趙領(lǐng)娣　徐樂

摘要 長三角一體化政策能否實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的“雙贏”，不僅對探索可復(fù)制、可推廣的綠色發(fā)展新路子至關(guān)重要，更決定了長江流域生態(tài)保護(hù)戰(zhàn)略能否順利實(shí)現(xiàn)。為避免區(qū)域一體化測度偏誤，本文首次從城市群擴(kuò)容視角出發(fā)探究長三角一體化的環(huán)境影響。以2003—2015年中國215個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)為研究樣本，構(gòu)建2010年長三角擴(kuò)容的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，綜合利用回歸分析法與合成控制法，聚焦于長三角地區(qū)重要且嚴(yán)峻的水污染問題，從排放和治理兩個(gè)角度檢驗(yàn)并比較了長三角擴(kuò)容在整體城市、原位城市和新進(jìn)城市的水污染效應(yīng)的共同趨勢與區(qū)域差異。在此基礎(chǔ)上，拓展STIRPAT模型，結(jié)合理論推演與實(shí)證檢驗(yàn)，進(jìn)一步探究了長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)的深層作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：①整體而言，長三角擴(kuò)容顯著提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，而明顯降低了污水集中處理率，在整體長三角城市群帶來了負(fù)面環(huán)境效應(yīng)，且這種負(fù)面環(huán)境效應(yīng)在原位城市要強(qiáng)于新進(jìn)城市。②就作用機(jī)制而言，雖然長期層面城市間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系增加有利于實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排，但擴(kuò)容政策影響下短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的增強(qiáng)卻帶來了負(fù)面環(huán)境效應(yīng);長三角擴(kuò)容通過產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工和產(chǎn)業(yè)差異化分工顯著提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)分工的環(huán)境正外部性無法凸顯;雖然環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)有助于緩解長三角地區(qū)水環(huán)境壓力，但擴(kuò)容政策卻通過放松環(huán)境規(guī)制加劇了原位城市與新進(jìn)城市的水污染。長三角一體化應(yīng)以經(jīng)濟(jì)環(huán)境雙維一體化為目標(biāo)，擴(kuò)容政策的制定與實(shí)施應(yīng)充分考慮經(jīng)濟(jì)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展。

關(guān)鍵詞 長三角擴(kuò)容;水污染效應(yīng);工業(yè)廢水排放強(qiáng)度;污水集中處理率;準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

中圖分類號(hào) F293;X24

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼 A文章編號(hào) 1002-2104（2019）03-0050-12DOI：10.12062/cpre.20181009

“樹立‘一盤棋思想”“共抓大保護(hù)、不搞大開發(fā)”“探索協(xié)同推進(jìn)生態(tài)優(yōu)先和綠色發(fā)展新路子”是習(xí)近平總書記在深入推動(dòng)長江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展座談會(huì)上的重要指示。長三角城市群作為“一帶一路”與長江經(jīng)濟(jì)帶的重要交匯地帶，不僅肩負(fù)打造“亞太地區(qū)重要的國際門戶、全球重要的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)和先進(jìn)制造業(yè)中心、具有較強(qiáng)國際競爭力的世界級(jí)城市群”[1]的重任，更是探索環(huán)境與經(jīng)濟(jì)協(xié)同發(fā)展的“排頭兵”;致力于共建美麗中國示范區(qū)，在“長江上中下游大保護(hù)路徑”中占據(jù)重要地位，其可復(fù)制、可推廣的一體化協(xié)同治理經(jīng)驗(yàn)是中國城市群發(fā)展的重要參考。而長三角擴(kuò)容作為突破區(qū)域間行政分割、削弱一體化推進(jìn)阻力的必要手段，是區(qū)域一體化的關(guān)鍵政策與先導(dǎo)政策[2]，決定了長三角地區(qū)戰(zhàn)略規(guī)劃發(fā)展方向，其能否實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與水環(huán)境保護(hù)的雙贏，事關(guān)中國城市群綠色發(fā)展與長江經(jīng)濟(jì)帶生態(tài)保護(hù)戰(zhàn)略的順利實(shí)現(xiàn)。目前，學(xué)界圍繞區(qū)域一體化的經(jīng)濟(jì)影響展開了廣泛討論[2]，卻鮮有研究關(guān)注擴(kuò)容視角下長三角一體化的水環(huán)境影響。那么，長三角地域上擴(kuò)容政策的水污染效應(yīng)究竟怎樣？擴(kuò)容政策是否可以推進(jìn)長三角城市群實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)環(huán)境“雙贏”？ 如何推動(dòng)長三角城市群走向綠色發(fā)展新路子？本文將對這些不可忽視并亟待解決的關(guān)鍵問題進(jìn)行系統(tǒng)分析與回應(yīng)。

1 文獻(xiàn)綜述

國際間的區(qū)域一體化主要指區(qū)域性的國家合作，表現(xiàn)為自由貿(mào)易協(xié)定、關(guān)稅同盟、貨幣聯(lián)盟、共同市場等方面[3]。國家內(nèi)的區(qū)域一體化主要指以大城市、特大城市為中心的城市群和城市帶以及城市之間的區(qū)域合作，表現(xiàn)為商品市場統(tǒng)一、基礎(chǔ)設(shè)施共享、政策管理協(xié)同等方面[2，4]。長三角是中國最有經(jīng)濟(jì)活力的城市群，更是資源環(huán)境問題最嚴(yán)重的城市群?！耙惑w化經(jīng)濟(jì)”的推進(jìn)有助于長三角區(qū)域發(fā)展規(guī)劃的整體編制[2]，對長三角地區(qū)環(huán)境協(xié)同治理與可持續(xù)發(fā)展具有重要作用。定性層面，學(xué)者們對長三角未來發(fā)展版圖和區(qū)域治理機(jī)制進(jìn)行了前瞻性勾勒[2]。定量層面，區(qū)域一體化概念寬泛、內(nèi)涵豐富，既有研究主要從經(jīng)濟(jì)一體化[4]、市場一體化[5]等角度對其進(jìn)行衡量。但基于某一方面或某幾方面的指標(biāo)測度難免存在誤差，而擴(kuò)容作為推進(jìn)區(qū)域一體化的必要途徑與重要手段，在政策執(zhí)行層面為觀測區(qū)域一體化提供了有效方式。劉乃全和吳友[2]檢驗(yàn)了2010年長三角擴(kuò)容對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。

區(qū)域一體化的環(huán)境效應(yīng)是一個(gè)新命題[6]。國際上，學(xué)者們以歐盟擴(kuò)容為題材廣泛關(guān)注了區(qū)域一體化的環(huán)境效應(yīng)。Zhu和Ierland[7]基于靜態(tài)一般均衡模型探究了歐盟擴(kuò)容對溫室氣體排放的影響。Gómez-Calvet等[8]對過去十年歐盟25個(gè)成員國的能源效率進(jìn)行評價(jià)，發(fā)現(xiàn)新進(jìn)國家在節(jié)能減排方面有很大的改進(jìn)機(jī)會(huì)。Chen和Huang[9]檢驗(yàn)了歐盟一體化程度、國民收入與污染物排放之間的關(guān)系。Baycan[10]聚焦于2003年歐盟最大規(guī)模擴(kuò)容，基于整體國家、原位國家、新進(jìn)國家的劃分方法，考察了環(huán)境庫茲涅茨曲線假說在不同類型國家間的異質(zhì)性。對于國家內(nèi)部城市間區(qū)域一體化環(huán)境效應(yīng)的直接研究較少，張可[6]將環(huán)境污染視作非期望產(chǎn)出，在一個(gè)拓展的增長收斂框架下討論了區(qū)域一體化的節(jié)能減排效應(yīng);賀祥民等[11]使用倍差法研究了長三角區(qū)域一體化對地區(qū)污染排放收斂的影響;其他學(xué)者們多基于空間計(jì)量方法從經(jīng)濟(jì)集聚[12]、城市群經(jīng)濟(jì)[13]等視角間接討論了一體化進(jìn)程中的環(huán)境效應(yīng)。

綜上，雖然歐盟擴(kuò)容與中國城市群經(jīng)濟(jì)的環(huán)境效應(yīng)均已得到學(xué)者們的廣泛研究，但對同屬一個(gè)國家內(nèi)部，尤其是中國城市群擴(kuò)容政策的環(huán)境影響則鮮有關(guān)注，針對長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)的考察更是鳳毛麟角，而這一研究對長三角區(qū)域協(xié)同治理實(shí)踐和長江流域生態(tài)保護(hù)戰(zhàn)略實(shí)現(xiàn)至關(guān)重要，亟待學(xué)者對其進(jìn)行檢驗(yàn)。長三角城市群自1982年12月國務(wù)院批準(zhǔn)設(shè)立以上海全境、江蘇和浙江部分范圍內(nèi)10城市為主體的上海經(jīng)濟(jì)區(qū)以來，范圍經(jīng)歷了“迅速擴(kuò)展—驟然縮小—穩(wěn)步擴(kuò)容”的過程[2]，其豐富的擴(kuò)容經(jīng)驗(yàn)使其成為了極具代表性的擴(kuò)容政策效果評估樣本。而2010年實(shí)施的長三角擴(kuò)容政策，是穩(wěn)步擴(kuò)容階段首次擴(kuò)容至安徽境內(nèi)，具有行政區(qū)劃較多、擴(kuò)容范圍龐大、可觀測性較強(qiáng)等特點(diǎn)[2]。因此，本文基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)法對2010年長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)及其作用機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，并針對既有文獻(xiàn)不足做出如下拓展：①由于“區(qū)域一體化”的概念界定寬泛，直接度量存在困難，本文為規(guī)避一體化指標(biāo)測度偏誤，首次從城市群擴(kuò)容視角出發(fā)，基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)方法直接評估了區(qū)域一體化邊界變動(dòng)引致的環(huán)境效應(yīng)，為區(qū)域一體化環(huán)境效應(yīng)檢驗(yàn)提供了一個(gè)新的研究視角。②集聚經(jīng)濟(jì)視角下的區(qū)域一體化環(huán)境效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)主要集中于新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)框架下的空間計(jì)量研究，但設(shè)定的權(quán)重矩陣主觀性較強(qiáng)容易導(dǎo)致結(jié)論偏誤，而以雙重差分法、合成控制法等為代表的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)法作為僅次于隨機(jī)實(shí)驗(yàn)的因果關(guān)系識(shí)別方法，能夠避免參數(shù)估計(jì)的內(nèi)生性問題和樣本選擇偏誤，從而為長三角一體化水污染效應(yīng)識(shí)別提供科學(xué)、準(zhǔn)確的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。③區(qū)域一體化環(huán)境效應(yīng)的相關(guān)研究近期才出現(xiàn)，且既有文獻(xiàn)多停滯于整體層面上的檢驗(yàn)與分析，普遍忽略了政策實(shí)施在不同區(qū)域效果的一致性與差異性。本文檢驗(yàn)并比較了2010年長三角擴(kuò)容在整體城市、原位城市和新進(jìn)城市水污染效應(yīng)的共同趨勢與區(qū)域差異，有助于提出更具針對性的區(qū)域協(xié)同治理建議。④既有文獻(xiàn)多從排放視角識(shí)別一體化對環(huán)境污染的影響，但污染效應(yīng)實(shí)際為污染排放與污染治理綜合作用的結(jié)果，為此，本文將水污染效應(yīng)拆分為排放效應(yīng)與治理效應(yīng)分別進(jìn)行討論，旨在全面揭示擴(kuò)容對水污染的影響。⑤中國城市群擴(kuò)容政策環(huán)境效應(yīng)的相關(guān)研究較少，更未有學(xué)者對其作用路徑進(jìn)行梳理。本文拓展STIRPAT模型，結(jié)合理論推演與實(shí)證檢驗(yàn)，從經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、產(chǎn)業(yè)分工、環(huán)境規(guī)制等方面對長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)的作用機(jī)制進(jìn)行分析與討論，有利于發(fā)現(xiàn)以擴(kuò)容為代表的區(qū)域一體化政策的治理瓶頸與優(yōu)化方案。本文填補(bǔ)了長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)的空白，不僅有助于豐富與完善區(qū)域一體化環(huán)境效應(yīng)的相關(guān)研究，更能夠總結(jié)區(qū)域聯(lián)盟經(jīng)濟(jì)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展的經(jīng)驗(yàn)教訓(xùn)，為形成可復(fù)制、可推廣的一體化綠色發(fā)展新路子提供借鑒與參考，從而推進(jìn)長江大保護(hù)戰(zhàn)略的順利實(shí)現(xiàn)。

2 模型構(gòu)建、變量測度與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建

2.1.1 長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)檢驗(yàn)

為探究長三角擴(kuò)容對水污染的整體影響，本文設(shè)定固定效應(yīng)模型如下：

PEi，t=α+βENLAi，t+γXi，t+λi+λt+εi，t（1）

其中，PEi，t為被解釋變量，衡量城市i在第t年的水污染效應(yīng)。ENLAi，t為擴(kuò)容政策虛擬變量，如果城市i在第t年處于擴(kuò)容政策實(shí)施的城市和年份，則該虛擬變量賦值為1，否則賦值為0。ENLAi，t的回歸系數(shù)β反映了擴(kuò)容的水污染效應(yīng)。為了保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還加入影響各城市水污染的一系列因素作為控制變量Xi，t。α為常數(shù)項(xiàng)。λi、λt為虛擬變量，分別控制了城市和年份的固定效應(yīng)。εi，t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

為排除隨時(shí)間變化的不可觀測因素干擾，解決擴(kuò)容政策水污染效應(yīng)的內(nèi)生性問題，本文設(shè)計(jì)雙重差分模型（DID）如下：

PEi，t=α+β1treatment·year+β2treatment+β3year+γXi，t+εi，t（2）

如果該城市為擴(kuò)容政策實(shí)施城市，則treatment為處理組，賦值為1;否則treatment為對照組，賦值為0。year表示政策沖擊的年份，如果年份在2010年及以前，則year賦值為0;如果年份在2011年及以后，則year賦值為1。本文關(guān)注的核心系數(shù)為β1，其衡量了擴(kuò)容對水污染的影響。其他變量定義與模型（1）相同。

相比雙重差分法（DID），合成控制法（SCM）對“雙向固定效應(yīng)”做了拓展，且避免了“過分外推”偏誤。更重要的是，它可以根據(jù)數(shù)據(jù)來選擇線性組合的最優(yōu)權(quán)重，避免了研究者主觀選擇控制組的誤差[14]，可以有效規(guī)避政策內(nèi)生性問題。其基本原理是：通過對控制組預(yù)測變量進(jìn)行加權(quán)，擬合一個(gè)與處理組特質(zhì)相近的反事實(shí)合成組，并通過比較政策實(shí)施前后處理組與合成組之間的長期差異來評估政策影響。假設(shè)第一個(gè)城市（j=1）是擴(kuò)容政策調(diào)整的目標(biāo)城市，其余J個(gè)城市均不受擴(kuò)容政策調(diào)整。T0（1≤T0≤T）為政策實(shí)施年份2010年。Yj，t為J+1個(gè)城市T期水污染效應(yīng)數(shù)據(jù)，Y′j，t、Y″j，t分別為城市j在時(shí)刻t未受到政策調(diào)整和受到政策調(diào)整時(shí)的水污染效應(yīng)數(shù)據(jù)?？紤]一個(gè)（J×1）維權(quán)重向量W=（w2，…，wJ+1）′以使wj≥0且w2+…+wJ+1=1。W代表潛在的合成控制組合，其中的每一個(gè)wj衡量了控制組城市對目標(biāo)城市的合成貢獻(xiàn)率，合成控制的結(jié)果變量為：

∑J+1j=2wjYj，t=αt+δt∑J+1j=2wjZj+θt∑J+1j=2wjμj+∑J+1j=2wjεj，t（3）

其中，αt是時(shí)間固定效應(yīng)，Zj表示不受擴(kuò)容政策影響的可觀測變量，δt是控制變量的估計(jì)參數(shù)，μj為特定城市不可觀測的固定效應(yīng)，θt表示不可觀測變量的時(shí)期效應(yīng)，εj，t為每個(gè)城市觀測不到的瞬時(shí)沖擊。假定存在向量組（w*2，…，w*J+1）滿足：

∑J+1j=2w*jYj，1=Y1，1，∑J+1j=2w*jYj，2=Y1，2，…，∑J+1j=2w*jYj，T0=Y1，T0，∑J+1j=2w*jZj=Z1（4）

如果∑T0t=2λ′tλt為非奇異，則下式成立：

Y′j，t-∑J+1j=2w*jYj，t=∑J+1j=2w*j∑T0s=1λt（∑T0j=1λ′jλj）-1λ′s（εj，s-ε1，s）-∑J+1j=2w*j（εj，t-ε1，t）（5）

Abadie[14]證明式（5）的右邊趨近于0。因此，擴(kuò)容政策實(shí)施期間，可以用∑J+1j=2w*jYj，t來近似替代Y′j，t的無偏估計(jì)，在目標(biāo)城市擴(kuò)容政策水污染效應(yīng)的估計(jì)值為：

β〖DD（-1.2mm〗^〖HT9.5〗1，t=Y′j，t-∑J+1j=2w*jYj，t，t∈[T0+1，…，T]（6）

權(quán)重向量W*=（w*2，…，w*J+1）′的確定是得到β〖DD（-1.2mm〗^〖HT9.5〗1，t無偏估計(jì)的關(guān)鍵。Abadie[14]通過最小化X1與X0W之間的距離‖X1-X0W‖=‖X1-X0W‖V=（X1-X0W）′V（X1-X0W）來確定最優(yōu)權(quán)重W*，X1為擴(kuò)容政策實(shí)施前目標(biāo)城市的（k×1）維特征向量（Z）;X0為（K×J）矩陣，其第j列為控制組對照城市在擴(kuò)容政策實(shí)施前對應(yīng)的特征向量（Z），特征向量（Z）為預(yù)測變量，V是（k×k）的對稱半正定矩陣。為確保加權(quán)合成的水污染效應(yīng)路徑盡可能擬合其對應(yīng)年份的實(shí)際水污染效應(yīng)路徑，選擇滿足均方誤差（MSPE）最小化條件下的V*來確定w*。

2.1.2 長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)作用機(jī)制檢驗(yàn)

基于Dietz和Rosa的STIRPAT模型[15]，本文引入擴(kuò)容虛擬變量，探究長三角擴(kuò)容這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)水污染效應(yīng)的作用機(jī)制。標(biāo)準(zhǔn)的STIRPAT模型形式如下：

I=αPλ1Aλ2Tλ3e（7）

其中，I是環(huán)境影響，α是常數(shù)項(xiàng)，P是人口規(guī)模，A是經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，T是技術(shù)水平，e為誤差項(xiàng)。參數(shù)λ1，λ2，λ3分別代表環(huán)境影響對人口規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)水平的彈性[15]。另外，本文對STIPRAT模型的相關(guān)變量進(jìn)行了相應(yīng)的分解與改進(jìn)[15]。

首先，本文選取工業(yè)廢水排放強(qiáng)度和城市污水處理率分別作為被解釋變量衡量水污染效應(yīng)PE，并以此替代環(huán)境影響I，即：

PE=αPλ1Aλ2Tλ3e（8）

其次，本文分別將經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平A與技術(shù)水平T進(jìn)行分解。經(jīng)濟(jì)聯(lián)系會(huì)通過增強(qiáng)區(qū)域間人員就業(yè)流動(dòng)、促進(jìn)區(qū)域間資源合作互補(bǔ)、實(shí)現(xiàn)交通網(wǎng)絡(luò)互聯(lián)互通等渠道促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展[2];產(chǎn)業(yè)分工會(huì)通過知識(shí)和技術(shù)的溢出效應(yīng)以及規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)推動(dòng)技術(shù)創(chuàng)新[12];環(huán)境規(guī)制能夠通過提高能源資源價(jià)格、增加污染排放成本倒逼企業(yè)進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新[16]，因此經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平可以被視為經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的增函數(shù);技術(shù)水平可以被視為產(chǎn)業(yè)分工與環(huán)境規(guī)制的增函數(shù)，則有：

A=A0（EC）β，β>0（9）

T=T0（SP）γ（DV）δ（ER）φ，γ>0，δ>0，φ>0（10）

其中，A0和T0是常數(shù)項(xiàng)，代表可能影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和技術(shù)水平的其他因素。EC代表城市之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系程度。SP和DV分別表示城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工和城市間產(chǎn)業(yè)差異化分工。ER代表城市環(huán)境規(guī)制水平。β、γ、δ、φ分別表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展對經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的彈性和技術(shù)水平對專業(yè)化分工、差異化分工、環(huán)境規(guī)制的彈性。將公式（8）、（9）、（10）合并，可得：

PE=αPλ1Aλ20Tλ30（EC）θ1（SP）θ2（DV）θ3（ER）θ4e（11）

其中，θ1=βλ2，θ2=γλ3，θ3=δλ3，θ4=φλ3，θ1、θ2、θ3、θ4分別代表水污染對經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、專業(yè)化分工、差異化分工、環(huán)境規(guī)制的彈性。通過對（11）式取對數(shù)，可得到如下形式：

lnPEi，t=S0+λ1lnPi，t+θ1lnECi，t+θ2lnSPi，t+θ3lnDVi，t+θ4lnERi，t+εi，t（12）

其中，S0=ln（αAλ20Tλ30）。擴(kuò)容政策作為長三角地區(qū)最重要的區(qū)域發(fā)展政策之一，能夠破除“行政區(qū)經(jīng)濟(jì)”的藩籬，會(huì)通過影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)系、產(chǎn)業(yè)分工、環(huán)境規(guī)制等產(chǎn)生水污染效應(yīng)。一方面，擴(kuò)容政策影響下，經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的增強(qiáng)能夠優(yōu)化區(qū)域內(nèi)資源配置效率，促進(jìn)資源節(jié)約與污染減排;產(chǎn)業(yè)分工能夠通過規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)產(chǎn)生環(huán)境保護(hù)正外部性[12];而區(qū)域環(huán)境一體化治理趨勢[6]能提高污水控制與處理能力。另一方面，擴(kuò)容影響下短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的驟然增強(qiáng)會(huì)增加生產(chǎn)要素的跨區(qū)域流動(dòng)與使用[2]，也會(huì)促使“低質(zhì)量”經(jīng)濟(jì)由原位城市向新進(jìn)城市偏移，從而增加長三角地區(qū)水污染排放規(guī)模與處理難度;產(chǎn)業(yè)分工的深化需要?jiǎng)趧?dòng)力、能源資源等要素的大量投入，會(huì)促使低端產(chǎn)業(yè)與制造業(yè)向新進(jìn)城市轉(zhuǎn)移，從而加劇長三角地區(qū)環(huán)境壓力[13，17];一體化背景下的“環(huán)境協(xié)同治理”可能由于缺乏適當(dāng)?shù)暮献鳈C(jī)制而得不到落實(shí)，地方政府仍可能出現(xiàn)經(jīng)濟(jì)管理“各自為營”、環(huán)境規(guī)制“逐底競爭”的現(xiàn)象，從而加劇長三角水污染排放與轉(zhuǎn)移。

最后，根據(jù)以上理論推演對STIRPAT模型進(jìn)行相應(yīng)調(diào)整，引入擴(kuò)容政策虛擬變量及其與作用機(jī)制變量的交互項(xiàng)。另外，由于經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的測度中已包含人口規(guī)模因素的影響，本文使用人口密度替代人口規(guī)模，并將其引入控制變量集合Xi，t，得到機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

〖JP3〗lnPEi，t=S0+ηENLAi，t+θ1lnECi，t+θ2lnSPi，t+θ3lnDVi，t+θ4lnERi，t+θ5ENLAi，t×lnECi，t+θ6ENLAi，t×lnSPi，t+θ7ENLAi，t×lnDVi，t+θ8ENLAi，t×lnERi，t+ξlnXi，t+εi，t（13）

其中，除上述作用機(jī)制變量外，各變量定義均與模型（1）相同，本文主要關(guān)注交互項(xiàng)系數(shù)θ5～θ8，其衡量了擴(kuò)容政策通過作用機(jī)制變量對水污染產(chǎn)生的影響。

2.2 變量測度

2.2.1 水污染效應(yīng)變量

水污染效應(yīng)（PE）。污染物產(chǎn)生與排放[16]、污染控制能力與治理效果[18]是水污染防治關(guān)注的核心問題。為全面探究長三角擴(kuò)容對水污染的影響，本文將水污染效應(yīng)拆分為污水排放效應(yīng)PE1和污水處理效應(yīng)PE2進(jìn)行分別討論。對于污水排放效應(yīng)，考慮我國的可持續(xù)發(fā)展內(nèi)涵是要在維持一定經(jīng)濟(jì)增長水平下，將污染排放水平控制在當(dāng)前收入和技術(shù)條件可控制的水平以下[16]，因此水污染排放強(qiáng)度應(yīng)是重要的考察指標(biāo)。由于缺乏城市污水排放總量與廢水中的污染物總量相關(guān)數(shù)據(jù)，本文使用工業(yè)廢水排放總量數(shù)據(jù)進(jìn)行測算，工業(yè)廢水排放強(qiáng)度即為工業(yè)廢水排放量與工業(yè)總產(chǎn)值比率，它不僅可以衡量水污染與經(jīng)濟(jì)增長的相對變動(dòng)，而且能在一定程度上反映出水資源的利用效率。對于污水處理效應(yīng)，鑒于數(shù)據(jù)的有限性，本文使用城市污水集中處理率對其進(jìn)行衡量，污水處理率即經(jīng)過處理的生活污水、工業(yè)廢水量占污水排放總量的比重，它衡量了城市污水集中收集水平與處置設(shè)施的配套程度，反映了人類對生產(chǎn)生活活動(dòng)造成水環(huán)境污染的補(bǔ)償力度，是評價(jià)城市水污染處理工作的標(biāo)志性指標(biāo)。

2.2.2 作用機(jī)制變量

經(jīng)濟(jì)聯(lián)系（EC）。長三角擴(kuò)容對經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的影響主要反映在人員流動(dòng)、資源互補(bǔ)、交通聯(lián)通等方面[2]，而這些因素變動(dòng)與城市水環(huán)境狀態(tài)密切相關(guān)。該文使用修正后的引力模型[4]對城市i在第t年與長三角城市群其余21個(gè)城市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系情況ECi，t進(jìn)行測度：

BCi，t=∑j=21ECij，t（14）

ECij，t=Wij，t·Pi，t·GDPj，t·Pj，t·GDPj，t/D2i，j（15）

Wij，t=GDPi，t/（GDPi，t+GDPj，t）（16）

式中，ECij，t表示城市i與j之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，Pi，t、Pj，t分別表示城市i、j的人口，GDPi，t、GDPj，t分別表示城市i、j的GDP，Di，j表示城市i與j之間的距離。

產(chǎn)業(yè)分工（SP、DV）。擴(kuò)容政策能夠協(xié)調(diào)各城市之間的產(chǎn)業(yè)分工與布局，從而對能源資源利用效率與水環(huán)境產(chǎn)生影響[12]。本文擬構(gòu)建城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化指標(biāo)和城市間產(chǎn)業(yè)差異化指標(biāo)來衡量長三角城市群產(chǎn)業(yè)分工狀況。城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化指標(biāo)計(jì)算公式如下[19]：

SPi=〖SX（〗Ei，m/EiEm/E〖SX）〗;SPi，s=〖SX（〗Eis/EiEs/E〖SX）〗（17）

其中，SPi是城市i專業(yè)化集聚的整體水平，SPi，s是城市i制造業(yè)s的專業(yè)化集聚水平，Ei，m是城市i制造業(yè)的總就業(yè)人數(shù)，Ei是城市i的總就業(yè)人數(shù)，Em是全國制造業(yè)就業(yè)人數(shù)，E是全國總就業(yè)人數(shù)，Ei，s代表城市i行業(yè)s的就業(yè)人數(shù)，Es是全國行業(yè)s的就業(yè)人數(shù)。

城市間產(chǎn)業(yè)差異化指城市i在第t年與長三角城市群其余21個(gè)城市的產(chǎn)業(yè)差異情況[2]：

DVi，t=∑j=21DVij，t（18）

DVij，t=∑19k=1abs（Xki，t/Xi，t-Xkj，t/Xj，t）（19）

其中，Xki，t、Xkj，t表示城市i、j在第t年的第k產(chǎn)業(yè)的從業(yè)人員數(shù)，Xi，t、Xj，t代表城市i、j在第t年的總就業(yè)人數(shù)。

環(huán)境規(guī)制（ER）。擴(kuò)容政策體現(xiàn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展規(guī)劃與產(chǎn)業(yè)布局方向，能一定程度上引導(dǎo)環(huán)境規(guī)制，從而對長三角水環(huán)境產(chǎn)生影響。本文基于單位產(chǎn)值的環(huán)境污染立案數(shù)量CAS來衡量政府對污染的管制強(qiáng)度，但高CAS值可能源于嚴(yán)厲的環(huán)境規(guī)制，也可能由于污染違法現(xiàn)象較為普遍[16]，因此，本文采用水污染排放相對技術(shù)水平RTi，t對CAS進(jìn)行修正[16]：

ERi，t=CASi，t×RTi，t（20）

此外，由于缺乏城市層面相關(guān)行業(yè)數(shù)據(jù)，水污染排放相對技術(shù)水平指數(shù)被化簡為RTi，t=wA，tYi，t/wi，tYA，t，其中，Yi，t為城市i第t年的工業(yè)總產(chǎn)值，wi，t為城市i第t年的工業(yè)廢水排放量，YA，t和wA，t分別表示全國工業(yè)總產(chǎn)值和工業(yè)廢水排放量。

2.2.3 控制變量與預(yù)測變量

根據(jù)已有研究結(jié)論，統(tǒng)一將回歸分析控制變量與合成控制預(yù)測變量設(shè)定為如下變量。

城市化率（URBA）。城市化在快速推動(dòng)物質(zhì)資本和人力資本向城市積累的同時(shí)，也給城市的資源環(huán)境帶來了巨大壓力。較具有代表性的城市化率指標(biāo)有非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎?、城?zhèn)人口占總?cè)丝诒戎氐萚20]。但隨著社會(huì)由以農(nóng)業(yè)為主的傳統(tǒng)鄉(xiāng)村型社會(huì)向以工業(yè)和服務(wù)業(yè)等非農(nóng)產(chǎn)業(yè)為主的現(xiàn)代城市型社會(huì)逐漸轉(zhuǎn)變，城鎮(zhèn)化過程中伴隨著勞動(dòng)力職能的產(chǎn)業(yè)間轉(zhuǎn)化，因此本文使用第二、三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占總就業(yè)人數(shù)比重對其進(jìn)行衡量。

人口密度（DENS）。人口密度體現(xiàn)了人口分布狀況與經(jīng)濟(jì)集聚水平[2]，是區(qū)域水污染效應(yīng)的重要影響因素。該文采用每平方公里人口數(shù)量來度量。

產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IND）。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化與高級(jí)化能夠有效提升能源效率和改善環(huán)境質(zhì)量。該文采用二次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)占三次產(chǎn)業(yè)就業(yè)人數(shù)比例對其進(jìn)行衡量[2]。

對外開放度（OPEN）。外商投資會(huì)通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、環(huán)境規(guī)制、技術(shù)創(chuàng)新等因素影響地區(qū)水環(huán)境狀況[16]。該文采用當(dāng)年實(shí)際使用外資占總產(chǎn)出比重衡量對外開放程度。

基礎(chǔ)設(shè)施（INF）。城市基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)不僅對經(jīng)濟(jì)發(fā)展至關(guān)重要，更與城市水資源利用、水污染排放密切相關(guān)。該文使用人均城市道路面積對其進(jìn)行測度[2]。

2.3 數(shù)據(jù)來源

本文選取2003—2015年中國215個(gè)地級(jí)市數(shù)據(jù)為樣本，將2010年長三角城市群擴(kuò)容過后的22個(gè)城市設(shè)定為處理組，其余193個(gè)城市設(shè)定為控制組。其中，污染立案數(shù)量數(shù)據(jù)來源于各城市統(tǒng)計(jì)公報(bào)與環(huán)境公報(bào)，其余數(shù)據(jù)均來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，部分缺失值采取均值法予以插補(bǔ)。另外，為剔除價(jià)格因素影響，本文統(tǒng)一將變量調(diào)整為以2003年為基期的價(jià)格水平。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)檢驗(yàn)

3.1.1 長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)固定效應(yīng)檢驗(yàn)

為辨別擴(kuò)容政策水污染效應(yīng)的共同趨勢與區(qū)域差異，本文將樣本劃分為整體城市、原位城市、新進(jìn)城市三組進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)[10]。表1匯報(bào)了固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果。從污水排放角度而言，擴(kuò)容政策虛擬變量系數(shù)在第1、3列顯著為正，在第5列不顯著為正，說明擴(kuò)容對工業(yè)廢水排放強(qiáng)度有明顯的正向作用，并不利于節(jié)能減排的實(shí)現(xiàn)。從污水處理角度而言，擴(kuò)容政策虛擬變量系數(shù)在第2、4、6列均顯著為負(fù)，說明擴(kuò)容對污水集中處理率具有顯著負(fù)向作用，這不僅驗(yàn)證了水污染排放加劇的結(jié)論，也說明擴(kuò)容并沒有顯著提升城市水污染處理能力，無法應(yīng)對高強(qiáng)度水污染排放的挑戰(zhàn)。另外，無論以工業(yè)廢水排放強(qiáng)度為被解釋變量，還是以污水集中處理率為被解釋變量，擴(kuò)容政策虛擬變量系數(shù)的顯著性和絕對值水平在原位城市都高于新進(jìn)城市，說明擴(kuò)容的負(fù)面水污染效應(yīng)在原位城市要強(qiáng)于新進(jìn)城市。

3.1.2 長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)雙重差分檢驗(yàn)

表2報(bào)告了雙重差分模型回歸結(jié)果。在采用DID控制內(nèi)生性后，長三角擴(kuò)容顯著提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，明顯降低了污水集中處理率，帶來了顯著的負(fù)面水污染效應(yīng)，與固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果一致，初步驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

雙重差分需要建立在平行趨勢假設(shè)的基礎(chǔ)上，即若未受到擴(kuò)容影響，控制組與實(shí)驗(yàn)組的水污染效應(yīng)差別在2010年前后沒有變化。從表3可以看出，無論是否考慮控制變量和直轄市特殊性的影響，政策實(shí)施年份2010年之 前的擴(kuò)容政策虛擬變量均未通過顯著性檢驗(yàn)，而2010年之后的擴(kuò)容政策虛擬變量系數(shù)顯著為負(fù)。說明平行趨勢假設(shè)成立，回歸結(jié)果可信。

3.1.3 長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)合成控制檢驗(yàn)

圖1從左至右分別報(bào)告了整體城市、原位城市、新進(jìn)城市的實(shí)際與合成的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度路徑，其中實(shí)線代表實(shí)際路徑，虛線代表合成路徑，垂直虛線代表擴(kuò)容政策實(shí)施年份2010年。結(jié)果顯示，雖然整體上工業(yè)廢水排放強(qiáng)度隨年份增加呈現(xiàn)下降趨勢，但是在擴(kuò)容政策實(shí)施前后存在較大差異。具體而言，在擴(kuò)容政策實(shí)施年份2010年之前，實(shí)際與合成路徑幾乎完全重合，說明合成分析單元較好地?cái)M合了擴(kuò)容政策實(shí)施前各城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度路徑。而在擴(kuò)容政策實(shí)施之后，整體城市、原位城市和新進(jìn)城市的實(shí)際路徑均高于合成路徑，說明長三角擴(kuò)容政策提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度。

圖2從左至右分別報(bào)告了整體城市、原位城市、新進(jìn)城市的實(shí)際與合成的污水集中處理率路徑。結(jié)果表明，雖然整體上污水集中處理率隨年份增加呈現(xiàn)上升趨勢，但是卻在擴(kuò)容政策實(shí)施前后存在較大差異，三類城市的實(shí)際路徑均低于合成路徑，說明長三角擴(kuò)容政策明顯降低了污水集中處理率。另外，無論對于工業(yè)廢水排放強(qiáng)度還是污水集中處理率，實(shí)際與合成路徑偏離度在原位城市均大于新進(jìn)城市，這說明擴(kuò)容政策對環(huán)境的負(fù)面影響在原位城市更大?？偠灾?，合成控制檢驗(yàn)結(jié)果依然表明長三角擴(kuò)容在整體長三角城市群帶來了負(fù)面水環(huán)境影響，且負(fù)面影響在 原位城市強(qiáng)于新進(jìn)城市，進(jìn)一步驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

3.2 長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)作用機(jī)制檢驗(yàn)

3.2.1 整體城市長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)作用機(jī)制檢驗(yàn)

表4報(bào)告了整體城市擴(kuò)容政策水污染效應(yīng)作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。對于經(jīng)濟(jì)聯(lián)系機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系交互項(xiàng)系數(shù)在第1列顯著為正，在第2、10列顯著為負(fù);而經(jīng)濟(jì)聯(lián)系系數(shù)在第1、9列顯著為負(fù)，在第2、10列為正。經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的增加有助于長三角節(jié)能減排的實(shí)現(xiàn)，而擴(kuò)容影響下短期內(nèi)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的迅速提升會(huì)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模、增加建設(shè)投入，加劇能源資源消耗與水環(huán)境污染。另外，長三角擴(kuò)容在實(shí)現(xiàn)了原位城市“資本”與新進(jìn)城市“資源”互換的同時(shí)，也導(dǎo)致了“低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)”向新進(jìn)城市的偏移，但新進(jìn)城市的污染處理能力普遍低于原位城市，從而出現(xiàn)了負(fù)面的水環(huán)境影響。對于專業(yè)化分工機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與專業(yè)化分工交互項(xiàng)系數(shù)在第3、9列顯著為正，在第4、10列顯著為負(fù)，說明長三角擴(kuò)容通過城市內(nèi)產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工顯著提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，而降低了污水處理率。產(chǎn)業(yè)集聚水平超過一定“閾值”時(shí)，集聚經(jīng)濟(jì)專業(yè)化分工的節(jié)能減排效應(yīng)才會(huì)實(shí)現(xiàn)[17]。因此，長三角擴(kuò)容專業(yè)化機(jī)制無法顯現(xiàn)環(huán)境正外部性可能是因?yàn)檎w城市層面專業(yè)化程度不足。對于差異化分工機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與差異化分工交互項(xiàng)系數(shù)在第5、9列顯著為正，在第6、10列并不顯著。從污水排放角度而言，產(chǎn)業(yè)差異化分工有利于實(shí)現(xiàn)節(jié)能減排，但是擴(kuò)容政策影響下異構(gòu)性產(chǎn)業(yè)布局的環(huán)境正外部性并未凸顯，一方面，短期內(nèi)新的“產(chǎn)業(yè)規(guī)劃”實(shí)施需要投入更多能源與水資源，從而增加了污水控制難度;另一方面，產(chǎn)業(yè)差異化布局過程可能忽視了城市間的配套設(shè)施與環(huán)保能力差異，新進(jìn)城市承接原位城市產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移可能導(dǎo)致整體水污染效應(yīng)加劇。從處理角度而言，擴(kuò)容影響下的產(chǎn)業(yè)差異化分工對長三角污水處理能力影響并不明顯，這可能由于擴(kuò)容導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)空間調(diào)整主要以經(jīng)濟(jì)和產(chǎn)業(yè)發(fā)展為首要目標(biāo)，污染處理基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展未得到充分重視。對于環(huán)境規(guī)制機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與環(huán)境規(guī)制交互項(xiàng)系數(shù)在第7、9列顯著為正，在第8、10列顯著為負(fù);而環(huán)境規(guī)制系數(shù)在第7、9列顯著為負(fù)，在第8、10列均為正。說明雖然環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)有利于改善水污染狀況，但擴(kuò)容政策卻通過放松環(huán)境規(guī)制提高了工業(yè)廢水排 放強(qiáng)度，降低了污水處理率。這可能由于長三角城市群發(fā)展依然存在“重經(jīng)濟(jì)”而“輕環(huán)境”的特性，區(qū)域一體化進(jìn)程中的環(huán)境協(xié)同治理尚需加強(qiáng)。

3.2.2 原位城市長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)作用機(jī)制檢驗(yàn)

表5匯報(bào)了原位城市擴(kuò)容政策水污染效應(yīng)作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。對于經(jīng)濟(jì)聯(lián)系機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系交互項(xiàng)系數(shù)在第1列顯著為正，在第2、10列顯著為負(fù)，說明擴(kuò)容通過經(jīng)濟(jì)聯(lián)系提高了原位城市工業(yè)廢水排放強(qiáng)度、降低原位城市污水處理率。擴(kuò)容影響下經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的提升會(huì)促進(jìn)區(qū)域間資源合作與互補(bǔ)，使原位城市對新進(jìn)城市的勞動(dòng)力、資源能源等生產(chǎn)要素會(huì)產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”。一方面，生產(chǎn)要素的增加會(huì)促使原位城市尤其是蘇、錫、常地區(qū)的制造業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模，增加工業(yè)廢水排放;另一方面，人員向原位城市的流動(dòng)與集聚[2]也會(huì)促進(jìn)生活污水的產(chǎn)生與排放。然而，城市污水基礎(chǔ)設(shè)施與處理能力卻無法在短期內(nèi)得到迅速更新與提升，從而加劇原位城市的水污染。對于專業(yè)化分工機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與專業(yè)化分工交互項(xiàng)系數(shù)在第3、9列顯著為正，在第4列顯著為負(fù)，而專業(yè)化分工系數(shù)在第3、9列為負(fù)，在第4、10列為正，說明雖然產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工有助于緩解原位城市水污染，但擴(kuò)容政策卻通過專業(yè)化分工提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度、降低了污水處理率。原位城市本已初步實(shí)現(xiàn)了產(chǎn)業(yè)專業(yè)化分工的水污染防治效應(yīng)，但是擴(kuò)容政策實(shí)施導(dǎo)致的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移與技術(shù)轉(zhuǎn)移可能伴隨著關(guān)鍵技術(shù)人員的流出與整體專業(yè)能力的下降，使原位城市的專業(yè)化分工程度降低，在水污染技術(shù)創(chuàng)新層面產(chǎn)生“擴(kuò)散效應(yīng)”，從而導(dǎo)致水污染效應(yīng)加劇。對于差異化分工機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與差異化分工交互項(xiàng)系數(shù)在第5、9列顯著為正，在第6、10列并不顯著，說明擴(kuò)容政策在原位城市通過產(chǎn)業(yè)差異分工顯著提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，而對污水處理率作用并不明顯。擴(kuò)容政策會(huì)使長三角政府配合其實(shí)施制定新的“產(chǎn)業(yè)規(guī)劃”，從而優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)分工。園區(qū)與集群建設(shè)初期需要大量的能源和水資源投入，卻無法產(chǎn)生規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與技術(shù)溢出效應(yīng)，從而導(dǎo)致短期內(nèi)水污染加劇。對于環(huán)境規(guī)制機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與環(huán)境規(guī)制交互項(xiàng)系數(shù)在第7、9列顯著為正，在第8列顯著為負(fù)，即長三角擴(kuò)容通過環(huán)境規(guī)制對水環(huán)境 產(chǎn)生負(fù)面影響。擴(kuò)容可能更注重推進(jìn)經(jīng)濟(jì)一體化而非環(huán)保一體化，其助推下的一系列區(qū)域發(fā)展規(guī)劃也未充分考慮環(huán)境污染約束，當(dāng)?shù)卣畠A向于放松環(huán)境規(guī)制以滿足經(jīng)濟(jì)發(fā)展需求，而較低水平的環(huán)境規(guī)制會(huì)降低污水排放成本，從而導(dǎo)致負(fù)面的水污染效應(yīng)。

3.2.3 新進(jìn)城市長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)作用機(jī)制檢驗(yàn)

表6匯報(bào)了新進(jìn)城市擴(kuò)容政策水污染效應(yīng)作用機(jī)制的檢驗(yàn)結(jié)果。對于經(jīng)濟(jì)聯(lián)系機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系交互項(xiàng)系數(shù)在第1、2列分別顯著為正和顯著為負(fù)，說明擴(kuò)容通過經(jīng)濟(jì)聯(lián)系對水環(huán)境產(chǎn)生負(fù)面影響。經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的增強(qiáng)會(huì)促進(jìn)新進(jìn)城市資本的流入與生產(chǎn)要素的流出。但很大程度上這種資本流入是源于中心城市產(chǎn)能過剩的“低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)”。具體而言，一方面，中心城市的大型公司為利用資源優(yōu)勢會(huì)在新進(jìn)城市建立生產(chǎn)基地，從而增加對當(dāng)?shù)厮Y源的消耗與污染;另一方面，那些之前由于未達(dá)到原位城市環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)而被驅(qū)逐的企業(yè)可能會(huì)在新進(jìn)城市重新選址建廠，從而帶來“水污染”的遷移。對于專業(yè)化分工機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與專業(yè)化分工交互項(xiàng)系數(shù)在第3列顯著為正，在第4、10列并不顯著，說明擴(kuò)容政策通過專業(yè)化分工顯著提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，但對污水處理率的影響不明顯。擴(kuò)容影響下，雖然原位城市的水污染技術(shù)創(chuàng)新“擴(kuò)散效應(yīng)”有利于新進(jìn)城市水污染狀況改善，但短期內(nèi)新進(jìn)城市專業(yè)化分工的深化伴隨著大規(guī)模的水資源消耗與水污染排放，從而導(dǎo)致負(fù)面的環(huán)境影響。對于差異化分工機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與差異化分工交互項(xiàng)系數(shù)在第5、9列顯著為正，在第6、10列并不顯著，說明擴(kuò)容政策在原位城市通過產(chǎn)業(yè)差異化分工顯著提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，而對污水處理率作用并不明顯。為了長三角區(qū)域整體上形成上下游產(chǎn)業(yè)聯(lián)動(dòng)機(jī)制，構(gòu)建完善的產(chǎn)品價(jià)值鏈[2]，新進(jìn)城市很可能承接了產(chǎn)業(yè)鏈低端產(chǎn)業(yè)，這不僅不利于新進(jìn)城市產(chǎn)業(yè)鏈升級(jí)以及節(jié)能減排技術(shù)創(chuàng)新的實(shí)現(xiàn)，還會(huì)造成水污染效應(yīng)加劇。以2010年國務(wù)院正式批復(fù)的皖江城市帶承接產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移示范區(qū)為例，其承接的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移中化工、輕紡、傳統(tǒng)制造、原材料等污染型行業(yè)占有較大比重，而這些行業(yè)都是工業(yè)廢水排放的重要來源。對于環(huán)境規(guī)制機(jī)制，擴(kuò)容虛擬變量與環(huán)境規(guī)制交互項(xiàng)系數(shù)在第7、9列顯著為正，在第8、10列均為負(fù)，即長三角擴(kuò)容通過環(huán)境規(guī)制提高工業(yè)廢水排放強(qiáng)度、降低污水處理率。新進(jìn)城市為了爭奪發(fā)展機(jī)會(huì)可能出現(xiàn)環(huán)境規(guī)制“逐底競爭”的情況，此前環(huán)境違法行為頻發(fā)的企業(yè)得以入駐新進(jìn)城市，由于污水處理設(shè)施不完善甚至缺乏，其生產(chǎn)過程不僅大量消耗水資源，且往往導(dǎo)致污水超標(biāo)排放，這無疑會(huì)使新進(jìn)城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度升高、水資源利用率降低。

4 研究結(jié)論與政策建議

4.1 研究結(jié)論

本文結(jié)合2003—2015年中國215個(gè)地級(jí)市面板數(shù)據(jù)，綜合運(yùn)用回歸分析法與合成控制法，基于拓展的STIRPAT模型，在排放和治理視角下檢驗(yàn)長三角擴(kuò)容水污染效應(yīng)及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：①長三角擴(kuò)容提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，降低了城市污水處理率，在長三角城市群產(chǎn)生負(fù)面環(huán)境影響，且負(fù)面作用在原位城市大于新進(jìn)城市。②對于經(jīng)濟(jì)聯(lián)系機(jī)制，擴(kuò)容影響下經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的增強(qiáng)顯著提高了水污染排放強(qiáng)度，降低了污水處理率。③對于專業(yè)化分工機(jī)制，在原位城市，擴(kuò)容通過專業(yè)化分工“擴(kuò)散效應(yīng)”對水環(huán)境產(chǎn)生了負(fù)面影響;在新進(jìn)城市，擴(kuò)容影響下的專業(yè)化分工顯著提高工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，卻對污水處理率作用不明顯。④對于差異化分工機(jī)制，擴(kuò)容影響下的差異化分工顯著提高了原位城市與新進(jìn)城市的工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，卻對污水處理率作用不顯著。⑤對于環(huán)境規(guī)制機(jī)制，雖然環(huán)境規(guī)制的增強(qiáng)有助于緩解水污染狀況，但擴(kuò)容卻通過放松環(huán)境規(guī)制在新進(jìn)城市和原位城市產(chǎn)生負(fù)面環(huán)境影響。

4.2 政策建議

綜上，本文發(fā)現(xiàn)從水污染角度而言，擴(kuò)容政策在長三角城市群產(chǎn)生了顯著的負(fù)面環(huán)境影響，并未實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的“雙贏”。本文根據(jù)研究結(jié)論提出如下政策建議。

（1）推進(jìn)經(jīng)濟(jì)環(huán)境雙維一體化進(jìn)程，構(gòu)建區(qū)域間水環(huán)境協(xié)同治理機(jī)制。擴(kuò)容對長三角地區(qū)水環(huán)境產(chǎn)生了顯著負(fù)面影響。一方面，擴(kuò)容政策要充分考慮經(jīng)濟(jì)環(huán)境協(xié)調(diào)發(fā)展，推進(jìn)經(jīng)濟(jì)環(huán)境雙維一體化，共同打造綠色長三角;另一方面，要健全水環(huán)境協(xié)同保護(hù)機(jī)制，增加水污染控制基礎(chǔ)設(shè)施的投資與建設(shè)，形成區(qū)域間聯(lián)防聯(lián)控的良性局面。

（2）兼顧區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與資源環(huán)境承載力，妥善處理低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)水污染效應(yīng)。長三角擴(kuò)容通過經(jīng)濟(jì)聯(lián)系加劇了水污染效應(yīng)。經(jīng)濟(jì)規(guī)模層面，應(yīng)協(xié)調(diào)推進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)保能力提升，分階段制定穩(wěn)步、持續(xù)性、系統(tǒng)性發(fā)展規(guī)劃，而非突擊性的大發(fā)展;經(jīng)濟(jì)質(zhì)量層面，應(yīng)重視低質(zhì)量經(jīng)濟(jì)的發(fā)展趨勢與遷移動(dòng)向，避免區(qū)域間水污染轉(zhuǎn)移問題。

（3）合理匹配產(chǎn)業(yè)發(fā)展速度與環(huán)保提升速度，激發(fā)產(chǎn)業(yè)分工的技術(shù)溢出與節(jié)能減排效應(yīng)。長三角擴(kuò)容影響下產(chǎn)業(yè)分工的環(huán)境正外部性并未凸顯。一方面，要重視集群形成初期能源資源投入增加、環(huán)保設(shè)施滯后等造成的水污染加劇問題，匹配更完善的產(chǎn)業(yè)承接配套設(shè)施與更高水平的環(huán)境保護(hù)能力，減小甚至避免對水環(huán)境不可修復(fù)的破壞;另一方面，積極推動(dòng)集群內(nèi)部環(huán)保產(chǎn)業(yè)發(fā)展，發(fā)揮產(chǎn)業(yè)分工對清潔生產(chǎn)技術(shù)創(chuàng)新的推動(dòng)作用，促進(jìn)節(jié)能減排順利實(shí)現(xiàn)。

（4）適度提高區(qū)域環(huán)境規(guī)制水平，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制的技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)作用。擴(kuò)容政策通過放松環(huán)境規(guī)制加劇了水污染效應(yīng)。一方面，應(yīng)推行垂直式環(huán)境監(jiān)管模式，統(tǒng)一區(qū)域環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)，強(qiáng)化環(huán)境執(zhí)法力度;另一方面，應(yīng)合理配置不同類型環(huán)境規(guī)制比例，制定環(huán)境規(guī)制滾動(dòng)修正、動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，發(fā)揮環(huán)境規(guī)制對清潔技術(shù)創(chuàng)新的倒逼作用。

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Study on water pollution effects of regional integration based on the

quasi-natural experiment of the enlargement in Yangtze River Delta

ZHAO Ling-di1，2 XU Le1

（1.School of Economics， Ocean University of China， Qingdao Shandong 266100， China;2.Marine Development StudiesInstitute of OUC， Key Research Institute of Humanities and Social Sciences at Universities， Ministry of Education，Qingdao Shandong 266100， China）

Abstract

Whether the integration of Yangtze River Delta can achieve a win-win situation for both economy and environment is not only of great importance to explore the new path of green development that can be copied and popularized， but also to determine the realization of the ecological protection strategies of the Yangtze River Delta. In order to avoid the measurement bias of regional integration， this paper explored environmental impacts of the integration in the Yangtze River Delta from the perspective of the enlargement of urban agglomeration for the first time. Moreover， this paper took the panel data of 215 cities in China from 2003 to 2015 as samples， and constructed a quasi-natural experiment of the enlargement in the Yangtze River Delta. In addition， it focused on the important and severe water pollution issues of the Yangtze River Delta， comprehensively used regression analysis methods and synthetic control methods， and examined and analyzed the common trends and the regional differences of water pollution effects of the enlargement in whole cities， incumbent cities and new cities from the view of pollution discharge and treatment. On this basis， the STIRPAT model was extended， and the deep mechanisms of water pollution effects of the enlargement were further explored by combining theoretical deduction and empirical test. The results showed that： ①Overall， the enlargement of the Yangtze River Delta significantly increased the intensity of industrial waste water discharge， and obviously reduced the rate of centralized sewage treatment， which brought about the negative environmental effects in whole cities， and such negative environmental effects were stronger in incumbent cities than that in new cities. ②With respect to the mechanisms， the increase of economic connection between cities was conducive to the realization of energy conservation and pollution discharge reduction without considering the impacts of the enlargement. However， taking the influences of the enlargement into account， the rapid strengthening of economic connections in the short term would have negative impacts on water environment. The enlargement of the Yangtze River Delta significantly improved the intensity of industrial waste water discharge through industrial specialization and industrial differentiation， which resulted in the absence of environmental positive externalities of industrial division. Although the enhancement of environmental regulation was helpful to alleviate the pressure of water environment in the Yangtze River Delta， the enlargement intensified the water pollution effects of incumbent cities and new cities by relaxing the environmental regulation. The integration of the Yangtze River Delta should aim at both economic integration and environmental integration. The formulation and implementation of the enlargement should take the coordinated development of economy and environment into full consideration.

Key words the enlargement in Yangtze River Delta; water pollution effect; industrial waste water discharge intensity; centralized sewage treatment rate; quasi-natural experiment