申偉寧，柴澤陽，張 舒

（1.河北經(jīng)貿(mào)大學 a.公共管理學院；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 商學院，上海 200237；3.上海師范大學 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，同時也是助推中國經(jīng)濟發(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”而進行量上的“扎堆式”集聚［1］，如此的集聚方式給中國帶來了嚴重的環(huán)境污染問題。隨著中國經(jīng)濟的發(fā)展，跨行業(yè)的融合型經(jīng)濟發(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，而是伴隨著相關產(chǎn)業(yè)的協(xié)同集聚。尤為突出的是生產(chǎn)性服務業(yè)高度聚集的地區(qū)，其制造業(yè)也較為發(fā)達［2］。從西方發(fā)達國家的發(fā)展軌跡來看，“工業(yè)型經(jīng)濟”向“服務型經(jīng)濟”的轉(zhuǎn)變是其制造業(yè)競爭力進一步攀升的重要原因。因此，制造業(yè)和生產(chǎn)性服務業(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、促進經(jīng)濟動力轉(zhuǎn)換的重要手段和發(fā)展趨勢。

現(xiàn)有的理論和實證研究指出，集聚經(jīng)濟存在兩種相反的作用。一是具有正向外部效應的“集聚效應”；二是具有負向外部效應的“擁塞效應”。集聚效應對于經(jīng)濟增量和經(jīng)濟質(zhì)量有積極影響，同時對區(qū)域環(huán)境質(zhì)量的改善也有積極作用；而擁塞效應不僅阻礙經(jīng)濟質(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)同集聚也應當存在集聚效應和擁塞效應。隨著中國融合型經(jīng)濟的發(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？協(xié)同集聚應側(cè)重制造業(yè)還是生產(chǎn)性服務業(yè)？回答這些問題，對于厘清當下協(xié)同集聚的發(fā)展趨勢尤為必要。

二、文獻回顧

（一）產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染

國內(nèi)外學者對產(chǎn)業(yè)集聚與環(huán)境污染的關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：

第一，產(chǎn)業(yè)集聚加劇了環(huán)境污染。這種觀點認為，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)擴張和消耗，產(chǎn)生惡性循環(huán)，導致環(huán)境污染加劇。國內(nèi)外學者通過實證研究也發(fā)現(xiàn)了這種污染效應的存在。如Verhoef（2002）和Cheng（2016）分別利用歐盟200個城市和中國285個地級市進行了研究，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模型框架也證實了工業(yè)集聚加劇了工業(yè)污染［5］。國內(nèi)的一些學者還通過將中國的“開發(fā)區(qū)熱”比作一個自然實驗，研究認為產(chǎn)業(yè)集聚政策導致了集聚區(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。這種觀點認為，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)模的擴大使得污染治理也具備了規(guī)模效應，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［7］。雷海等（2017）從行業(yè)角度進行研究，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］。胡志強等（2018）通過研究中國285個地級市工業(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型關系得到了許多學者的支持，認為產(chǎn)業(yè)集聚初期的盲目擴張使得環(huán)境污染加劇，隨著集聚水平的提高，產(chǎn)業(yè)集聚的外部性由負轉(zhuǎn)正，環(huán)境質(zhì)量會逐漸改善［10-12］。此外，閆逢柱等（2011）認為產(chǎn)業(yè)集聚的污染減排效應是短期的，兩者之間并不具有長期的因果關系［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)集聚研究的熱點問題［15］。協(xié)同集聚就是增強當前空間地理上不同產(chǎn)業(yè)之間的交流與合作，其目的在于推進制造業(yè)和服務業(yè)融合發(fā)展，強化現(xiàn)代服務業(yè)的服務功能，搭建現(xiàn)代制造業(yè)的服務平臺，通過服務型制造業(yè)來實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。現(xiàn)有關于協(xié)同集聚的形成機制仍然是在馬歇爾外部性，即勞動力、投入產(chǎn)出以及創(chuàng)新溢出三個關鍵因素的基礎上展開的［16］。在實證研究方面，協(xié)同集聚在空間上的經(jīng)濟效應則是區(qū)域經(jīng)濟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)境問題的日益嚴峻以及制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級的壓力倍增，學者們開始關注制造業(yè)和生產(chǎn)性服務業(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（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，學者們對產(chǎn)業(yè)集聚特別是制造業(yè)集聚對環(huán)境污染的影響進行了大量研究，但對協(xié)同集聚與環(huán)境污染的關系仍缺乏關注。事實上，隨著中國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”，制造業(yè)面臨國內(nèi)要素成本上升以及全球價值鏈“低端封鎖”的雙重壓力，與生產(chǎn)性服務業(yè)的協(xié)同發(fā)展被認為是推動制造業(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)境效應進行研究尤為必要。作為中國經(jīng)濟發(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。與現(xiàn)有協(xié)同集聚與環(huán)境污染的關系研究相比，本文的邊際貢獻如下：第一，鑒于長三角地區(qū)日益緊密的一體化關系，集聚經(jīng)濟存在相當程度的空間相關性，對此本文在空間計量模型的框架下考察了協(xié)同集聚的空間溢出效應，同時還利用不同的空間矩陣來識別其空間關聯(lián)渠道，而現(xiàn)有文獻對協(xié)同集聚的空間關聯(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)濟層面的空間矩陣來識別空間溢出渠道，因為與地理鄰近相比，協(xié)同集聚的空間溢出更多體現(xiàn)于物流、人流等經(jīng)濟因素層面［24］；第三，在非線性的考察方面，現(xiàn)有文獻側(cè)重于關注協(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)集聚占主導地位。

從外部性角度來看，馬歇爾“產(chǎn)業(yè)區(qū)”理論認為，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)出關聯(lián)以及知識外溢對經(jīng)濟效率的促進，進而降低了單位產(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)有更多能力去進行研發(fā)，改進生產(chǎn)工藝，降低能耗排放；制造業(yè)集聚為上下游企業(yè)合作提供了機會，地理鄰近降低了運輸成本和污染排放，產(chǎn)業(yè)鄰近形成的“鏈狀經(jīng)濟”促使整個產(chǎn)業(yè)鏈實現(xiàn)節(jié)能減排；知識溢出效應促進了集群創(chuàng)新網(wǎng)絡的發(fā)展和集群經(jīng)濟的增長，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)境也存在明顯負外部性。事實上，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)，同時地方政府出于經(jīng)濟增長的需要，對進入企業(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、負外部性的相對大小。

隨著經(jīng)濟發(fā)展和制造業(yè)的不斷升級，一些生產(chǎn)性服務業(yè)逐漸從制造業(yè)內(nèi)部剝離（如設計、營銷等），同時也吸引大量知識密集型服務業(yè)聚集于此（如法律、財務、商務服務等），協(xié)同集聚轉(zhuǎn)為以生產(chǎn)性服務業(yè)為主導的高級階段。生產(chǎn)性服務業(yè)集聚通過規(guī)模效應和知識溢出效應促使制造業(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、高技術含量、低能耗、低污染特征的生產(chǎn)性服務業(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，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)性服務業(yè)中知識密集型和技術密集型行業(yè)聚集了大量專業(yè)技術人員，增加了技術人員之間合作交流的機會，由此形成的知識技術密集型交流網(wǎng)有利于激發(fā)創(chuàng)新思維，形成集體學習和創(chuàng)新環(huán)境［27］，促使先進技術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。短期內(nèi)，協(xié)同集聚以制造業(yè)為主導，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)性服務業(yè)為主導，有利于改善環(huán)境質(zhì)量。這一分析結(jié)果與現(xiàn)有文獻指出的集聚與污染的倒U型關系相符合。然而，考慮到本文的研究區(qū)域為長三角城市群，制造業(yè)與生產(chǎn)性服務業(yè)都比較發(fā)達［24］，兩者的協(xié)同集聚水平處于生產(chǎn)性服務業(yè)主導的高級階段，污染減排效應更強，倒U型關系可能不太明顯。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強度的非參數(shù)估計

可以發(fā)現(xiàn)兩者之間并不具有明顯倒U型關系特征，協(xié)同集聚對污染排放強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度。

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

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

四、模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)說明

（一）模型設立與識別

1.模型設立

環(huán)境污染存在空間溢出效應，已在學術界成為不爭的事實。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，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，同時避免內(nèi)生性問題，本文設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表示對各變量進行對數(shù)化運算。為了驗證H1，在式（1）中加入了協(xié)同集聚的二次項；i表示觀測樣本地區(qū)；t表示年份；εit表示隨機擾動項，β1、β2和β3表示各變量的待估計參數(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。

實證分析中，本文主要以城市經(jīng)濟視角設定了三種空間權(quán)重矩陣，分別為物流矩陣W1、人口流動矩陣W2和經(jīng)濟引力矩陣W3。電子商務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)濟影響力的重要指標之一，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)濟溝通活力，本文參考了北京大學地理信息系統(tǒng)軟件實驗室整理社交網(wǎng)絡定位數(shù)據(jù)［29］，選取了長三角城市群的相關數(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)濟關系的基礎模型，本文基于此模型構(gòu)建了經(jīng)濟引力矩陣。

此外，為了檢驗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)主導和生產(chǎn)性服務業(yè)主導下對工業(yè)SO2排放強度的非線性影響特征。模型設定如下：

其中，C為常數(shù)項；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)性服務業(yè)集聚變量。式（2）為單門檻模型，相應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)重矩陣分為行標準化矩陣和非行標準化矩陣，這與網(wǎng)絡分析中的局部平均模型和局部加總模型相對應。兩種模型分別對應不同的政策含義，局部加總模型強調(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；局部平均模型則強調(diào)群體型發(fā)展政策。

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

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為非行標準化矩陣；N*為行標準化矩陣；ε為隨機干擾項。為檢驗選擇何種模型，首先需要構(gòu)造一個擴展模型，形式如下：

其中，YH2是模型H2中被解釋變量的估計值。J檢驗的原假設為α1=0，若無法拒絕原假設，則認為局部加總模型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檢驗值、對數(shù)似然函數(shù)值、AIC以及BIC值對J檢驗進行補充與驗證。

（二）變量說明

1.被解釋變量

工業(yè)二氧化硫強度（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)二氧化硫排放強度來替代工業(yè)污染指標。

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)學者大多基于區(qū)位熵來構(gòu)建協(xié)同集聚指標［31-32］。鑒于此，本文首先根據(jù)張虎等（2017）的方法［24］，將交通運輸、倉儲和郵政業(yè)、信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)、金融業(yè)、租賃和商務服務業(yè)、科學研究和技術服務業(yè)合并為生產(chǎn)性服務業(yè)；然后，采用區(qū)位熵來衡量長三角26個城市的制造業(yè)集聚（MAN）和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚（SER）；最后，借鑒其計算方法，測量各城市的協(xié)同集聚水平，計算公式為：

3.控制變量

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

外商直接投資（FDI）。污染天堂理論認為，發(fā)達國家為了保護其環(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)品消費需求也逐漸上升，從而容易導致污染水平上升。本文利用年末常住人口數(shù)量來表示城市人口數(shù)量。

技術創(chuàng)新水平（TECH）。技術創(chuàng)新水平能夠促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)升級、提高企業(yè)生產(chǎn)效率，從而實現(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)技術創(chuàng)新水平，然而，專利本身的指代性過于寬泛，很多專利實際上與污染減排并無關聯(lián)。對此，為了體現(xiàn)技術創(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)境保護方面的技術創(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。

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)技術創(chuàng)新，加速產(chǎn)業(yè)綠色化改革進程，從而實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)低污染、低排放。現(xiàn)有文獻對環(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)建單一或綜合指標來表征，但該指標主要反映環(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，但城市層面的相關數(shù)據(jù)在2005年后不再統(tǒng)計。因此，以上兩種指標都不適用本文。對此，本文在張華（2016）［33］研究的基礎上，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，相關的廢物處理數(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)采用插值法補齊。

（三）數(shù)據(jù)來源與處理

為了確保實證數(shù)據(jù)的完備性，本文將研究年份劃定在2004-2017年，相關城市經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于2005-2018年《中國城市統(tǒng)計年鑒》；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）定義的綠色技術專利分類進行數(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)、北京大學地理信息系統(tǒng)軟件實驗室以及百度地圖。文中的所有經(jīng)濟數(shù)據(jù)都通過居民消費價格指數(shù)進行了平減計算，得出了以2004年為基期的實際經(jīng)濟數(shù)據(jù)，其中FDI數(shù)據(jù)還利用年均匯率轉(zhuǎn)換為人民幣計價。變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1所列。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

五、實證結(jié)果分析

（一）正態(tài)性檢驗

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

表2 對數(shù)工業(yè)SO2強度的正態(tài)性檢驗

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

（二）協(xié)同集聚的空間模型分析

利用最大似然估計法，本文基于式（1）首先考察了長三角協(xié)同集聚對工業(yè)SO2排放強度的非線性影響，見表3所列。協(xié)同集聚的二次項系數(shù)在三種空間矩陣下均未通過顯著性檢驗，無法判斷協(xié)同集聚與工業(yè)SO2強度之間存在U型或倒U型關系。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)境污染仍需進一步檢驗。對此，本文剔除了協(xié)同集聚的二次項，重新對式（1）進行了回歸，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檢驗結(jié)果顯示J統(tǒng)計量顯著，拒絕原假設，說明局部平均模型比局部加總模型更為適合。同時，在局部平均模型中，Wald統(tǒng)計量較大且顯著，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結(jié)果較優(yōu)。因此，本文選擇局部平均模型進行結(jié)果分析。這一選擇結(jié)果，說明了群體型的經(jīng)濟發(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的長三角一體化發(fā)展戰(zhàn)略遙相呼應。

局部平均模型回歸結(jié)果顯示，在三種經(jīng)濟型空間權(quán)重矩陣下，協(xié)同集聚的系數(shù)均顯著為負值，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強度的降低，這一結(jié)果驗證了前文的H1。本文認為，長三角城市群作為中國經(jīng)濟增長極之一，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)一定程度上實現(xiàn)了轉(zhuǎn)型升級。同時，作為東部沿海地區(qū)，長三角集聚了大量知識密集、技術密集型的生產(chǎn)性服務業(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交流，有利于促進各自產(chǎn)業(yè)的技術改進和升級，從而提高了生產(chǎn)效率，降低了污染排放強度。值得注意的是，協(xié)同集聚空間滯后項的系數(shù)也顯著為負，說明協(xié)同集聚的污染減排效應能夠通過長三角城市的經(jīng)濟網(wǎng)絡產(chǎn)生空間外溢，且物流網(wǎng)絡和人口流動網(wǎng)絡中的外溢效應較大。受區(qū)域一體化戰(zhàn)略和地區(qū)間產(chǎn)業(yè)關聯(lián)的影響，交通系統(tǒng)在長三角地區(qū)較為發(fā)達，不僅使得生產(chǎn)性服務業(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)關聯(lián)以及專業(yè)技術人員的跨區(qū)合作交流，強化了城市之間的經(jīng)濟聯(lián)系，有利于關聯(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。

表4的控制變量中，經(jīng)濟增長水平的系數(shù)顯著為負，其空間滯后項的系數(shù)也為負，但在W1中未通過顯著性檢驗。整體來看，長三角地區(qū)的經(jīng)濟增長有利于降低工業(yè)SO2強度，改善區(qū)域環(huán)境質(zhì)量，且地區(qū)間的經(jīng)濟交流也對區(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，其空間滯后項的系數(shù)在W1和W2下顯著為負且絕對值較大，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管理理念、先進生產(chǎn)技術存在空間溢出作用，進而通過經(jīng)濟網(wǎng)絡對周邊地區(qū)形成了污染減排效應，而且外資的減排溢出效應明顯強于其污染效應。因此，總體來看，長三角地區(qū)外商投資對該區(qū)域工業(yè)污染強度有明顯抑制作用。人口數(shù)量系數(shù)顯著為負，其空間滯后項系數(shù)在W1下顯著為負，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。綠色技術創(chuàng)新的系數(shù)在W1和W2下顯著為負，在W3中不顯著，但其空間滯后項均不顯著，說明整體而言，長三角地區(qū)的綠色技術創(chuàng)新降低了本地工業(yè)污染強度，但并未形成技術溢出效應，地區(qū)之間的“綠色知識”在經(jīng)濟網(wǎng)絡中交流不足，相互學習不充分。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)及其空間滯后項系數(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。環(huán)境規(guī)制系數(shù)顯著為負，說明規(guī)制力度的提升倒逼企業(yè)進行污染減排，對本地區(qū)環(huán)境的改善有促進作用，同時其空間滯后項多為不顯著，也表明環(huán)境規(guī)制并未對周邊地區(qū)形成示范效應，未能促進周邊地區(qū)環(huán)境質(zhì)量的改善，規(guī)制功能有待進一步挖掘。

（三）進一步的非線性特征分析

為了進一步檢驗本文提出的假說，本文利用式（2）的面板門檻模型進行回歸，檢驗與估計結(jié)果見表5所列。

模型A以協(xié)同集聚為門檻變量檢驗了其在自身門檻特征下對工業(yè)SO2強度的非線性影響。門檻檢驗結(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，該結(jié)果與前文一致，支撐了H1。

模型B和C對H2進行了檢驗。模型B固定了生產(chǎn)性服務業(yè)集聚，同時以制造業(yè)集聚lnMAN為門檻變量，檢驗了制造業(yè)主導下的協(xié)同集聚對工業(yè)SO2強度的非線性影響；模型C固定了制造業(yè)集聚，同時以生產(chǎn)性服務業(yè)集聚lnSER為門檻變量，檢驗了生產(chǎn)性服務業(yè)主導下的協(xié)同集聚對工業(yè)SO2強度的非線性影響。檢驗結(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)性服務業(yè)集聚的情況下，當制造業(yè)集聚水平較低時，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-1.653；當制造業(yè)集聚水平介于第一門檻值與第二門檻值之間時，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-1.507；當制造業(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)主導的協(xié)同集聚會對環(huán)境產(chǎn)生較強的負外部性，導致協(xié)同集聚的污染減排效應減弱。模型C中生產(chǎn)性服務業(yè)集聚存在單門檻特征。在控制制造業(yè)集聚的情況下，當生產(chǎn)性服務業(yè)集聚低于門檻值時，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-0.821；當生產(chǎn)性服務業(yè)集聚高于門檻值時，協(xié)同集聚的系數(shù)顯著，為-1.165。該結(jié)果說明，以生產(chǎn)性服務業(yè)為主導的協(xié)同集聚有利于強化污染減排效應。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

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

在空間計量模型的穩(wěn)健性檢驗方面，J檢驗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結(jié)果較為理想。然而，不同污染物的估計結(jié)果存在較大差異。就工業(yè)廢水污染物而言，其估計系數(shù)與前文工業(yè)SO2的模型估計系數(shù)符號一致，表明協(xié)同集聚降低了工業(yè)廢水排放強度，且能夠通過經(jīng)濟網(wǎng)絡產(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)煙粉塵排放強度，且對經(jīng)濟關聯(lián)區(qū)域也產(chǎn)生了負外部性。在面板門檻模型的穩(wěn)健性檢驗中，兩種污染物的估計結(jié)果也存在差異。就工業(yè)廢水污染物而言，其門檻檢驗結(jié)果、模型估計結(jié)果與工業(yè)SO2的模型估計結(jié)果一致。而工業(yè)煙粉塵污染物的估計結(jié)果與前文存在較大區(qū)別，其估計結(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)煙粉塵的排放強度；制造業(yè)集聚和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚均存在單門檻特征，且協(xié)同集聚對工業(yè)煙粉塵排放強度的刺激作用隨著制造業(yè)集聚和生產(chǎn)性服務業(yè)集聚程度的提升而減弱。

總體而言，工業(yè)廢水排放的估計結(jié)果與前文一致，表明了本文估計結(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存在污染物差異性。本文認為產(chǎn)生這一差異的原因有兩方面：一是協(xié)同集聚對環(huán)境存在正負外部性之別，對環(huán)境污染的影響較為復雜，對不同的污染物也存在一定的減排差異性；二是模型估計過程中為了統(tǒng)一工業(yè)煙粉塵排放量的統(tǒng)計口徑，縮短了樣本年份，也會對模型估計產(chǎn)生一定的影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果1

表7 穩(wěn)健性檢驗結(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進行了理論分析，基于長三角城市群26個城市2004-2017年的面板數(shù)據(jù)，使用空間計量模型和面板門檻模型研究了協(xié)同集聚對工業(yè)SO2強度的影響。研究結(jié)論如下：①模型選擇中，局部平均模型的檢驗與估計較優(yōu)，說明群體型的經(jīng)濟與環(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，且提高協(xié)同集聚有利于工業(yè)SO2強度的降低，而且協(xié)同集聚的這種污染減排作用能夠通過經(jīng)濟網(wǎng)絡產(chǎn)生空間溢出效應。③制造業(yè)集聚主導的協(xié)同集聚導致協(xié)同集聚的污染減排效應呈現(xiàn)逐漸削弱的非線性特征；生產(chǎn)性服務業(yè)主導的協(xié)同集聚有利于強化污染減排效應。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；綠色技術創(chuàng)新的污染減排效應較弱，且未形成空間溢出效應；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)濟關聯(lián)地區(qū)的溢出效應和示范效應有待提高。

本文研究結(jié)論蘊含的政策啟示如下：

第一，深化改進長三角群體型政策，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也有利于強化群體型政策效果。因此，政府應當繼續(xù)加強長三角地區(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，應充分利用城市經(jīng)濟的空間溢出效應，強化中心城市對周邊城市的帶動作用，既要“強強聯(lián)合”，也要“強弱搭配”。

第二，推動制造業(yè)與生產(chǎn)性服務業(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)污染強度，且生產(chǎn)性服務業(yè)集聚更有利于提高協(xié)同集聚的減排效應。因此，政府須堅持“雙輪驅(qū)動”發(fā)展戰(zhàn)略，并依靠市場的資源配置功能，促進制造業(yè)與生產(chǎn)性服務業(yè)的相互滲透與融合，拓展延伸制造業(yè)企業(yè)的服務功能，強化生產(chǎn)性服務業(yè)的輔助功能；在注重協(xié)同集聚發(fā)展的同時，尤其應當重視生產(chǎn)性服務業(yè)的集聚發(fā)展?jié)摿?，挖掘生產(chǎn)性服務業(yè)企業(yè)間的關聯(lián)作用，促進知識與經(jīng)驗的交流與傳播，以生產(chǎn)性服務為助力，優(yōu)化區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)空間分布，促進區(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、合肥兩個國家級科學中心，加快制造業(yè)轉(zhuǎn)型升級步伐，推動工業(yè)綠色化、智能化，引進外資時應“棄量從質(zhì)”，利用高質(zhì)量的外資促進本地管理效率提升和技術進步；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，進一步加強地區(qū)之間的“綠色知識”交流，促進綠色技術形成空間溢出效應，最大限度地發(fā)揮綠色技術創(chuàng)新的污染減排效應；環(huán)境制度方面應加強區(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)動機制，促進企業(yè)提高環(huán)保意識，實現(xiàn)環(huán)境與經(jīng)濟雙贏。