周五七

(江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無(wú)錫 214122)

一、引言

黨的十八大以來(lái)，我國(guó)生態(tài)文明建設(shè)取得了歷史性成就，但生態(tài)環(huán)境保護(hù)結(jié)構(gòu)性、根源性、趨勢(shì)性壓力尚未根本緩解。黨的二十大報(bào)告明確提出，要深入推進(jìn)環(huán)境污染防治工作，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發(fā)展，堅(jiān)定不移走生產(chǎn)發(fā)展、生活富裕、生態(tài)良好的文明發(fā)展道路，實(shí)現(xiàn)中華民族永續(xù)發(fā)展。環(huán)境治理具有明顯的外部性特征，我國(guó)幅員遼闊，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展差異大，地方政府在市場(chǎng)化取向改革中形成較為嚴(yán)重的公司化傾向和“行政區(qū)經(jīng)濟(jì)”[1]，加劇了國(guó)內(nèi)市場(chǎng)分割和碎片化環(huán)境治理。因此，需要突破地方行政邊界壁壘和市場(chǎng)分割限制，加快國(guó)內(nèi)統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)，充分發(fā)揮國(guó)家級(jí)城市群在環(huán)境保護(hù)中的引領(lǐng)作用，在更大的空間尺度上實(shí)施生態(tài)環(huán)境聯(lián)防共治，方能促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)與生態(tài)環(huán)境保護(hù)協(xié)調(diào)發(fā)展。

我國(guó)先后實(shí)施京津冀協(xié)同發(fā)展、長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶發(fā)展、長(zhǎng)三角區(qū)域一體化發(fā)展、粵港澳大灣區(qū)建設(shè)、黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展等區(qū)域重大發(fā)展戰(zhàn)略，對(duì)推進(jìn)區(qū)域環(huán)境共治和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮了重要的戰(zhàn)略引領(lǐng)作用。從我國(guó)區(qū)域發(fā)展現(xiàn)狀來(lái)看，京津冀、珠三角、長(zhǎng)三角是我國(guó)經(jīng)濟(jì)最發(fā)達(dá)的三大區(qū)域，不同于珠三角城市位于同一個(gè)省級(jí)行政區(qū)域內(nèi)，也不同于京津冀較低的區(qū)域一體化水平，長(zhǎng)三角區(qū)域一體化起步早，范圍廣，一體化發(fā)展水平較高。但是，隨著長(zhǎng)三角一體化范圍不斷擴(kuò)張，區(qū)域內(nèi)部發(fā)展不平衡、不充分、不協(xié)調(diào)和資源環(huán)境承載力不足等瓶頸問(wèn)題日益突出，嚴(yán)重制約了長(zhǎng)三角一體化高質(zhì)量發(fā)展。加快長(zhǎng)三角統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)，以市場(chǎng)一體化為核心推進(jìn)長(zhǎng)三角區(qū)域一體化建設(shè)，促進(jìn)長(zhǎng)三角一體化與環(huán)境治理協(xié)同提升，是推進(jìn)長(zhǎng)三角更高質(zhì)量一體化的關(guān)鍵路徑和必然要求。

2018年11月，習(xí)近平總書(shū)記在首屆中國(guó)國(guó)際進(jìn)口博覽會(huì)上宣布，支持長(zhǎng)三角區(qū)域一體化發(fā)展并上升為國(guó)家戰(zhàn)略。2019年10月，國(guó)務(wù)院批復(fù)設(shè)立長(zhǎng)三角生態(tài)綠色一體化發(fā)展示范區(qū)。2019年12月，中共中央、國(guó)務(wù)院印發(fā)實(shí)施《長(zhǎng)江三角洲區(qū)域生態(tài)環(huán)境共同保護(hù)規(guī)劃》。2022年3月，中共中央、國(guó)務(wù)院發(fā)布《關(guān)于加快建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)的意見(jiàn)》，鼓勵(lì)京津冀、長(zhǎng)三角、粵港澳大灣區(qū)等區(qū)域，在維護(hù)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)前提下，優(yōu)先開(kāi)展區(qū)域市場(chǎng)一體化建設(shè)工作，積極總結(jié)并復(fù)制推廣典型經(jīng)驗(yàn)和做法。在此背景下，總結(jié)評(píng)估長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化進(jìn)程及其環(huán)境治理效應(yīng)，健全市場(chǎng)一體化與城市環(huán)境協(xié)同治理機(jī)制，對(duì)推進(jìn)長(zhǎng)三角高質(zhì)量一體化發(fā)展有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

(一)區(qū)域一體化的環(huán)境影響機(jī)制

區(qū)域一體化會(huì)從多個(gè)方面影響到城市環(huán)境治理。首先，區(qū)域一體化有利于減少市場(chǎng)分割和市場(chǎng)扭曲，促進(jìn)生產(chǎn)要素和商品在區(qū)域內(nèi)自由流動(dòng)，提高資源配置效率和能源利用效率。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，勞動(dòng)力和資本要素市場(chǎng)扭曲助推高污染企業(yè)發(fā)展，阻礙綠色技術(shù)進(jìn)步，抑制能源效率改進(jìn)，不利于綠色經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[2]；地區(qū)市場(chǎng)分割使企業(yè)污染排放顯著增加，減少市場(chǎng)分割有利于發(fā)揮市場(chǎng)規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)進(jìn)步效應(yīng)和資源配置效應(yīng)，促進(jìn)企業(yè)污染排放下降[3]；市場(chǎng)分割會(huì)抑制環(huán)境福利績(jī)效提升[4]；針對(duì)長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶108個(gè)地級(jí)及以上城市的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)分割與綠色全要素生產(chǎn)率之間形成倒U形關(guān)系[5]。

其次，區(qū)域一體化有利于破解地區(qū)之間產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)同構(gòu)、低水平重復(fù)建設(shè)和資源錯(cuò)配等不合理現(xiàn)象，促進(jìn)區(qū)域內(nèi)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和產(chǎn)業(yè)空間分布格局重塑，帶動(dòng)本地市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)張和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，從而有利于城市環(huán)境治理。張學(xué)良等(2021)的實(shí)證研究結(jié)果顯示，在開(kāi)放經(jīng)濟(jì)下，市場(chǎng)分割導(dǎo)致低效率企業(yè)過(guò)早以出口替代內(nèi)銷(xiāo)，原因是為了規(guī)避?chē)?guó)內(nèi)市場(chǎng)分割導(dǎo)致交易成本提高，本土企業(yè)不得不尋求以低成本和低價(jià)格優(yōu)勢(shì)增加出口，導(dǎo)致出口企業(yè)集中于全球價(jià)值鏈中低端環(huán)節(jié)，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和貿(mào)易結(jié)構(gòu)優(yōu)化[6]。陸銘和陳釗(2009)研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)分割導(dǎo)致對(duì)外貿(mào)易規(guī)模擴(kuò)大，但不利于本地市場(chǎng)規(guī)模擴(kuò)張[7]。強(qiáng)永昌和楊航英(2021)實(shí)證研究結(jié)果表明，市場(chǎng)一體化對(duì)產(chǎn)品出口質(zhì)量有U形影響[8]。季永寶和豆建民(2018)實(shí)證研究表明，污染密集性產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移對(duì)轉(zhuǎn)出區(qū)環(huán)境全要素生產(chǎn)率有正向促進(jìn)作用，對(duì)于污染密集性產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)入?yún)^(qū)，環(huán)境全要素生產(chǎn)率與污染密集度之間則呈現(xiàn)倒U型變化關(guān)系[9]。

另外，區(qū)域一體化有利于促進(jìn)區(qū)域內(nèi)專(zhuān)業(yè)化分工和產(chǎn)業(yè)集聚，促進(jìn)污染排放的空間集聚和集中治理，提高綠色創(chuàng)新水平和環(huán)境治理效率[10]。趙凡和羅良文(2022)研究認(rèn)為，長(zhǎng)江經(jīng)濟(jì)帶制造業(yè)集聚與城市碳排放強(qiáng)度之間存在明顯的倒U形曲線關(guān)系[11]。但是，區(qū)域一體化也可能加快污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，加重經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平低和環(huán)境規(guī)制弱的城市環(huán)境污染，一些欠發(fā)達(dá)地方片面追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，降低環(huán)境規(guī)制門(mén)檻，污染密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移不利于當(dāng)?shù)丨h(huán)境治理[12]。陸立軍和陳丹波(2019)研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化建設(shè)有利于促進(jìn)政府間環(huán)境規(guī)制策略良性互動(dòng)，使環(huán)境規(guī)制競(jìng)爭(zhēng)由“競(jìng)底效應(yīng)”轉(zhuǎn)向“標(biāo)尺效應(yīng)”，從而促進(jìn)區(qū)域環(huán)境協(xié)同治理水平提升[13]。

(二)區(qū)域一體化的環(huán)境影響效應(yīng)

梳理相關(guān)實(shí)證研究文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，從研究方法來(lái)看，有關(guān)長(zhǎng)三角一體化的環(huán)境效應(yīng)研究主要有兩支文獻(xiàn)。一支文獻(xiàn)是運(yùn)用相對(duì)價(jià)格法或者綜合指標(biāo)評(píng)價(jià)法測(cè)算區(qū)域一體化指數(shù)，再將其作為核心解釋變量納入動(dòng)態(tài)面板回歸模型、空間計(jì)量模型等進(jìn)行回歸分析，以驗(yàn)證區(qū)域一體化的環(huán)境影響效應(yīng)[14-16]；另一支文獻(xiàn)主要是將長(zhǎng)三角區(qū)域一體化看作一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用雙重差分法、傾向得分匹配、合成控制法等方法評(píng)估區(qū)域一體化政策的環(huán)境影響效應(yīng)[17-18]。

從研究結(jié)果來(lái)看，也可以區(qū)分為兩類(lèi)不同的文獻(xiàn)，一類(lèi)文獻(xiàn)研究認(rèn)為區(qū)域一體化與環(huán)境污染之間存在倒U形曲線關(guān)系，比如，孫博文(2018)基于動(dòng)態(tài)面板模型研究發(fā)現(xiàn)，二氧化硫排放、工業(yè)廢水排放與市場(chǎng)一體化水平均存在倒U形變化關(guān)系[14]；SHAO等(2019)研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)分割與二氧化碳排放之間存在U型曲線關(guān)系[19]；ZHANG 等(2020)使用空間動(dòng)態(tài)杜賓模型和廣義空間兩階段最小二乘法研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)一體化和污染排放呈現(xiàn)倒U形曲線關(guān)系[15]。另一類(lèi)文獻(xiàn)研究認(rèn)為區(qū)域一體化對(duì)環(huán)境污染存在線性影響，黎文勇等(2018)運(yùn)用空間計(jì)量研究發(fā)現(xiàn)區(qū)域一體化顯著促進(jìn)碳排放效益提升[20]；呂越和張昊天(2021)利用企業(yè)合并微觀數(shù)據(jù)回歸發(fā)現(xiàn)，地區(qū)市場(chǎng)分割與企業(yè)污染排放顯著正相關(guān)[3]；徐斌等(2023)實(shí)證研究表明區(qū)域一體化顯著促進(jìn)碳排放效率提升[16]。

為了克服傳統(tǒng)計(jì)量模型中潛在內(nèi)生性問(wèn)題，一些文獻(xiàn)基于準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)設(shè)想，從城市群擴(kuò)容視角評(píng)估區(qū)域一體化的環(huán)境治理效應(yīng)。大部分學(xué)者研究認(rèn)為區(qū)域一體化有效改善了地區(qū)環(huán)境污染，比如，張可(2018)利用工具變量法和雙重差分法研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化顯著促進(jìn)城市間污染排放強(qiáng)度收斂并有利于減排[21]；LI 和 LIN(2017)研究認(rèn)為中國(guó)區(qū)域一體化對(duì)二氧化碳排放績(jī)效有顯著的正面影響[22]；陳鵬等(2022)使用PSM-DID方法，研究認(rèn)為長(zhǎng)三角區(qū)域一體化有效降低企業(yè)污染排放[18]；周沂等(2022)基于地理斷點(diǎn)回歸方法研究發(fā)現(xiàn)，區(qū)域一體化有顯著的減霾效應(yīng)[23]。也有一些學(xué)者對(duì)此開(kāi)展政策效應(yīng)評(píng)估得出相反的研究結(jié)論，比如，趙領(lǐng)娣和徐樂(lè)(2019)利用合成控制法研究發(fā)現(xiàn)，長(zhǎng)三角城市擴(kuò)容顯著提高了工業(yè)廢水排放強(qiáng)度，對(duì)長(zhǎng)三角城市整體上帶來(lái)了負(fù)面的環(huán)境影響效應(yīng)[24]；盧洪友和張奔(2020)將長(zhǎng)三角一體化視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，研究發(fā)現(xiàn)長(zhǎng)三角城市群擴(kuò)容推動(dòng)環(huán)境污染由區(qū)域中心城市向區(qū)域外圍城市轉(zhuǎn)移，污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移導(dǎo)致區(qū)域整體環(huán)境污染水平提高[25]。

(三)總結(jié)性評(píng)述

基于上述分析，區(qū)域一體化對(duì)城市環(huán)境治理既有積極影響，也有不利影響，區(qū)域一體化的環(huán)境影響效應(yīng)取決于上述因素的綜合作用，同時(shí)也與城市資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等城市特征差異有關(guān)。受地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、資源稟賦等社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件的影響，區(qū)域一體化對(duì)城市環(huán)境治理的影響可能是非線性的，這些地區(qū)差異性因素在區(qū)域一體化的環(huán)境影響中可能起到門(mén)檻作用，受不同門(mén)檻條件的約束和影響，區(qū)域一體化對(duì)不同城市可能產(chǎn)生異質(zhì)性環(huán)境影響。

近些年來(lái)，伴隨長(zhǎng)三角一體化水平不斷提升，長(zhǎng)三角城市在推進(jìn)生態(tài)環(huán)境一體化治理中開(kāi)展了大量有益探索，長(zhǎng)三角一體化的環(huán)境影響效應(yīng)引發(fā)關(guān)注，但長(zhǎng)三角城市在金融發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、經(jīng)濟(jì)集聚等方面也存在較大差異，長(zhǎng)三角一體化對(duì)不同城市環(huán)境質(zhì)量提升是否存在異質(zhì)性影響，也需要進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)和理論解釋。因此，本文擬借鑒張建鵬和陳詩(shī)一(2021)等相關(guān)文獻(xiàn)的研究思路[26]，運(yùn)用相對(duì)價(jià)格法測(cè)算長(zhǎng)三角城市市場(chǎng)一體化指數(shù)，構(gòu)建計(jì)量模型實(shí)證檢驗(yàn)長(zhǎng)三角一體化的環(huán)境影響效應(yīng)，同時(shí)運(yùn)用面板門(mén)檻回歸模型，驗(yàn)證經(jīng)濟(jì)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和金融發(fā)展等城市特征因素的門(mén)檻效應(yīng)。

三、模型、方法與數(shù)據(jù)

(一)模型與方法

首先建立基準(zhǔn)回歸模型，檢驗(yàn)長(zhǎng)三角一體化對(duì)城市環(huán)境的影響效應(yīng)，模型構(gòu)建如式(1)：

(1)

其中，i和t表示城市和年份；被解釋變量en為城市環(huán)境質(zhì)量指數(shù)；核心解釋變量ai為長(zhǎng)三角一體化綜合指數(shù)，從商品市場(chǎng)一體化、資本市場(chǎng)一體化和勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化三個(gè)方面進(jìn)行綜合測(cè)算；X為門(mén)檻變量，包含城市金融發(fā)展水平(fin)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(ind)和產(chǎn)業(yè)集聚(ia)等，Z為一組控制變量，包括城市交通基礎(chǔ)設(shè)施(infr)、人口密度(pdn)、環(huán)境規(guī)制(er)、技術(shù)創(chuàng)新(inno)、經(jīng)濟(jì)開(kāi)放(fdi)、市場(chǎng)化指數(shù)(mkt)等；μi、vt、εit分別表示個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

為了進(jìn)一步檢驗(yàn)長(zhǎng)三角商品市場(chǎng)一體化、資本市場(chǎng)一體化和勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境的影響，同時(shí)構(gòu)建城市環(huán)境質(zhì)量與商品市場(chǎng)一體化指數(shù)、資本市場(chǎng)一體化指數(shù)和勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)的回歸模型如式(2)～(5)：

(2)

(3)

(4)

+μi+νt+εit

(5)

其中，ciit、kiit、liit分別表示長(zhǎng)三角商品市場(chǎng)一體化指數(shù)、資本市場(chǎng)一體化指數(shù)和勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)。

在上述計(jì)量模型設(shè)定中，暗含假設(shè)區(qū)域一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的作用均是線性的，根據(jù)經(jīng)驗(yàn)觀察和相關(guān)文獻(xiàn)研究成果，區(qū)域一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量可能存在非線性影響，需要進(jìn)一步檢驗(yàn)這種非線性影響的存在性。在實(shí)證研究中，對(duì)非線性關(guān)系的驗(yàn)證研究通常有兩種做法：一種是在計(jì)量模型中引進(jìn)平方項(xiàng)或高次項(xiàng)來(lái)檢驗(yàn)非線性關(guān)系，由于模型中同一變量的一次項(xiàng)與平方項(xiàng)或高次項(xiàng)之間存在高度相關(guān)，因此產(chǎn)生多重共線性問(wèn)題而影響參數(shù)估計(jì)結(jié)果。另一種是采用外生性分組回歸方法，對(duì)核心變量人為進(jìn)行區(qū)間劃分并依此將樣本分成若干子樣本，然后針對(duì)子樣本進(jìn)行分組回歸，對(duì)分組回歸估計(jì)系數(shù)的差異進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，但檢驗(yàn)結(jié)果對(duì)人為分組的劃分標(biāo)準(zhǔn)較為敏感。面板門(mén)檻回歸模型可自動(dòng)搜索結(jié)構(gòu)變化點(diǎn)，也不需要預(yù)先設(shè)定回歸方程形式，從而能夠克服傳統(tǒng)方法的局限性。因此，本節(jié)借鑒HANSEN(1999)[27]提出的面板門(mén)檻回歸方法，實(shí)證檢驗(yàn)區(qū)域一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的異質(zhì)性影響。構(gòu)建單一門(mén)檻模型如式(6)：

enit=μi+β1aiitI(qit≤θ)+β2aiitI(θ

(6)

其中，enit為因變量即城市環(huán)境質(zhì)量，qit為門(mén)檻變量，設(shè)定待檢驗(yàn)的門(mén)檻變量為城市金融發(fā)展水平(fin)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(ind)和產(chǎn)業(yè)集聚(ia)，aiit為門(mén)檻依賴(lài)變量，I(·)為指示性函數(shù)，Zit為一組控制變量，θ為待估的門(mén)檻值，εit為服從獨(dú)立同分布的隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)變量定義及測(cè)度

城市環(huán)境質(zhì)量(en)用綜合指數(shù)表示，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)建綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，其中，工業(yè)污染治理包含單位工業(yè)增加值二氧化硫排放量、單位工業(yè)增加值工業(yè)廢水排放量、單位工業(yè)增加值煙塵排放量和工業(yè)固體廢物綜合利用率，生活污染治理包含城鎮(zhèn)生活污水處理率和生活垃圾無(wú)害化處理率，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，先用極差變換法將逆向指標(biāo)進(jìn)行正向化處理，運(yùn)用全局熵權(quán)法對(duì)評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行賦權(quán)，最后計(jì)算出長(zhǎng)三角城市環(huán)境質(zhì)量指數(shù)。

核心解釋變量為區(qū)域一體化，實(shí)證研究中有關(guān)區(qū)域一體化的度量大體有兩類(lèi)方法，一類(lèi)是從政治、經(jīng)濟(jì)、制度、生態(tài)、社會(huì)等多維度構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，對(duì)區(qū)域一體化水平進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)[28]；另一類(lèi)是用區(qū)域市場(chǎng)一體化來(lái)表征區(qū)域一體化水平，市場(chǎng)一體化反映了商品與資本、勞動(dòng)力、技術(shù)等生產(chǎn)要素在不同地區(qū)之間自由流動(dòng)的程度及其動(dòng)態(tài)發(fā)展過(guò)程，由于市場(chǎng)一體化的對(duì)立面就是市場(chǎng)分割，因此，一些文獻(xiàn)用市場(chǎng)分割指數(shù)來(lái)反映區(qū)域市場(chǎng)一體化水平[29]?？紤]到市場(chǎng)一體化是長(zhǎng)三角區(qū)域一體化發(fā)展的客觀基礎(chǔ)和內(nèi)在要求，《中共中央國(guó)務(wù)院關(guān)于加快建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)的意見(jiàn)》也明確提出長(zhǎng)三角等區(qū)域要優(yōu)先開(kāi)展區(qū)域市場(chǎng)一體化建設(shè)工作，積極總結(jié)并復(fù)制推廣典型經(jīng)驗(yàn)和做法，因此，本文用區(qū)域市場(chǎng)一體化指數(shù)來(lái)衡量區(qū)域一體化水平，基于PARSLEY 和 WEI(2001)提出的相對(duì)價(jià)格法[30]，從商品市場(chǎng)一體化、資本市場(chǎng)一體化和勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化三個(gè)維度進(jìn)行測(cè)算，取三個(gè)細(xì)分市場(chǎng)一體化指數(shù)的算術(shù)平均數(shù)作為市場(chǎng)一體化綜合指數(shù)(ai)。選取食品、衣著、家庭設(shè)備用品及服務(wù)、醫(yī)療保健和個(gè)人用品、交通和通信、娛樂(lè)教育文化、居住等7類(lèi)商品的消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)測(cè)算商品市場(chǎng)一體化指數(shù)(ci)；勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)(li)采用長(zhǎng)三角城市職工平均工資來(lái)進(jìn)行測(cè)算；由于地級(jí)城市層面缺少可直接使用的資本價(jià)格指標(biāo)數(shù)據(jù)，借鑒白俊紅和劉宇英(2018)的做法，基于C-D生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)資本要素彈性并結(jié)合資本生產(chǎn)率計(jì)算資本邊際產(chǎn)出[31]，最后估算資本市場(chǎng)一體化指數(shù)(ki)。

門(mén)檻變量有三個(gè)：①產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(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。②金融發(fā)展水平(fin)，用城市金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示。③產(chǎn)業(yè)集聚(ia)，用各市工業(yè)增加值占長(zhǎng)三角工業(yè)增加值總額的百分比表示。

控制變量包括：①城市交通基礎(chǔ)設(shè)施(infr)，用路網(wǎng)密度即城市公路里程數(shù)與土地面積的比值表示。②人口密度(pdn)，用城市年末總?cè)丝跀?shù)與土地面積之比表示。③環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度(er)，借鑒陳詩(shī)一和陳登科(2018)[32]的做法，以地方政府工作報(bào)告中與環(huán)境相關(guān)詞匯出現(xiàn)頻數(shù)所占比重來(lái)測(cè)量。④技術(shù)創(chuàng)新(inno)，用各城市當(dāng)年專(zhuān)利授權(quán)量與從業(yè)人口數(shù)的比值表示，專(zhuān)利授權(quán)量是指報(bào)告期內(nèi)各城市發(fā)明專(zhuān)利、實(shí)用新穎專(zhuān)利和外觀設(shè)計(jì)專(zhuān)利三種專(zhuān)利授權(quán)數(shù)之和。⑤經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平(fdi)，用城市當(dāng)年實(shí)際利用外資額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比值表示。⑥市場(chǎng)化水平(mkt)，借鑒孫作人等(2021)[33]和樊綱等(2003)[34]使用的方法構(gòu)建城市市場(chǎng)化指數(shù)。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源與描述性統(tǒng)計(jì)分析

測(cè)量上述變量所需要的指標(biāo)數(shù)據(jù)主要從國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和EPS數(shù)據(jù)庫(kù)中提取并進(jìn)行整理，極少數(shù)缺失數(shù)據(jù)依據(jù)長(zhǎng)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，2003—2019年長(zhǎng)三角城市各變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表1所示。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果

為了更為直觀地考察長(zhǎng)三角城市環(huán)境質(zhì)量與市場(chǎng)一體化水平之間的動(dòng)態(tài)變化關(guān)系，圖1描繪了長(zhǎng)三角城市環(huán)境質(zhì)量與市場(chǎng)一體化指數(shù)以及長(zhǎng)三角城市環(huán)境質(zhì)量與三個(gè)子市場(chǎng)一體化指數(shù)之間關(guān)系的散點(diǎn)圖，從圖1中可以看出，隨著市場(chǎng)一體化水平提高，城市環(huán)境質(zhì)量也在提升，商品市場(chǎng)一體化、資本市場(chǎng)一體化和勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化三個(gè)子市場(chǎng)一體化指數(shù)與城市環(huán)境質(zhì)量大體上也呈現(xiàn)出這種正相關(guān)關(guān)系，下文將對(duì)此關(guān)系做進(jìn)一步驗(yàn)證。

圖1 長(zhǎng)三角城市環(huán)境與市場(chǎng)一體化的散點(diǎn)圖

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)模型主要有固定效應(yīng)(FE)和隨機(jī)效應(yīng)(RE)模型，為減少內(nèi)生性問(wèn)題的潛在影響，本文采用同時(shí)控制年度固定效應(yīng)和城市固定效應(yīng)的雙向固定效應(yīng)模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表2報(bào)告了基于雙向固定效應(yīng)模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，為了觀察回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，選擇將核心變量逐一加入的回歸方式，從回歸結(jié)果來(lái)看，隨著核心變量的不斷加入，回歸方程的R2在增加，表明方程整體解釋力在增強(qiáng)，在一定程度上表明模型中核心變量的選擇具有一定合理性。同時(shí)，隨著更多控制變量的加入，模型中核心解釋變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果及其顯著性并沒(méi)有發(fā)生重大變化，在一定程度上表明實(shí)證研究結(jié)論具有穩(wěn)定性?；貧w結(jié)果表明，長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量有顯著的正向影響作用，產(chǎn)業(yè)集聚、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、金融發(fā)展水平和城市交通基礎(chǔ)設(shè)施等對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量有顯著促進(jìn)作用，但人口密度和經(jīng)濟(jì)開(kāi)放水平等對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的影響不顯著。

表2 基于雙向固定效應(yīng)模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

三個(gè)子市場(chǎng)一體化指數(shù)對(duì)城市環(huán)境的回歸結(jié)果如表3所示，從中可以發(fā)現(xiàn)，商品市場(chǎng)一體化指數(shù)(ci)和資本市場(chǎng)一體化指數(shù)(ki)的回歸系數(shù)值均顯著為正，但勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)(li)的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著，表明長(zhǎng)三角商品市場(chǎng)一體化和資本市場(chǎng)一體化顯著促進(jìn)了城市環(huán)境質(zhì)量提升，但勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的影響作用尚不顯著；最后將三個(gè)子市場(chǎng)一體化指數(shù)一起納入計(jì)量模型，模型中核心變量的回歸結(jié)果并沒(méi)有發(fā)生顯著變化，模型中其他變量的回歸結(jié)果與表2中的參數(shù)估計(jì)結(jié)果也基本保持一致，進(jìn)一步表明基準(zhǔn)計(jì)量模型設(shè)定比較合理。

表3 三個(gè)子市場(chǎng)一體化指數(shù)回歸結(jié)果

(二)內(nèi)生性問(wèn)題

在上述基準(zhǔn)模型回歸分析中，沒(méi)有考慮長(zhǎng)三角城市環(huán)境與市場(chǎng)一體化可能存在互相影響的雙向因果關(guān)系，即市場(chǎng)一體化促進(jìn)了城市環(huán)境質(zhì)量提升，但城市環(huán)境治理也可能反向推進(jìn)市場(chǎng)一體化發(fā)展，因此，計(jì)量模型可能存在被解釋變量與解釋變量互為因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，鑒于此，下面分別采用工具變量法和動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)以緩解內(nèi)生性問(wèn)題。

1. 工具變量法

內(nèi)生性產(chǎn)生的根本原因是自變量與擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，解決內(nèi)生性問(wèn)題的基本邏輯是把內(nèi)生變量分成兩個(gè)部分，即一部分與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，另一部分與擾動(dòng)項(xiàng)相關(guān)，借用工具變量將與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)的那一部分分離出來(lái)。一個(gè)有效的工具變量需要同時(shí)滿足相關(guān)性和外生性要求，即工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)但與擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)。由于擾動(dòng)項(xiàng)不可觀測(cè)，尋找一個(gè)嚴(yán)格意義上與擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)關(guān)卻與內(nèi)生變量高度相關(guān)的工具變量并不容易，理論上而言，內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)可以作為工具變量，因?yàn)閮?nèi)生變量的滯后項(xiàng)與當(dāng)期內(nèi)生變量在時(shí)間上有高度相關(guān)性，但與當(dāng)期擾動(dòng)項(xiàng)不相關(guān)，能同時(shí)滿足工具變量的相關(guān)性和外生性要求。下面使用兩階段最小二乘法(2SLS)進(jìn)行一致性估計(jì)，第一階段先用內(nèi)生解釋變量對(duì)工具變量進(jìn)行回歸，模型中同時(shí)包含其他外生解釋變量和控制變量，從而得到內(nèi)生解釋變量的擬合值，再用被解釋變量對(duì)第一階段回歸得到的內(nèi)生變量擬合值進(jìn)行回歸，從而得到一致估計(jì)量，工具變量回歸結(jié)果如表4和表5所示。

表4 工具變量回歸結(jié)果(Ⅰ)

表5 工具變量回歸結(jié)果(Ⅱ)

表4和表5列出了市場(chǎng)一體化綜合指數(shù)(ai)以及商品市場(chǎng)一體化指數(shù)(ci)、資本市場(chǎng)一體化指數(shù)(ki)和勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)(li)的兩階段回歸結(jié)果，并提供了工具變量有效性檢驗(yàn)結(jié)果。首先看第一階段回歸的F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)，第一階段回歸的F值均顯著大于經(jīng)驗(yàn)值10，說(shuō)明不存在弱工具變量。K-P rk LM統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)均在1%水平上顯示拒絕工具變量識(shí)別不足的原假設(shè)，表明工具變量是可識(shí)別的；C-D Wald F統(tǒng)計(jì)量值均大于Stock-Yogo 弱工具變量識(shí)別F檢驗(yàn)在10%水平上的臨界值16.38，因此拒絕弱工具變量的原假設(shè)。綜合上述檢驗(yàn)結(jié)果，認(rèn)為本文所選取的工具變量是可靠的。從系數(shù)估計(jì)結(jié)果來(lái)看，在第一階段回歸中，內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)都在1%水平上與內(nèi)生變量的當(dāng)期值顯著正相關(guān)，表明使用內(nèi)生變量的滯后項(xiàng)作為工具變量能滿足相關(guān)性要求。在第二階段回歸中，內(nèi)生變量的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，表明在考慮了內(nèi)生性問(wèn)題之后，所得結(jié)論與基準(zhǔn)回歸結(jié)論基本一致，說(shuō)明研究結(jié)論較為可靠。

2.動(dòng)態(tài)面板模型

采用動(dòng)態(tài)面板模型估計(jì)可以緩解內(nèi)生性問(wèn)題，同時(shí)也可以檢驗(yàn)城市環(huán)境是否具有時(shí)間滯后性和依賴(lài)性，動(dòng)態(tài)面板模型構(gòu)建如式(7)：

+νt+εit

(7)

相對(duì)差分GMM方法而言，系統(tǒng)GMM將水平方程和差分方程作為一個(gè)方程系統(tǒng)進(jìn)行估計(jì)，更具有效率?；趦刹较到y(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果如表6所示，環(huán)境質(zhì)量的滯后項(xiàng)系數(shù)在1%顯著性水平上顯著，表明環(huán)境質(zhì)量具有顯著的時(shí)間依賴(lài)性和歷史累積性。市場(chǎng)一體化綜合指數(shù)的系數(shù)估計(jì)值仍然顯著為正，商品市場(chǎng)一體化指數(shù)在10%顯著水平上顯著為正，資本市場(chǎng)一體化指數(shù)與勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化指數(shù)對(duì)環(huán)境治理有正向影響但不顯著。Sargan檢驗(yàn)和Hansen檢驗(yàn)結(jié)果均不顯著，接受所有工具變量都是外生的的原假設(shè)；AR(1)檢驗(yàn)的P值均遠(yuǎn)小于0.01，說(shuō)明一階序列高度相關(guān)，AR(2)檢驗(yàn)的P值均大于0.1，表明殘差二階序列高度不相關(guān)，符合系統(tǒng)GMM估計(jì)的要求。

表6 基于系統(tǒng)GMM的動(dòng)態(tài)面板模型回歸結(jié)果

(三)門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)

1.門(mén)檻效應(yīng)存在性檢驗(yàn)及門(mén)檻值估計(jì)

門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)和門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果如表7所示，從表中可以看出，金融發(fā)展水平(fin)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(ind)和產(chǎn)業(yè)集聚(ia)這幾個(gè)門(mén)檻變量的一重門(mén)檻效應(yīng)和雙重門(mén)檻效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果都是顯著的，但三重門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果均不顯著，因此，這三個(gè)門(mén)檻變量均存在雙重門(mén)檻值。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(ind)的雙重門(mén)檻估計(jì)值分別為0.714和0.774，產(chǎn)業(yè)集聚(ia)的雙重門(mén)檻估計(jì)值分別為0.447和0.597，金融發(fā)展水平(fin)的雙重門(mén)檻估計(jì)值分別為1.673和2.081。

表7 門(mén)檻效應(yīng)檢驗(yàn)和門(mén)檻值估計(jì)結(jié)果

為了更清晰地顯示門(mén)檻值估計(jì)和置信區(qū)間的構(gòu)造過(guò)程，繪制以上述三個(gè)變量為門(mén)檻變量的似然比函數(shù)圖，如圖2所示，圖中水平虛線代表似然比統(tǒng)計(jì)量LR在5%顯著性水平下的臨界值7.35，似然比統(tǒng)計(jì)量LR值均小于5%顯著性水平下的臨界值，處于原假設(shè)接受域內(nèi)，說(shuō)明門(mén)檻回歸的門(mén)檻值等同實(shí)際門(mén)檻值，這與前面的顯著性檢驗(yàn)結(jié)果相一致。

圖2 雙門(mén)檻估計(jì)值及95%的置信區(qū)間

2.面板門(mén)檻模型回歸結(jié)果分析

在通過(guò)門(mén)檻效應(yīng)存在性以及門(mén)檻值真實(shí)性檢驗(yàn)后，利用面板門(mén)檻模型進(jìn)行回歸分析，門(mén)檻回歸模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果如表8所示。

表8 門(mén)檻回歸模型參數(shù)估計(jì)結(jié)果

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為門(mén)檻變量的模型回歸結(jié)果來(lái)看，長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的影響存在顯著的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)雙門(mén)檻效應(yīng)。當(dāng)?shù)谌a(chǎn)業(yè)增加值與第二產(chǎn)業(yè)增加的比值小于0.714時(shí)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)抑制了長(zhǎng)三角一體化的環(huán)境效應(yīng)，這可能是因?yàn)樵诋a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的早期，由于第三產(chǎn)業(yè)不夠發(fā)達(dá)，以勞動(dòng)密集型服務(wù)業(yè)為主，且工業(yè)所占比重依然較大，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)抑制了市場(chǎng)一體化的環(huán)境效應(yīng)。但是，當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)超過(guò)這一門(mén)檻值后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)會(huì)顯著增強(qiáng)市場(chǎng)一體化的環(huán)境治理效應(yīng)，并且當(dāng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)超過(guò)第二門(mén)檻值后，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)促進(jìn)市場(chǎng)一體化的環(huán)境提升效應(yīng)更強(qiáng)。

從工業(yè)集聚為門(mén)檻變量的模型回歸結(jié)果來(lái)看，在工業(yè)集聚的初始階段，工業(yè)集聚對(duì)市場(chǎng)一體化的環(huán)境效應(yīng)具有抑制作用，只是在工業(yè)集聚未達(dá)到第一門(mén)檻值時(shí)，這種抑制作用還不顯著，這可能是因?yàn)樵缙诠I(yè)集聚以低技術(shù)加工業(yè)為主，產(chǎn)業(yè)規(guī)模經(jīng)濟(jì)和協(xié)作水平不高；但當(dāng)工業(yè)集聚超過(guò)第一門(mén)檻值以后，市場(chǎng)一體化的環(huán)境效應(yīng)由負(fù)轉(zhuǎn)正，且隨著工業(yè)集聚水平的進(jìn)一步提高，工業(yè)集聚對(duì)環(huán)境質(zhì)量提升發(fā)揮更大的規(guī)模效應(yīng)和集聚效應(yīng)，推動(dòng)市場(chǎng)一體化的環(huán)境提升效應(yīng)不斷增強(qiáng)。

從金融發(fā)展水平為門(mén)檻變量的模型回歸結(jié)果來(lái)看，在金融發(fā)展水平較低時(shí)，由于環(huán)保具有顯著的外部性和空間溢出性特征，企業(yè)將有限的金融資源用于環(huán)保領(lǐng)域的內(nèi)生動(dòng)力不足，金融資源投資于環(huán)保領(lǐng)域的比重偏低，金融發(fā)展對(duì)市場(chǎng)一體化的環(huán)境治理效應(yīng)的促進(jìn)作用較弱；但是，隨著金融發(fā)展水平的進(jìn)一步提高，生態(tài)一體化建設(shè)得到更多的金融支持，金融發(fā)展對(duì)市場(chǎng)一體化的環(huán)境治理效應(yīng)得到加強(qiáng)，并且在1%水平上顯著。

由此可見(jiàn)，在長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化的環(huán)境影響機(jī)制中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、產(chǎn)業(yè)集聚和金融發(fā)展均呈現(xiàn)出了顯著的門(mén)檻效應(yīng)特征，當(dāng)超過(guò)了第一門(mén)檻值時(shí)，其門(mén)檻效應(yīng)均為正值并呈現(xiàn)出不斷加強(qiáng)的趨勢(shì)。因此，伴隨長(zhǎng)三角統(tǒng)一大市場(chǎng)的建設(shè)和完善，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、產(chǎn)業(yè)集聚和金融發(fā)展成為長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化促進(jìn)城市環(huán)境質(zhì)量提升的三條重要渠道，但需要引起注意的是，在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的早期和產(chǎn)業(yè)集聚水平較低時(shí)，要注意防范和緩解市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的負(fù)面影響。

五、研究結(jié)論與政策啟示

加快長(zhǎng)三角統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)，促進(jìn)城市環(huán)境治理，是實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)三角高質(zhì)量一體化發(fā)展的重要路徑和必然要求。本文利用長(zhǎng)三角全域41個(gè)地級(jí)以上城市面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的影響效應(yīng)，研究結(jié)果顯示，長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量有顯著的促進(jìn)作用，其中，資本市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的促進(jìn)作用最強(qiáng)，其次是商品市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的促進(jìn)作用，勞動(dòng)力市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的促進(jìn)作用尚不顯著，在運(yùn)用工具變量法和動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型處理潛在的內(nèi)生性問(wèn)題后，此結(jié)論依然成立。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、產(chǎn)業(yè)集聚和金融發(fā)展在長(zhǎng)三角市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境的影響中呈現(xiàn)出顯著的門(mén)檻特征，其中，金融發(fā)展具有不斷遞增的正向門(mén)檻效應(yīng)特征，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、產(chǎn)業(yè)集聚顯示出先負(fù)后正的門(mén)檻效應(yīng)特征，即在沒(méi)有超過(guò)第一門(mén)檻值時(shí)不利于城市環(huán)境質(zhì)量改進(jìn)，超過(guò)第一門(mén)檻值后對(duì)環(huán)境質(zhì)量有顯著的促進(jìn)作用，且這種促進(jìn)作用隨著門(mén)檻值的提高而加強(qiáng)。

基于上述實(shí)證研究結(jié)論，可以得到以下幾點(diǎn)政策啟示：第一，要進(jìn)一步打破長(zhǎng)三角地區(qū)行政壁壘和市場(chǎng)分割，以市場(chǎng)一體化為核心，推進(jìn)長(zhǎng)三角統(tǒng)一大市場(chǎng)建設(shè)，深化要素市場(chǎng)一體化改革，尤其要推進(jìn)資本、人才、知識(shí)產(chǎn)權(quán)和技術(shù)等關(guān)鍵高級(jí)生產(chǎn)要素市場(chǎng)一體化體系建設(shè)，充分發(fā)揮長(zhǎng)三角統(tǒng)一大市場(chǎng)優(yōu)勢(shì)，利用市場(chǎng)一體化推進(jìn)城市環(huán)境質(zhì)量提升。第二，建立和完善長(zhǎng)三角地區(qū)金融合作框架，促進(jìn)金融要素有序流動(dòng)和金融資源高效配置，加強(qiáng)長(zhǎng)三角資本市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量提升的支持力度，尤其是要減少“銀政壁壘”對(duì)資本跨區(qū)域流動(dòng)的限制，更好發(fā)揮長(zhǎng)三角資本市場(chǎng)一體化對(duì)城市環(huán)境質(zhì)量的促進(jìn)作用。第三，考慮到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和產(chǎn)業(yè)集聚對(duì)市場(chǎng)一體化的環(huán)境治理效應(yīng)均有先負(fù)后正的門(mén)檻效應(yīng)特征，長(zhǎng)三角外圍城市和新進(jìn)城市在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)早期和產(chǎn)業(yè)集聚水平較低階段，需要防范和化解市場(chǎng)一體化可能帶來(lái)的城市環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)。