李 強(qiáng)，唐幼明

（安徽財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030）

0 引言

黨的二十大報(bào)告提出，以城市群、都市圈為依托構(gòu)建大中小城市協(xié)調(diào)發(fā)展格局，推進(jìn)以縣城為重要載體的城鎮(zhèn)化建設(shè)。在快速城鎮(zhèn)化時期，我國城市發(fā)展的重要特征是城市空間快速且低密度的擴(kuò)張，并伴隨著勞動人口向城市加速聚集，且前者快于后者，學(xué)界稱為城市蔓延[1]。關(guān)于城市蔓延的早期理論認(rèn)為應(yīng)該對城市快速蔓延加以控制，主要集中在阻止城市空間的快速擴(kuò)張上，即遏制城市蔓延。在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略深入推進(jìn)的背景下，“精明增長”有助于城市蔓延有序推進(jìn)，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)城市可持續(xù)綠色發(fā)展。客觀測度城市蔓延進(jìn)而探究其環(huán)境效應(yīng)對深入推進(jìn)環(huán)境污染防治具有較為重要的參考價值。

城市蔓延最早用于描述城市化后期市區(qū)人口和經(jīng)濟(jì)活動外遷的現(xiàn)象。有別于西方發(fā)達(dá)國家，我國的城市蔓延與土地財(cái)政體系之下城市規(guī)模快速擴(kuò)張密切關(guān)聯(lián)[2]，常常表現(xiàn)為城市空間呈現(xiàn)“攤大餅式”的低密度擴(kuò)張。不難發(fā)現(xiàn)，城市蔓延也可以反映城市人口密度、就業(yè)密度以及經(jīng)濟(jì)密度的下降。因此，王家庭和張俊韜（2010）[3]選用建成區(qū)面積增長率與人口增長率之比來測度城市蔓延。近年來，衛(wèi)星遙感技術(shù)取得長足進(jìn)步，夜間燈光數(shù)據(jù)可以較好地彌補(bǔ)城市內(nèi)部細(xì)分尺度數(shù)據(jù)的缺失，被廣泛用于城市經(jīng)濟(jì)研究。參考Fallah 等（2011）[4]的研究，秦蒙和劉修巖（2015）[5]基于夜間燈光數(shù)據(jù)構(gòu)建并測算了能夠反映城市內(nèi)部密度變異程度的城市蔓延指數(shù)。就城市蔓延的影響而言，既有研究重點(diǎn)關(guān)注了城市蔓延對生產(chǎn)率以及環(huán)境污染的影響。一方面，城市蔓延能降低要素集聚度進(jìn)而抑制綠色創(chuàng)新和生產(chǎn)率提升，對城市綠色經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型造成限制[6,7]；另一方面，城市蔓延能夠提高資源利用效率，改善城市環(huán)境狀況[1,8,9]。綜上，城市蔓延能否實(shí)現(xiàn)減排仍然存在爭議，其中的機(jī)制路徑也有待進(jìn)一步分析。

作為我國生態(tài)文明建設(shè)的先行示范帶，近年來長江經(jīng)濟(jì)帶環(huán)境治理成效顯著，然而目前環(huán)境治理進(jìn)入深水區(qū)，如何加強(qiáng)長江流域的環(huán)境治理依然是影響長江經(jīng)濟(jì)帶高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵因素。鑒于此，本文在已有研究的基礎(chǔ)上，首先從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化視角闡釋城市蔓延影響長江經(jīng)濟(jì)帶環(huán)境污染的作用機(jī)理；其次，選用統(tǒng)一化夜間燈光數(shù)據(jù)客觀測度2003—2020 年長江經(jīng)濟(jì)帶城市蔓延指數(shù)；最后，以長江經(jīng)濟(jì)帶108 個城市作為研究對象，盡可能準(zhǔn)確識別城鎮(zhèn)化進(jìn)程中城市蔓延對環(huán)境污染的影響，并探究其城市異質(zhì)性和空間外溢效應(yīng)，為長江經(jīng)濟(jì)帶新型城鎮(zhèn)化建設(shè)以及生態(tài)環(huán)境治理提供智力支持。

1 影響機(jī)理與研究假設(shè)

1.1 城市蔓延的環(huán)境效應(yīng)

城市蔓延不僅僅是一個空間指標(biāo)，土地城市化快于人口城市化只是問題的表象，其背后隱含的是經(jīng)濟(jì)和社會問題。因此探討城市蔓延影響環(huán)境污染的內(nèi)在機(jī)制離不開對城市蔓延發(fā)生機(jī)理的分析。從市場性因素來看，城市蔓延的發(fā)生與土地價格密切相關(guān)。城市單中心集聚式發(fā)展會導(dǎo)致中心城區(qū)土地價格的大幅上升，而服務(wù)業(yè)、制造業(yè)和住宅對土地的支付能力依次遞減[10]，最終出現(xiàn)制造業(yè)和住宅隨城市蔓延向城市外圍轉(zhuǎn)移、服務(wù)業(yè)在中心城區(qū)聚集的現(xiàn)象。從制度性因素來看，城市蔓延的過程伴隨著農(nóng)村人口的轉(zhuǎn)移[11]。城市向外圍擴(kuò)張，必然會占用耕地，失地農(nóng)民從農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)入非農(nóng)業(yè)戶口，城市非農(nóng)人口增加，但是相較于城市區(qū)域，城市外圍地廣人稀，最終表現(xiàn)出城市蔓延式擴(kuò)張的發(fā)展特征。不難發(fā)現(xiàn)，城市蔓延會對城市空間、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級產(chǎn)生影響，而這些因素在城市環(huán)境污染的加劇抑或減緩的過程中，扮演了重要角色。因此，本文結(jié)合既有研究從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化視角分析城市蔓延影響環(huán)境污染的作用機(jī)制。

城市蔓延能夠擴(kuò)充城市勞動力資源以及優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)空間布局，通過提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度間接減緩城市環(huán)境污染。一方面，城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的城市蔓延能夠擴(kuò)展城市地理空間，帶來城市人口規(guī)模以及經(jīng)濟(jì)總量擴(kuò)張，使得城市內(nèi)部的要素豐裕度得以提升[12]。與此同時，相較于城鄉(xiāng)之間，城市內(nèi)部的交通運(yùn)輸更為便捷高效，城市蔓延有助于形成更大規(guī)模的“勞動力蓄水池”，提高企業(yè)與勞動力的匹配程度，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)間勞動力資源配置效率與協(xié)調(diào)能力提升[13]。另一方面，城市蔓延也伴隨著城市經(jīng)濟(jì)活動空間的分布調(diào)整。地方政府依據(jù)城市規(guī)劃設(shè)立開發(fā)區(qū)，引導(dǎo)從中心城區(qū)轉(zhuǎn)移的制造業(yè)實(shí)現(xiàn)空間集聚，形成地區(qū)集中化的產(chǎn)業(yè)布局[11]，便于不同企業(yè)共享交通運(yùn)輸、電力供應(yīng)等公共基礎(chǔ)設(shè)施，促進(jìn)資金、人員和技術(shù)跨企業(yè)、跨行業(yè)流動，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)間資源共享和知識溢出，有效地推動城市制造業(yè)內(nèi)部的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變動[14]，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度得到提升。而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化演進(jìn)意味著城市產(chǎn)業(yè)發(fā)展符合地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展和資源稟賦情況，地方經(jīng)濟(jì)資源與產(chǎn)業(yè)發(fā)展的比較優(yōu)勢得以充分發(fā)揮，提升了資源配置效率和城市生產(chǎn)效率，有助于減少生產(chǎn)流程以及能源消耗的污染排放，最終緩解環(huán)境污染問題[15]?；谝陨侠碚摲治觯岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1：城市蔓延有助于減緩城市環(huán)境污染。

假設(shè)2：城市蔓延通過提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度間接減緩城市環(huán)境污染。

1.2 城市蔓延的空間溢出效應(yīng)

城市蔓延也會伴隨著人員、產(chǎn)業(yè)的跨城市轉(zhuǎn)移。一方面，城市蔓延造成失地農(nóng)民增加，農(nóng)村剩余勞動力并不會完全由本地勞動市場吸收，而是會向周邊城市轉(zhuǎn)移，通過擴(kuò)充周邊城市的就業(yè)人數(shù)，提高周邊城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度，提升生產(chǎn)流程中資源能源的利用效率，最終有助于改善周邊城市的環(huán)境污染問題。另一方面，城市蔓延伴隨著制造業(yè)向城市外圍地區(qū)以及周邊城市轉(zhuǎn)移。就產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的動機(jī)而言，由于地方土地供應(yīng)能力受到中央自上而下分配的用地指標(biāo)約束[16]，城市蔓延并不是城市區(qū)域無限擴(kuò)張，因此地方政府為節(jié)約土地指標(biāo)主動淘汰產(chǎn)值較低的產(chǎn)業(yè)。而周邊城市作為產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的承接地，在日益增加的環(huán)境治理壓力下，通過調(diào)整第二產(chǎn)業(yè)發(fā)展方向、優(yōu)化政府支出結(jié)構(gòu)和改善固定資產(chǎn)投資導(dǎo)向形成了顯著的環(huán)境優(yōu)化效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度得到提升[17]?；谝陨侠碚摲治?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：城市蔓延能夠減緩周邊城市的環(huán)境污染，即城市蔓延對環(huán)境污染的改善作用存在空間溢出效應(yīng)。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 模型構(gòu)建

為了實(shí)證分析城市蔓延對長江經(jīng)濟(jì)帶環(huán)境污染的影響，本文建立了如下基準(zhǔn)回歸模型：

其中，Poll表示環(huán)境污染水平，Us表示城市蔓延水平，Control表示控制變量，下標(biāo)i、t分別代表個體單元、時間單元，μi表示個體固定效應(yīng)，vt表示時間固定效應(yīng)，εit代表隨機(jī)擾動項(xiàng)，β1即本文關(guān)注的待估參數(shù)。

在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步探究城市蔓延影響環(huán)境污染的機(jī)制路徑。參考溫忠麟和葉寶娟（2014）[18]的方法，本文在式（1）的基礎(chǔ)之上引入產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化作為中介變量，構(gòu)建如下中介效應(yīng)模型：

其中，E表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，為中介變量；β2、δ即為本文關(guān)注的待估系數(shù)，其他變量定義與基準(zhǔn)回歸保持一致。在式（1）中β1顯著的前提之下，若β2、δ也均顯著，則表示本文研究涉及的中介變量存在中介作用。

本文進(jìn)一步探究城市蔓延影響環(huán)境污染的空間溢出效應(yīng)。由于空間杜賓模型（SDM）同時考慮被解釋變量與解釋變量的空間相關(guān)性，能夠緩解因遺漏變量造成的內(nèi)生性問題，因此本文最終建立空間杜賓模型進(jìn)行空間計(jì)量分析：

其中，ρ是環(huán)境污染的空間自相關(guān)系數(shù)，θ1和θ2分別表示城市蔓延和控制變量對環(huán)境污染的空間溢出系數(shù)，Wij為空間權(quán)重，i和j分別表示i城市和j城市，其他變量定義與基準(zhǔn)回歸保持一致。關(guān)于空間權(quán)重矩陣，本文采用了108×108的地理距離權(quán)重矩陣。參照蘇屹和林周周（2017）[19]的設(shè)定，在地理距離權(quán)重矩陣中，主對角線上的元素（i城市與i城市之間）統(tǒng)一設(shè)定為0，其余元素用i城市與j城市地理距離倒數(shù)的平方來表示。經(jīng)過行標(biāo)準(zhǔn)化處理后每行元素之和為1。

2.2 指標(biāo)選取

（1）被解釋變量：環(huán)境污染（Poll）。本文結(jié)合全市常住人口數(shù)據(jù)求得人均工業(yè)廢水排放量、人均工業(yè)二氧化硫排放量、人均工業(yè)煙塵排放量，采用全局熵值法求得各指標(biāo)權(quán)重，綜合測算了2003—2020年長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市的環(huán)境污染指數(shù)。環(huán)境污染指數(shù)越高，表明環(huán)境污染越嚴(yán)重。

（2）解釋變量：城市蔓延（Us）。城市蔓延的衡量一直是城市蔓延相關(guān)研究的重點(diǎn)與難點(diǎn)。考慮到基于城市統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)測算的城市蔓延指數(shù)難以避免區(qū)劃調(diào)整、統(tǒng)計(jì)口徑的變化等因素對于相關(guān)數(shù)據(jù)的影響[3]，本文最終基于夜間燈光數(shù)據(jù)測度城市蔓延指數(shù)?，F(xiàn)有研究中，被廣泛采用的燈光數(shù)據(jù)主要包括1992—2013 年DMSP 燈光數(shù)據(jù)以及2013—2020年VIIRS燈光數(shù)據(jù)，然而兩者存在燈光飽和值設(shè)定不同等諸多差異，因此本文首先選用Chen等（2021）[20]測算并公開的統(tǒng)一化夜間燈光數(shù)據(jù)①數(shù)據(jù)來源網(wǎng)址為https://dataverse.harvard.edu/dataset.xhtml?persistentId=doi:10.7910/DVN/YGIVCD。作為基礎(chǔ)數(shù)據(jù)源。該數(shù)據(jù)源既較好地矯正了DMSP 燈光數(shù)據(jù)中衛(wèi)星間數(shù)據(jù)時序異常波動、城市燈光亮度飽和等缺陷，又實(shí)現(xiàn)了DMSP與VIIRS兩類燈光數(shù)據(jù)時序統(tǒng)一化。其次，為了更貼合地理環(huán)境的現(xiàn)實(shí)情況，本文對原始的統(tǒng)一化夜間燈光數(shù)據(jù)進(jìn)行蘭伯特投影，并按1km×1km 的橫縱比例進(jìn)行重采樣。最后，經(jīng)掩膜提取得到了長江經(jīng)濟(jì)帶區(qū)域的統(tǒng)一化燈光數(shù)據(jù)。在此基礎(chǔ)上，參考秦蒙和劉修巖（2015）[5]的方法，本文建立式（5）度量城市蔓延指數(shù)：

其中，Us代表城市蔓延，L%為某城市區(qū)域內(nèi)燈光強(qiáng)度低于密度閾值的面積占該城市總面積的比重，H%為某城市區(qū)域內(nèi)燈光強(qiáng)度高于密度閾值的面積占該城市總面積的比重。Us介于0和1之間，Us越接近于1，代表城市蔓延程度越高。需要說明的是，本文將燈光強(qiáng)度DN值10作為提取城市區(qū)域的閾值，并利用ArcGIS 10.3 提取計(jì)算2003年全國城市區(qū)域燈光強(qiáng)度平均值作為劃分L和H的密度閾值。

（3）控制變量。為了盡量減少因遺漏關(guān)鍵變量而產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文納入了以下控制變量：服務(wù)業(yè)發(fā)展（Service），采用第三產(chǎn)業(yè)占比表征；財(cái)政分權(quán)（Fd），采用各城市財(cái)政收入與財(cái)政支出之比表示；外商直接投資（Fdi），采用外商直接投資額與地區(qū)生產(chǎn)總值之比表征；人力資本（Hr），使用每萬人口中高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)表示；城鎮(zhèn)化水平（Urban），采用各地城鎮(zhèn)化率表示；金融發(fā)展（Finance），采用年末金融機(jī)構(gòu)貸款與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值衡量。

（4）中介變量：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化（E）。本文參考李強(qiáng)和王琰（2021）[11]的方法和思路，采用結(jié)構(gòu)偏離度作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化的逆向指標(biāo)，間接反映產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度。測算公式如下：

其中，E表示產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化，是逆向指標(biāo)，即E值越大，表示經(jīng)濟(jì)偏離均衡狀態(tài)越遠(yuǎn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越不合理；反之，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)越合理。i代表產(chǎn)業(yè)部門，n代表產(chǎn)業(yè)部門的總量，Y表示總產(chǎn)出，L表示總的勞動力投入量，Yi表示第i產(chǎn)業(yè)的總產(chǎn)出，Li表示第i產(chǎn)業(yè)的勞動力投入。

2.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計(jì)

本文采用2003—2020年長江經(jīng)濟(jì)帶地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)。在2004 年的《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》中，長江經(jīng)濟(jì)帶地區(qū)共有109個地級及以上城市（不含民族自治州），由于2011 年巢湖市被撤并，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)樣本的連續(xù)性，本文刪除了巢湖市樣本，因此最終剩余108個城市，合計(jì)1944個觀測值。本文所涉及的數(shù)據(jù)如無特別說明均來自歷年《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省份和城市的統(tǒng)計(jì)年鑒，個別缺失數(shù)據(jù)以年均增長率補(bǔ)齊，同時為了排除離群值的干擾，均經(jīng)過上下1%的縮尾處理。數(shù)據(jù)處理及分析在ArcGIS 10.3、Stata16中完成。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 基準(zhǔn)回歸分析

下頁表2 報(bào)告了城市蔓延對環(huán)境污染的基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，在未加入控制變量時，城市蔓延對環(huán)境污染的影響系數(shù)顯著為負(fù)，隨著控制變量的逐漸加入，該影響系數(shù)的絕對值逐漸減小，且均至少在10%的水平上顯著為負(fù)，表明城市蔓延能夠顯著抑制污染排放，對環(huán)境污染具有顯著的減緩作用，假設(shè)1得到驗(yàn)證。控制變量的回歸估計(jì)結(jié)果顯示，服務(wù)業(yè)發(fā)展顯著抑制環(huán)境污染，其原因在于服務(wù)業(yè)發(fā)展能夠借助對工業(yè)生產(chǎn)的替代效應(yīng)實(shí)現(xiàn)污染減排，間接促進(jìn)城市生態(tài)環(huán)境的改善；城鎮(zhèn)化水平的提升顯著加劇環(huán)境污染，可能是城鎮(zhèn)化水平更高的地區(qū)往往制造業(yè)發(fā)展程度更高，工業(yè)污染更為嚴(yán)重。

表2 基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果

3.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第一，為了盡可能緩解環(huán)境污染反向影響城市蔓延導(dǎo)致的內(nèi)生性偏誤，本文選用環(huán)境污染的滯后一期項(xiàng)作為工具變量，采用系統(tǒng)GMM 方法進(jìn)行全樣本動態(tài)面板回歸估計(jì)。下頁表3 列（1）報(bào)告了動態(tài)面板GMM 估計(jì)結(jié)果。實(shí)證結(jié)果顯示，城市蔓延對環(huán)境污染的影響系數(shù)仍然顯著為負(fù)，表明城市蔓延確實(shí)能夠顯著抑制污染排放，改善長江經(jīng)濟(jì)帶環(huán)境污染問題。同時列（1）回歸估計(jì)也通過了Sargen檢驗(yàn)，并且不存在二階自相關(guān)，即工具變量的選取是合理的。因此，有理由認(rèn)為基準(zhǔn)回歸的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第二，以環(huán)境立法為代表的環(huán)境法治強(qiáng)化激勵地方政府加大環(huán)境執(zhí)法監(jiān)督力度，強(qiáng)化城市環(huán)境規(guī)制，有助于減少區(qū)域企業(yè)的污染排放[21]。由此可見，同時期環(huán)境立法政策對城市蔓延環(huán)境效應(yīng)估計(jì)帶來潛在的干擾，因此本文將截至2020年已經(jīng)頒布地方性環(huán)境保護(hù)法規(guī)的48個城市從樣本中刪除，重新進(jìn)行回歸估計(jì)。表3 列（2）報(bào)告了排除政策干擾后的回歸估計(jì)結(jié)果。實(shí)證結(jié)果表明，在排除城市環(huán)境立法政策干擾后，城市蔓延對環(huán)境污染的影響系數(shù)依然顯著為負(fù)，進(jìn)一步增強(qiáng)了基準(zhǔn)回歸估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

第三，考慮到省會及直轄市的城市等級更高，城市人才以及資金等生產(chǎn)要素更為豐富，與非省會城市存在明顯差異，因此本文將省會城市及直轄市從樣本中刪除，重新進(jìn)行回歸估計(jì)，實(shí)證結(jié)果如表3列（3）所示。不難發(fā)現(xiàn)，在城市等級更低的非省會城市樣本中，城市蔓延對環(huán)境污染的影響系數(shù)依然顯著為負(fù)，增強(qiáng)了本文核心結(jié)論的穩(wěn)健性。與此同時，城市蔓延系數(shù)絕對值較基準(zhǔn)回歸明顯增大，可能的原因是與非省會城市相比，省會城市以及直轄市的土地供給能力更可能受限于來自中央自上而下分配的用地指標(biāo)約束，在制造業(yè)隨城市蔓延向外圍轉(zhuǎn)移的同時，地方政府選擇淘汰產(chǎn)值低的產(chǎn)業(yè)、引入產(chǎn)值高的產(chǎn)業(yè)以成為更優(yōu)的選擇，而產(chǎn)值低的產(chǎn)業(yè)向非省會城市轉(zhuǎn)移的難度往往小于省會及直轄市引進(jìn)新興產(chǎn)業(yè)、高產(chǎn)值產(chǎn)業(yè)的難度，因此在非省會城市中，城市蔓延對環(huán)境污染的改善效果更佳。

3.3 中介機(jī)制檢驗(yàn)

上述分析結(jié)果表明，城市蔓延顯著抑制環(huán)境污染。就其內(nèi)在機(jī)制而言，前文影響機(jī)制分析部分提出，城市蔓延能夠增加城市勞動力數(shù)量以及優(yōu)化城市產(chǎn)業(yè)空間布局，進(jìn)而通過提高產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度間接減緩城市環(huán)境污染，即產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是潛在的中介機(jī)制。本文采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行計(jì)量檢驗(yàn)，表4匯報(bào)了中介機(jī)制檢驗(yàn)的回歸估計(jì)結(jié)果。列（1）、列（2）的估計(jì)結(jié)果表明，城市蔓延顯著促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度的提升（E為逆向指標(biāo)），列（3）、列（4）的估計(jì)結(jié)果表明，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度的提升有助于減緩城市環(huán)境污染，最終證實(shí)城市蔓延借助產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化間接減緩長江經(jīng)濟(jì)帶的環(huán)境污染，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表4 中介機(jī)制檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

3.4 異質(zhì)性分析

為了探究城市蔓延對不同區(qū)域、財(cái)政壓力、城市規(guī)模水平城市環(huán)境污染的異質(zhì)性影響，本文對長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市進(jìn)行劃分。（1）區(qū)域異質(zhì)性：將樣本城市劃分為東部地區(qū)（上海、江蘇、浙江）、中西部地區(qū)（安徽、江西、湖北、湖南、重慶、四川、貴州、云南）；（2）財(cái)政壓力異質(zhì)性：以財(cái)政收支差距與財(cái)政支出的比重衡量財(cái)政壓力，并按照樣本期平均值將樣本城市劃分為財(cái)政壓力低的城市和財(cái)政壓力高的城市兩個組別；（3）城市規(guī)模異質(zhì)性：根據(jù)國務(wù)院發(fā)布的《關(guān)于調(diào)整城市規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn)的通知》，按照2003 年城區(qū)常住人口將樣本城市劃分為大城市（100萬及以上）、中小城市（100萬以下）兩種類型。下頁表5報(bào)告了異質(zhì)性分析估計(jì)結(jié)果。表5 列（1）、列（2）的實(shí)證結(jié)果顯示，在區(qū)域異質(zhì)性方面，城市蔓延對中西部地區(qū)城市環(huán)境污染的影響顯著為負(fù)，對東部地區(qū)城市環(huán)境污染的影響不顯著?？赡艿脑蚴窍啾扔谥形鞑康貐^(qū)，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力更強(qiáng)，工業(yè)發(fā)展歷史更久，早期“先污染、后治理”的發(fā)展模式已經(jīng)對下游城市產(chǎn)業(yè)布局造成不可忽視的負(fù)面影響，此時地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展與工業(yè)污染排放脫鉤的難度加大，地方政府大力度治理環(huán)境污染問題的機(jī)會成本加大，而城市蔓延的環(huán)境改善作用需要通過政府主動推動地方產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化來實(shí)現(xiàn)，因此下游地區(qū)城市蔓延對環(huán)境污染的改善效果不理想，而上、中游城市則更加游刃有余。表5列（3）、列（4）的實(shí)證結(jié)果顯示，在財(cái)政壓力異質(zhì)性方面，城市蔓延對財(cái)政壓力低的城市的環(huán)境污染影響顯著為負(fù)，對財(cái)政壓力高的城市的環(huán)境污染影響不顯著。在財(cái)政壓力高的城市，地方政府受制于更高的財(cái)政收支約束，削弱其有序推進(jìn)城市蔓延的能力，此時城市蔓延對環(huán)境污染的抑制作用不佳。表5列（5）、列（6）的實(shí)證結(jié)果顯示，在城市規(guī)模異質(zhì)性方面，中小城市的城市蔓延系數(shù)顯著為負(fù)，大城市的城市蔓延系數(shù)并不顯著，表明城市規(guī)模會影響城市蔓延對環(huán)境污染改善作用的效果大小，而城市規(guī)模越小，城市蔓延的環(huán)境改善效應(yīng)越明顯?？赡艿脑蚴窍噍^于大城市，中小城市的人口和經(jīng)濟(jì)規(guī)模較小，城市規(guī)模小于合理區(qū)間，城市蔓延式擴(kuò)張會帶來城市規(guī)模的擴(kuò)大，并且基于邊際效應(yīng)遞減的緣故，中小城市在城市蔓延式擴(kuò)張中收益更大，即城市蔓延通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整以改善環(huán)境的效應(yīng)更大。

表5 異質(zhì)性分析估計(jì)結(jié)果

3.5 空間效應(yīng)分析

表6 報(bào)告了空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果。實(shí)證結(jié)果顯示，空間杜賓模型（SDM）的空間自回歸系數(shù)ρ在1%的水平上顯著為正，表明環(huán)境污染存在顯著的空間相關(guān)性；城市蔓延及其空間滯后項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，意味著在長江經(jīng)濟(jì)帶范圍內(nèi)，城市蔓延有助于同時減緩本地以及周邊城市的環(huán)境污染?？赡艿脑蚴?，地理距離越近的城市，越可能在城市蔓延引發(fā)的人員、產(chǎn)業(yè)跨城市轉(zhuǎn)移中，促進(jìn)周邊城市勞動力資源的增加，也能通過產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移優(yōu)化周邊城市產(chǎn)業(yè)空間布局，促進(jìn)周邊城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度提高，實(shí)現(xiàn)資源配置效率和城市生產(chǎn)效率提升，最終改善周邊城市的環(huán)境污染問題。

表6 空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

根據(jù)空間杜賓模型的估計(jì)結(jié)果，本文進(jìn)一步估計(jì)了城市蔓延影響環(huán)境污染的直接效應(yīng)（本地效應(yīng)）、間接效應(yīng)（空間溢出效應(yīng)）以及總效應(yīng)，其中，直接效應(yīng)與間接效應(yīng)之總和即為總效應(yīng)。表7 報(bào)告了空間效應(yīng)估計(jì)的分解結(jié)果。結(jié)果表明，無論是否加入控制變量，城市蔓延的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)以及總效應(yīng)均在1%的水平上顯著為負(fù)，且間接效應(yīng)大于直接效應(yīng)，意味著城市蔓延對長江經(jīng)濟(jì)帶環(huán)境污染的影響具有明顯的空間溢出效應(yīng)，假設(shè)3 得以驗(yàn)證。其原因是城市蔓延伴隨著產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，同時我國環(huán)境規(guī)制不斷加強(qiáng)，從而推動綠色技術(shù)的進(jìn)步，實(shí)現(xiàn)先進(jìn)生產(chǎn)設(shè)備和先進(jìn)技術(shù)的引進(jìn)與使用，發(fā)揮節(jié)能減排和綠色發(fā)展的作用。

表7 空間效應(yīng)估計(jì)分解結(jié)果

4 結(jié)論

在新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略深入推進(jìn)的背景之下，探索城市發(fā)展與生態(tài)環(huán)境治理綜合施策的協(xié)同路徑，對實(shí)現(xiàn)我國城市經(jīng)濟(jì)低碳綠色發(fā)展具有較為重要的理論與現(xiàn)實(shí)意義。同時，現(xiàn)有文獻(xiàn)就城市蔓延究竟是加劇還是減緩環(huán)境污染問題的研究結(jié)論存在分歧。在此背景下，本文利用統(tǒng)一化夜間燈光數(shù)據(jù)反映城市蔓延情況，并匹配2003—2020 年長江經(jīng)濟(jì)帶108個城市的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證研究城市蔓延的環(huán)境效應(yīng)及其作用機(jī)制，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行異質(zhì)性和空間效應(yīng)分析，得出以下結(jié)論：

第一，在長江經(jīng)濟(jì)帶城市層面，城市蔓延減緩環(huán)境污染水平；按不同區(qū)域的分組研究發(fā)現(xiàn)，城市蔓延的環(huán)境改善效應(yīng)在中西部地區(qū)城市顯著成立，在東部地區(qū)城市不成立，并且在中西部地區(qū)城市這一改善效應(yīng)更為明顯；按不同財(cái)政壓力的分組研究發(fā)現(xiàn)，城市蔓延的環(huán)境改善效應(yīng)在財(cái)政壓力低的城市顯著成立，在財(cái)政壓力高的城市不成立；按不同城市規(guī)模的分組研究發(fā)現(xiàn)，城市蔓延的環(huán)境改善效應(yīng)在中小城市顯著成立，在大城市不成立，且人口規(guī)模小的城市，城市蔓延的環(huán)境改善效應(yīng)更加明顯。

第二，基于空間溢出效應(yīng)的實(shí)證結(jié)果表明，城市蔓延減緩環(huán)境污染水平，城市蔓延影響環(huán)境污染的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)均顯著為負(fù)，且間接效應(yīng)遠(yuǎn)大于其直接效應(yīng)，表明城市蔓延對環(huán)境污染的抑制作用具有明顯的空間溢出效應(yīng)，即鄰市的城市蔓延也會抑制本市的環(huán)境污染。

第三，傳導(dǎo)機(jī)制分析結(jié)果表明，城市蔓延通過提高城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化程度減緩環(huán)境污染水平，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化是城市蔓延影響環(huán)境污染的重要傳導(dǎo)機(jī)制。