(qū)環(huán)境治理指數(shù)的差值，計(jì)算方法見公式（8），pjh為超變一階矩，計(jì)算方法見公式（9）。

其中：Fj、Fh分別為j、h地區(qū)的累積密度分布函數(shù)。

長三角環(huán)境治理的地區(qū)差距來源分解結(jié)果見表2。從表中可以發(fā)現(xiàn)，長三角環(huán)境治理的總體基尼系數(shù)呈下降趨勢，從2003年的0.107下降至2019年的0.051，表明長三角環(huán)境治理的地區(qū)差距不斷縮小。從長三角三省一市環(huán)境治理的地區(qū)差異來源來看，省級行政區(qū)之間基尼系數(shù)對總體基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率為51%，省級行政區(qū)內(nèi)基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率為26%，超變密度的貢獻(xiàn)率為23%，可見，長三角環(huán)境治理的空間差異主要來自三省一市之間差距。從核心區(qū)、擴(kuò)展區(qū)與外圍區(qū)環(huán)境治理的地區(qū)差異來源來看，三個(gè)地區(qū)間基尼系數(shù)對總體基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率為32%，地區(qū)內(nèi)基尼系數(shù)的貢獻(xiàn)率為29%，超變密度的貢獻(xiàn)率為39%，可見核心區(qū)、擴(kuò)展區(qū)與外圍區(qū)之間的差距是長三角環(huán)境治理地區(qū)差距的主要來源。

表2 長三角環(huán)境治理的地區(qū)差距來源分解

3 長三角環(huán)境治理的影響因素實(shí)證分析

3.1 模型、變量與數(shù)據(jù)

基于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的 3D分析框架，參考借鑒相關(guān)研究文獻(xiàn)，構(gòu)建如下計(jì)量模型。

其中：i和t分別表示城市和時(shí)間維度；被解釋變量eni為環(huán)境治理指數(shù)；核心解釋變量segm為市場分割指數(shù)；其他解釋變量有：edn表示經(jīng)濟(jì)密度，pdn表示人口密度，為考察可能存在的非線性關(guān)系，模型中引入兩者的平方項(xiàng)，edns為經(jīng)濟(jì)密度平方項(xiàng)，pdns為人口密度平方項(xiàng)，infras為交通通達(dá)度；Z為控制變量集，包括技術(shù)創(chuàng)新（patp）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（ind）和金融發(fā)展（fin）等；μi、νt、εit表示地區(qū)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和隨機(jī)擾動項(xiàng)。

考慮到環(huán)境治理具有空間自相關(guān)性，擬采用基于固定效應(yīng)的空間杜賓模型對空間溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，空間杜賓模型設(shè)定如下：

其中：W為空間鄰接權(quán)重矩陣，Weniit表示被解釋變量的空間滯后項(xiàng)，ρ為空間自相關(guān)系數(shù)，Xit表示解釋變量和控制變量，WXit為解釋變量和控制變量的空間滯后項(xiàng)；μt和σi分別表示時(shí)間效應(yīng)和個(gè)體效應(yīng)，εit為隨機(jī)干擾項(xiàng)。

在上述模型中，eni的測算方法和結(jié)果如前所述，segm采用David［36］提出的相對價(jià)格法，從商品市場分割、資本市場分割和勞動力市場分割三個(gè)維度進(jìn)行測算，上述三個(gè)子市場分割指數(shù)的平均數(shù)為市場分割指數(shù)。選取食品、衣著、家庭用品及服務(wù)、醫(yī)療保健和個(gè)人用品、交通和通信、娛樂教育文化、居住等七類商品的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)測算商品市場分割指數(shù)（segc）；使用城市職工平均工資測算勞動力市場分割指數(shù)（segl）；借鑒張超等［37］使用的方法，基于C-D生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)資本邊際產(chǎn)出并估算資本市場分割指數(shù)（segk）；為避免指數(shù)過小而不便展示，參照呂冰洋等［38］的做法，市場分割指數(shù)均對原值乘以1 000。edn用實(shí)際地區(qū)生產(chǎn)總值除以土地面積表示，pdn用城市人口數(shù)除以城市面積表示。用路網(wǎng)密度即城市公路里程數(shù)與城市面積之比表示交通通達(dá)度（infras）；同時(shí)測量各城市與區(qū)域中心城市（港口）的最近距離（dist）。patp用專利授權(quán)量與單位從業(yè)人口數(shù)之比表示，ind用第三產(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加值之比表示，fin用城市金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比衡量。

上述變量測度所需要的指標(biāo)數(shù)據(jù)主要從國泰安數(shù)據(jù)庫和EPS數(shù)據(jù)庫中獲取，極少數(shù)缺失數(shù)據(jù)依據(jù)長三角城市統(tǒng)計(jì)年鑒及其官方統(tǒng)計(jì)信息網(wǎng)站所發(fā)布的相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行查漏補(bǔ)缺，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.2 基準(zhǔn)模型回歸分析

基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果見表4。從中可以看出，segm、segc、segk和segl的系數(shù)均為負(fù)，除segc的系數(shù)不顯著外，其他市場分割指數(shù)的系數(shù)均在1%水平上顯著，表明市場分割對城市環(huán)境治理有顯著的負(fù)面影響。從密度效應(yīng)來看，經(jīng)濟(jì)密度和人口密度的一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，表明環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)密度、人口密度均呈現(xiàn)倒“U”型關(guān)系，即過高的經(jīng)濟(jì)密度和人口密度對環(huán)境治理有不利影響。交通通達(dá)度與環(huán)境治理顯著正相關(guān)。此外，技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和金融發(fā)展有助于促進(jìn)城市環(huán)境治理改善。由于dist是時(shí)不變指標(biāo)，因共線性問題使用固定效應(yīng)模型不能得到系數(shù)估計(jì)結(jié)果，借鑒Plümper等［39］的處理方法，利用隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)，結(jié)果見表4列（6）和列（7）。兩列不同之處在于，列（7）在模型中同時(shí)加入地理距離和交通通達(dá)度變量，結(jié)果顯示，不考慮交通通達(dá)度，地理距離對城市環(huán)境治理的影響不顯著，在模型中控制了交通通達(dá)度后，離區(qū)域中心城市的地理距離對城市環(huán)境治理有顯著負(fù)向影響，表明交通條件增強(qiáng)了地理距離對城市環(huán)境治理的負(fù)面影響效應(yīng)，顯示區(qū)域環(huán)境協(xié)同治理的重要性。

表4 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

3.3 工具變量回歸分析

市場分割與環(huán)境治理之間可能存在逆向因果關(guān)系而導(dǎo)致內(nèi)生性問題，也可能存在因遺漏重要變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，后者由于在實(shí)證研究中已經(jīng)控制城市個(gè)體固定效應(yīng)而得到緩解，因此，需要為市場分割指數(shù)尋找合理的工具變量以緩解內(nèi)生性問題。由于擾動項(xiàng)不可觀測，尋找一個(gè)嚴(yán)格意義上與擾動項(xiàng)無關(guān)卻與內(nèi)生變量高度相關(guān)的工具變量較難，考慮到內(nèi)生變量滯后項(xiàng)與當(dāng)期內(nèi)生變量在時(shí)間上高度相關(guān)，但與當(dāng)期擾動項(xiàng)不相關(guān)，滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求，可以作為工具變量使用。以內(nèi)生變量滯后項(xiàng)為工具變量的2SLS估計(jì)結(jié)果見表5。在第一階段回歸中，工具變量在1%水平上顯著，聯(lián)合檢驗(yàn)的F值大于經(jīng)驗(yàn)值10，表明工具變量與解釋變量顯著相關(guān)；在第二階段回歸中，市場分割指數(shù)的系數(shù)均顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果在方向上保持一致，表明市場分割對城市環(huán)境治理有顯著抑制作用，各類市場分割指數(shù)的系數(shù)絕對值大于基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果，表明潛在的內(nèi)生性問題會低估市場分割對城市環(huán)境治理的抑制效應(yīng)；其他變量的估計(jì)系數(shù)與基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果基本一致。

表5 工具變量2SLS估計(jì)結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上述表4和表5所報(bào)告的估計(jì)結(jié)果驗(yàn)證前文所提出的三個(gè)研究假說成立，下面從以下幾個(gè)方面對實(shí)證研究結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是排除異常值影響，對連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位的縮尾處理，回歸結(jié)果見表6列（1）和列（2），估計(jì)結(jié)果依然穩(wěn)健。二是消除可能存在的異方差性和序列相關(guān)性影響，運(yùn)用可行廣義最小二乘法（FGLS）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見表6列（3）和列（4），估計(jì)結(jié)果支持前述研究結(jié)論。三是考察核心解釋變量滯后一期，考慮到市場分割對城市環(huán)境治理可能有滯后影響，對所有市場分割指數(shù)進(jìn)行滯后一期處理后重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6列（5）和列（6），相關(guān)研究結(jié)論依然成立。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

3.5 空間溢出效應(yīng)檢驗(yàn)

構(gòu)建鄰近空間權(quán)重矩陣，使用全域莫蘭指數(shù)與莫蘭散點(diǎn)圖考察長三角環(huán)境治理的空間自相關(guān)性，各年的莫蘭指數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均顯著為正，表明長三角環(huán)境治理整體上存在空間正相關(guān)性，具有明顯的空間依賴性特征。鑒于此，該研究選擇基于固定效應(yīng)的空間杜賓模型就經(jīng)濟(jì)地理因素對環(huán)境治理的空間溢出效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，模型回歸結(jié)果見表7。

表7 基于固定效應(yīng)的空間杜賓模型回歸結(jié)果

由表7中可得以下結(jié)論：一是空間自回歸系數(shù)ρ均在1%顯著水平上顯著為正，表明環(huán)境治理確實(shí)存在空間溢出效應(yīng)，本地環(huán)境治理改善有利于帶動周邊城市環(huán)境治理水平提升。二是考慮空間相關(guān)后，segm、segc和segk的回歸系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上均顯著為負(fù)，segl的回歸系數(shù)為正但不顯著，表明市場分割對本地環(huán)境治理整體上有負(fù)面影響。三是segm、segc、segk和segl的空間滯后項(xiàng)估計(jì)系數(shù)均為正值，表明市場分割對周邊城市環(huán)境治理有逆向空間溢出效應(yīng)，即市場分割對本地環(huán)境治理有負(fù)向影響，對周邊城市環(huán)境治理有正向影響，市場分割在一定程度上有利于阻止污染的空間轉(zhuǎn)移；經(jīng)濟(jì)密度和人口密度對周邊城市環(huán)境治理產(chǎn)生“U”型的空間溢出效應(yīng)，正好與其對本地環(huán)境治理的空間溢出效應(yīng)相反；其他控制變量對周邊城市環(huán)境治理的影響也顯示出與本地影響效應(yīng)相反的逆向空間溢出效應(yīng)。

4 研究結(jié)論與政策建議

該研究以2003—2019年長三角全域41個(gè)地級以上城市為樣本，運(yùn)用相對價(jià)格法測算市場分割指數(shù)，采用全局熵權(quán)法測度環(huán)境治理指數(shù)，基于新經(jīng)濟(jì)地理的3D分析框架，實(shí)證研究市場分割、密度、距離等經(jīng)濟(jì)地理因素對長三角城市環(huán)境治理的影響，并從不同角度對實(shí)證研究結(jié)果進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，主要得到以下結(jié)論：①市場分割對長三角城市環(huán)境治理有顯著的負(fù)面影響，運(yùn)用工具變量緩解內(nèi)生性偏誤后，市場分割對城市環(huán)境治理的負(fù)面影響效應(yīng)更加明顯。②城市環(huán)境治理與經(jīng)濟(jì)密度、人口密度之間均呈現(xiàn)出倒“U”型變化關(guān)系，經(jīng)濟(jì)密度和人口密度過高對城市環(huán)境治理有不利影響。交通通達(dá)度提高有利于促進(jìn)城市環(huán)境治理改進(jìn)，離區(qū)域中心城市的地理距離對城市環(huán)境治理有顯著負(fù)向影響。③環(huán)境治理具有空間自相關(guān)性，本地環(huán)境治理改善有利于促進(jìn)周邊環(huán)境治理提升，市場分割、經(jīng)濟(jì)密度和人口密度等經(jīng)濟(jì)地理因素對周邊城市環(huán)境治理具有逆向空間溢出效應(yīng)，即其對周邊城市環(huán)境治理的溢出效應(yīng)正好與其對本地環(huán)境治理的影響相反。

根據(jù)上述研究結(jié)論，提出以下政策建議：①加快推進(jìn)長三角統(tǒng)一大市場建設(shè)，提升長三角市場一體化水平，充分發(fā)揮區(qū)域市場規(guī)模經(jīng)濟(jì)和專業(yè)化分工優(yōu)勢，克服傳統(tǒng)行政區(qū)治理下的市場分割和碎片化環(huán)境治理的不足，促進(jìn)市場一體化與環(huán)境治理協(xié)同共進(jìn)。②在長三角一體化發(fā)展進(jìn)程中，隨著長三角城市交通通達(dá)度、經(jīng)濟(jì)密度和人口密度的提高，有利于發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，提升城市環(huán)境治理質(zhì)量，但要防范和避免核心城市經(jīng)濟(jì)密度和人口密度過高可能帶來新的環(huán)境治理風(fēng)險(xiǎn)，遵循現(xiàn)代城市體系演化規(guī)律，優(yōu)化城市空間格局和人口布局，推動大城市非核心功能疏解，構(gòu)建多組團(tuán)、多中心和多層嵌套的現(xiàn)代城市體系，促進(jìn)長三角城市經(jīng)濟(jì)密度、人口密度與環(huán)境治理的耦合協(xié)調(diào)發(fā)展。③鑒于市場分割、經(jīng)濟(jì)密度和人口密度等經(jīng)濟(jì)地理因素對周邊城市環(huán)境治理具有逆向空間溢出效應(yīng)，需要采取合理措施防范區(qū)域市場一體化可能給周邊城市帶來的環(huán)境治理風(fēng)險(xiǎn)，構(gòu)建長三角一體化與環(huán)境治理的長效協(xié)同機(jī)制，推進(jìn)長三角城市環(huán)境治理協(xié)同改進(jìn)。