長三角一體化的環境影響及其門檻效應研究

周五七

(江南大學 商學院，江蘇 無錫 214122)

一、引言

黨的十八大以來，我國生態文明建設取得了歷史性成就，但生態環境保護結構性、根源性、趨勢性壓力尚未根本緩解。黨的二十大報告明確提出，要深入推進環境污染防治工作，站在人與自然和諧共生的高度謀劃發展，堅定不移走生產發展、生活富裕、生態良好的文明發展道路，實現中華民族永續發展。環境治理具有明顯的外部性特征，我國幅員遼闊，地區經濟發展差異大，地方政府在市場化取向改革中形成較為嚴重的公司化傾向和“行政區經濟”[1]，加劇了國內市場分割和碎片化環境治理。因此，需要突破地方行政邊界壁壘和市場分割限制，加快國內統一大市場建設，充分發揮國家級城市群在環境保護中的引領作用，在更大的空間尺度上實施生態環境聯防共治，方能促進區域經濟與生態環境保護協調發展。

我國先后實施京津冀協同發展、長江經濟帶發展、長三角區域一體化發展、粵港澳大灣區建設、黃河流域生態保護和高質量發展等區域重大發展戰略，對推進區域環境共治和經濟高質量發展發揮了重要的戰略引領作用。從我國區域發展現狀來看，京津冀、珠三角、長三角是我國經濟最發達的三大區域，不同于珠三角城市位于同一個省級行政區域內，也不同于京津冀較低的區域一體化水平，長三角區域一體化起步早，范圍廣，一體化發展水平較高。但是，隨著長三角一體化范圍不斷擴張，區域內部發展不平衡、不充分、不協調和資源環境承載力不足等瓶頸問題日益突出，嚴重制約了長三角一體化高質量發展。加快長三角統一大市場建設，以市場一體化為核心推進長三角區域一體化建設，促進長三角一體化與環境治理協同提升，是推進長三角更高質量一體化的關鍵路徑和必然要求。

2018年11月，習近平總書記在首屆中國國際進口博覽會上宣布，支持長三角區域一體化發展并上升為國家戰略。2019年10月，國務院批復設立長三角生態綠色一體化發展示范區。2019年12月，中共中央、國務院印發實施《長江三角洲區域生態環境共同保護規劃》。2022年3月，中共中央、國務院發布《關于加快建設全國統一大市場的意見》，鼓勵京津冀、長三角、粵港澳大灣區等區域，在維護全國統一大市場前提下，優先開展區域市場一體化建設工作，積極總結并復制推廣典型經驗和做法。在此背景下，總結評估長三角市場一體化進程及其環境治理效應，健全市場一體化與城市環境協同治理機制，對推進長三角高質量一體化發展有重要的現實意義。

二、文獻綜述

(一)區域一體化的環境影響機制

區域一體化會從多個方面影響到城市環境治理。首先，區域一體化有利于減少市場分割和市場扭曲，促進生產要素和商品在區域內自由流動，提高資源配置效率和能源利用效率。相關研究發現，勞動力和資本要素市場扭曲助推高污染企業發展，阻礙綠色技術進步，抑制能源效率改進，不利于綠色經濟增長[2]；地區市場分割使企業污染排放顯著增加，減少市場分割有利于發揮市場規模效應、技術進步效應和資源配置效應，促進企業污染排放下降[3]；市場分割會抑制環境福利績效提升[4]；針對長江經濟帶108個地級及以上城市的實證研究發現，市場分割與綠色全要素生產率之間形成倒U形關系[5]。

其次，區域一體化有利于破解地區之間產業結構同構、低水平重復建設和資源錯配等不合理現象，促進區域內產業轉移和產業空間分布格局重塑，帶動本地市場規模擴張和產業結構優化升級，從而有利于城市環境治理。張學良等(2021)的實證研究結果顯示，在開放經濟下，市場分割導致低效率企業過早以出口替代內銷，原因是為了規避國內市場分割導致交易成本提高，本土企業不得不尋求以低成本和低價格優勢增加出口，導致出口企業集中于全球價值鏈中低端環節，不利于產業結構升級和貿易結構優化[6]。陸銘和陳釗(2009)研究發現，市場分割導致對外貿易規模擴大，但不利于本地市場規模擴張[7]。強永昌和楊航英(2021)實證研究結果表明，市場一體化對產品出口質量有U形影響[8]。季永寶和豆建民(2018)實證研究表明，污染密集性產業轉移對轉出區環境全要素生產率有正向促進作用，對于污染密集性產業轉入區，環境全要素生產率與污染密集度之間則呈現倒U型變化關系[9]。

另外，區域一體化有利于促進區域內專業化分工和產業集聚，促進污染排放的空間集聚和集中治理，提高綠色創新水平和環境治理效率[10]。趙凡和羅良文(2022)研究認為，長江經濟帶制造業集聚與城市碳排放強度之間存在明顯的倒U形曲線關系[11]。但是，區域一體化也可能加快污染密集型產業轉移，加重經濟發展水平低和環境規制弱的城市環境污染，一些欠發達地方片面追求經濟增長，降低環境規制門檻，污染密集型產業轉移不利于當地環境治理[12]。陸立軍和陳丹波(2019)研究發現，區域一體化建設有利于促進政府間環境規制策略良性互動，使環境規制競爭由“競底效應”轉向“標尺效應”，從而促進區域環境協同治理水平提升[13]。

(二)區域一體化的環境影響效應

梳理相關實證研究文獻發現，從研究方法來看，有關長三角一體化的環境效應研究主要有兩支文獻。一支文獻是運用相對價格法或者綜合指標評價法測算區域一體化指數，再將其作為核心解釋變量納入動態面板回歸模型、空間計量模型等進行回歸分析，以驗證區域一體化的環境影響效應[14-16]；另一支文獻主要是將長三角區域一體化看作一項準自然實驗，運用雙重差分法、傾向得分匹配、合成控制法等方法評估區域一體化政策的環境影響效應[17-18]。

從研究結果來看，也可以區分為兩類不同的文獻，一類文獻研究認為區域一體化與環境污染之間存在倒U形曲線關系，比如，孫博文(2018)基于動態面板模型研究發現，二氧化硫排放、工業廢水排放與市場一體化水平均存在倒U形變化關系[14]；SHAO等(2019)研究發現，市場分割與二氧化碳排放之間存在U型曲線關系[19]；ZHANG 等(2020)使用空間動態杜賓模型和廣義空間兩階段最小二乘法研究發現，市場一體化和污染排放呈現倒U形曲線關系[15]。另一類文獻研究認為區域一體化對環境污染存在線性影響，黎文勇等(2018)運用空間計量研究發現區域一體化顯著促進碳排放效益提升[20]；呂越和張昊天(2021)利用企業合并微觀數據回歸發現，地區市場分割與企業污染排放顯著正相關[3]；徐斌等(2023)實證研究表明區域一體化顯著促進碳排放效率提升[16]。

為了克服傳統計量模型中潛在內生性問題，一些文獻基于準自然實驗設想，從城市群擴容視角評估區域一體化的環境治理效應。大部分學者研究認為區域一體化有效改善了地區環境污染，比如，張可(2018)利用工具變量法和雙重差分法研究發現，區域一體化顯著促進城市間污染排放強度收斂并有利于減排[21]；LI 和 LIN(2017)研究認為中國區域一體化對二氧化碳排放績效有顯著的正面影響[22]；陳鵬等(2022)使用PSM-DID方法，研究認為長三角區域一體化有效降低企業污染排放[18]；周沂等(2022)基于地理斷點回歸方法研究發現，區域一體化有顯著的減霾效應[23]。也有一些學者對此開展政策效應評估得出相反的研究結論，比如，趙領娣和徐樂(2019)利用合成控制法研究發現，長三角城市擴容顯著提高了工業廢水排放強度，對長三角城市整體上帶來了負面的環境影響效應[24]；盧洪友和張奔(2020)將長三角一體化視為一項準自然實驗，研究發現長三角城市群擴容推動環境污染由區域中心城市向區域外圍城市轉移，污染產業轉移導致區域整體環境污染水平提高[25]。

(三)總結性評述

基于上述分析，區域一體化對城市環境治理既有積極影響，也有不利影響，區域一體化的環境影響效應取決于上述因素的綜合作用，同時也與城市資源稟賦、產業結構等城市特征差異有關。受地方經濟發展水平、產業結構、資源稟賦等社會經濟條件的影響，區域一體化對城市環境治理的影響可能是非線性的，這些地區差異性因素在區域一體化的環境影響中可能起到門檻作用，受不同門檻條件的約束和影響，區域一體化對不同城市可能產生異質性環境影響。

近些年來，伴隨長三角一體化水平不斷提升，長三角城市在推進生態環境一體化治理中開展了大量有益探索，長三角一體化的環境影響效應引發關注，但長三角城市在金融發展水平、產業結構、經濟集聚等方面也存在較大差異，長三角一體化對不同城市環境質量提升是否存在異質性影響，也需要進行實證檢驗和理論解釋。因此，本文擬借鑒張建鵬和陳詩一(2021)等相關文獻的研究思路[26]，運用相對價格法測算長三角城市市場一體化指數，構建計量模型實證檢驗長三角一體化的環境影響效應，同時運用面板門檻回歸模型，驗證經濟集聚、產業結構升級和金融發展等城市特征因素的門檻效應。

三、模型、方法與數據

(一)模型與方法

首先建立基準回歸模型，檢驗長三角一體化對城市環境的影響效應，模型構建如式(1)：

(1)

其中，i和t表示城市和年份；被解釋變量en為城市環境質量指數；核心解釋變量ai為長三角一體化綜合指數，從商品市場一體化、資本市場一體化和勞動力市場一體化三個方面進行綜合測算；X為門檻變量，包含城市金融發展水平(fin)、產業結構升級(ind)和產業集聚(ia)等，Z為一組控制變量，包括城市交通基礎設施(infr)、人口密度(pdn)、環境規制(er)、技術創新(inno)、經濟開放(fdi)、市場化指數(mkt)等；μi、vt、εit分別表示個體固定效應、時間固定效應和隨機擾動項。

為了進一步檢驗長三角商品市場一體化、資本市場一體化和勞動力市場一體化對城市環境的影響，同時構建城市環境質量與商品市場一體化指數、資本市場一體化指數和勞動力市場一體化指數的回歸模型如式(2)～(5)：

(2)

(3)

(4)

+μi+νt+εit

(5)

其中，ciit、kiit、liit分別表示長三角商品市場一體化指數、資本市場一體化指數和勞動力市場一體化指數。

在上述計量模型設定中，暗含假設區域一體化對城市環境質量的作用均是線性的，根據經驗觀察和相關文獻研究成果，區域一體化對城市環境質量可能存在非線性影響，需要進一步檢驗這種非線性影響的存在性。在實證研究中，對非線性關系的驗證研究通常有兩種做法：一種是在計量模型中引進平方項或高次項來檢驗非線性關系，由于模型中同一變量的一次項與平方項或高次項之間存在高度相關，因此產生多重共線性問題而影響參數估計結果。另一種是采用外生性分組回歸方法，對核心變量人為進行區間劃分并依此將樣本分成若干子樣本，然后針對子樣本進行分組回歸，對分組回歸估計系數的差異進行顯著性檢驗，但檢驗結果對人為分組的劃分標準較為敏感。面板門檻回歸模型可自動搜索結構變化點，也不需要預先設定回歸方程形式，從而能夠克服傳統方法的局限性。因此，本節借鑒HANSEN(1999)[27]提出的面板門檻回歸方法，實證檢驗區域一體化對城市環境質量的異質性影響。構建單一門檻模型如式(6)：

enit=μi+β1aiitI(qit≤θ)+β2aiitI(θ

(6)

其中，enit為因變量即城市環境質量，qit為門檻變量，設定待檢驗的門檻變量為城市金融發展水平(fin)、產業結構升級(ind)和產業集聚(ia)，aiit為門檻依賴變量，I(·)為指示性函數，Zit為一組控制變量，θ為待估的門檻值，εit為服從獨立同分布的隨機擾動項。

(二)變量定義及測度

城市環境質量(en)用綜合指數表示，從工業污染治理、生活污染治理和生態環境建設等三個維度構建綜合評價指標體系，其中，工業污染治理包含單位工業增加值二氧化硫排放量、單位工業增加值工業廢水排放量、單位工業增加值煙塵排放量和工業固體廢物綜合利用率，生活污染治理包含城鎮生活污水處理率和生活垃圾無害化處理率，生態環境建設包含人均公園綠地面積和建成區綠化覆蓋率，先用極差變換法將逆向指標進行正向化處理，運用全局熵權法對評價指標進行賦權，最后計算出長三角城市環境質量指數。

核心解釋變量為區域一體化，實證研究中有關區域一體化的度量大體有兩類方法，一類是從政治、經濟、制度、生態、社會等多維度構建綜合評價指標體系，對區域一體化水平進行綜合評價[28]；另一類是用區域市場一體化來表征區域一體化水平，市場一體化反映了商品與資本、勞動力、技術等生產要素在不同地區之間自由流動的程度及其動態發展過程，由于市場一體化的對立面就是市場分割，因此，一些文獻用市場分割指數來反映區域市場一體化水平[29]。考慮到市場一體化是長三角區域一體化發展的客觀基礎和內在要求，《中共中央國務院關于加快建設全國統一大市場的意見》也明確提出長三角等區域要優先開展區域市場一體化建設工作，積極總結并復制推廣典型經驗和做法，因此，本文用區域市場一體化指數來衡量區域一體化水平，基于PARSLEY 和 WEI(2001)提出的相對價格法[30]，從商品市場一體化、資本市場一體化和勞動力市場一體化三個維度進行測算，取三個細分市場一體化指數的算術平均數作為市場一體化綜合指數(ai)。選取食品、衣著、家庭設備用品及服務、醫療保健和個人用品、交通和通信、娛樂教育文化、居住等7類商品的消費價格指數來測算商品市場一體化指數(ci)；勞動力市場一體化指數(li)采用長三角城市職工平均工資來進行測算；由于地級城市層面缺少可直接使用的資本價格指標數據，借鑒白俊紅和劉宇英(2018)的做法，基于C-D生產函數估計資本要素彈性并結合資本生產率計算資本邊際產出[31]，最后估算資本市場一體化指數(ki)。

門檻變量有三個：①產業結構升級(ind)，用第三產業增加值與第二產業增加值之比表示。②金融發展水平(fin)，用城市金融機構年末存貸款余額占地區生產總值的比值表示。③產業集聚(ia)，用各市工業增加值占長三角工業增加值總額的百分比表示。

控制變量包括：①城市交通基礎設施(infr)，用路網密度即城市公路里程數與土地面積的比值表示。②人口密度(pdn)，用城市年末總人口數與土地面積之比表示。③環境規制強度(er)，借鑒陳詩一和陳登科(2018)[32]的做法，以地方政府工作報告中與環境相關詞匯出現頻數所占比重來測量。④技術創新(inno)，用各城市當年專利授權量與從業人口數的比值表示，專利授權量是指報告期內各城市發明專利、實用新穎專利和外觀設計專利三種專利授權數之和。⑤經濟開放水平(fdi)，用城市當年實際利用外資額占地區生產總值的比值表示。⑥市場化水平(mkt)，借鑒孫作人等(2021)[33]和樊綱等(2003)[34]使用的方法構建城市市場化指數。

(三)數據來源與描述性統計分析

測量上述變量所需要的指標數據主要從國泰安數據庫和EPS數據庫中提取并進行整理，極少數缺失數據依據長三角城市統計年鑒及其官方統計信息網站所發布的相關數據進行查漏補缺，2003—2019年長三角城市各變量的描述性統計分析結果如表1所示。

表1 變量的描述性統計分析結果

為了更為直觀地考察長三角城市環境質量與市場一體化水平之間的動態變化關系，圖1描繪了長三角城市環境質量與市場一體化指數以及長三角城市環境質量與三個子市場一體化指數之間關系的散點圖，從圖1中可以看出，隨著市場一體化水平提高，城市環境質量也在提升，商品市場一體化、資本市場一體化和勞動力市場一體化三個子市場一體化指數與城市環境質量大體上也呈現出這種正相關關系，下文將對此關系做進一步驗證。

圖1 長三角城市環境與市場一體化的散點圖

四、實證結果分析

(一)基準模型回歸結果

傳統的面板數據模型主要有固定效應(FE)和隨機效應(RE)模型，為減少內生性問題的潛在影響，本文采用同時控制年度固定效應和城市固定效應的雙向固定效應模型進行實證檢驗。表2報告了基于雙向固定效應模型的基準回歸結果，為了觀察回歸結果的穩健性，選擇將核心變量逐一加入的回歸方式，從回歸結果來看，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，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，隨著更多控制變量的加入，模型中核心解釋變量的系數估計結果及其顯著性并沒有發生重大變化，在一定程度上表明實證研究結論具有穩定性。回歸結果表明，長三角市場一體化對城市環境質量有顯著的正向影響作用，產業集聚、產業結構升級、金融發展水平和城市交通基礎設施等對城市環境質量有顯著促進作用，但人口密度和經濟開放水平等對城市環境質量的影響不顯著。

表2 基于雙向固定效應模型的基準回歸結果

三個子市場一體化指數對城市環境的回歸結果如表3所示，從中可以發現，商品市場一體化指數(ci)和資本市場一體化指數(ki)的回歸系數值均顯著為正，但勞動力市場一體化指數(li)的回歸系數為負但不顯著，表明長三角商品市場一體化和資本市場一體化顯著促進了城市環境質量提升，但勞動力市場一體化對城市環境質量的影響作用尚不顯著；最后將三個子市場一體化指數一起納入計量模型，模型中核心變量的回歸結果并沒有發生顯著變化，模型中其他變量的回歸結果與表2中的參數估計結果也基本保持一致，進一步表明基準計量模型設定比較合理。

表3 三個子市場一體化指數回歸結果

(二)內生性問題

在上述基準模型回歸分析中，沒有考慮長三角城市環境與市場一體化可能存在互相影響的雙向因果關系，即市場一體化促進了城市環境質量提升，但城市環境治理也可能反向推進市場一體化發展，因此，計量模型可能存在被解釋變量與解釋變量互為因果關系導致的內生性問題，鑒于此，下面分別采用工具變量法和動態面板模型估計以緩解內生性問題。

1. 工具變量法

內生性產生的根本原因是自變量與擾動項相關，解決內生性問題的基本邏輯是把內生變量分成兩個部分，即一部分與擾動項不相關，另一部分與擾動項相關，借用工具變量將與擾動項不相關的那一部分分離出來。一個有效的工具變量需要同時滿足相關性和外生性要求，即工具變量與內生解釋變量相關但與擾動項不相關。由于擾動項不可觀測，尋找一個嚴格意義上與擾動項無關卻與內生變量高度相關的工具變量并不容易，理論上而言，內生變量的滯后項可以作為工具變量，因為內生變量的滯后項與當期內生變量在時間上有高度相關性，但與當期擾動項不相關，能同時滿足工具變量的相關性和外生性要求。下面使用兩階段最小二乘法(2SLS)進行一致性估計，第一階段先用內生解釋變量對工具變量進行回歸，模型中同時包含其他外生解釋變量和控制變量，從而得到內生解釋變量的擬合值，再用被解釋變量對第一階段回歸得到的內生變量擬合值進行回歸，從而得到一致估計量，工具變量回歸結果如表4和表5所示。

表4 工具變量回歸結果(Ⅰ)

表5 工具變量回歸結果(Ⅱ)

表4和表5列出了市場一體化綜合指數(ai)以及商品市場一體化指數(ci)、資本市場一體化指數(ki)和勞動力市場一體化指數(li)的兩階段回歸結果，并提供了工具變量有效性檢驗結果。首先看第一階段回歸的F統計量檢驗，第一階段回歸的F值均顯著大于經驗值10，說明不存在弱工具變量。K-P rk LM統計量檢驗均在1%水平上顯示拒絕工具變量識別不足的原假設，表明工具變量是可識別的；C-D Wald F統計量值均大于Stock-Yogo 弱工具變量識別F檢驗在10%水平上的臨界值16.38，因此拒絕弱工具變量的原假設。綜合上述檢驗結果，認為本文所選取的工具變量是可靠的。從系數估計結果來看，在第一階段回歸中，內生變量的滯后項都在1%水平上與內生變量的當期值顯著正相關，表明使用內生變量的滯后項作為工具變量能滿足相關性要求。在第二階段回歸中，內生變量的估計系數均顯著為正，表明在考慮了內生性問題之后，所得結論與基準回歸結論基本一致，說明研究結論較為可靠。

2.動態面板模型

采用動態面板模型估計可以緩解內生性問題，同時也可以檢驗城市環境是否具有時間滯后性和依賴性，動態面板模型構建如式(7)：

+νt+εit

(7)

相對差分GMM方法而言，系統GMM將水平方程和差分方程作為一個方程系統進行估計，更具有效率。基于兩步系統GMM的估計結果如表6所示，環境質量的滯后項系數在1%顯著性水平上顯著，表明環境質量具有顯著的時間依賴性和歷史累積性。市場一體化綜合指數的系數估計值仍然顯著為正，商品市場一體化指數在10%顯著水平上顯著為正，資本市場一體化指數與勞動力市場一體化指數對環境治理有正向影響但不顯著。Sargan檢驗和Hansen檢驗結果均不顯著，接受所有工具變量都是外生的的原假設；AR(1)檢驗的P值均遠小于0.01，說明一階序列高度相關，AR(2)檢驗的P值均大于0.1，表明殘差二階序列高度不相關，符合系統GMM估計的要求。

表6 基于系統GMM的動態面板模型回歸結果

(三)門檻效應檢驗

1.門檻效應存在性檢驗及門檻值估計

門檻效應檢驗和門檻值估計結果如表7所示，從表中可以看出，金融發展水平(fin)、產業結構升級(ind)和產業集聚(ia)這幾個門檻變量的一重門檻效應和雙重門檻效應的檢驗結果都是顯著的，但三重門檻效應檢驗結果均不顯著，因此，這三個門檻變量均存在雙重門檻值。產業結構升級(ind)的雙重門檻估計值分別為0.714和0.774，產業集聚(ia)的雙重門檻估計值分別為0.447和0.597，金融發展水平(fin)的雙重門檻估計值分別為1.673和2.081。

表7 門檻效應檢驗和門檻值估計結果

為了更清晰地顯示門檻值估計和置信區間的構造過程，繪制以上述三個變量為門檻變量的似然比函數圖，如圖2所示，圖中水平虛線代表似然比統計量LR在5%顯著性水平下的臨界值7.35，似然比統計量LR值均小于5%顯著性水平下的臨界值，處于原假設接受域內，說明門檻回歸的門檻值等同實際門檻值，這與前面的顯著性檢驗結果相一致。

圖2 雙門檻估計值及95%的置信區間

2.面板門檻模型回歸結果分析

在通過門檻效應存在性以及門檻值真實性檢驗后，利用面板門檻模型進行回歸分析，門檻回歸模型參數估計結果如表8所示。

表8 門檻回歸模型參數估計結果

從產業結構為門檻變量的模型回歸結果來看，長三角市場一體化對城市環境質量的影響存在顯著的產業結構升級雙門檻效應。當第三產業增加值與第二產業增加的比值小于0.714時，產業結構升級抑制了長三角一體化的環境效應，這可能是因為在產業結構升級的早期，由于第三產業不夠發達，以勞動密集型服務業為主，且工業所占比重依然較大，產業結構升級抑制了市場一體化的環境效應。但是，當產業結構升級超過這一門檻值后，產業結構升級會顯著增強市場一體化的環境治理效應，并且當產業結構升級超過第二門檻值后，產業結構升級促進市場一體化的環境提升效應更強。

從工業集聚為門檻變量的模型回歸結果來看，在工業集聚的初始階段，工業集聚對市場一體化的環境效應具有抑制作用，只是在工業集聚未達到第一門檻值時，這種抑制作用還不顯著，這可能是因為早期工業集聚以低技術加工業為主，產業規模經濟和協作水平不高；但當工業集聚超過第一門檻值以后，市場一體化的環境效應由負轉正，且隨著工業集聚水平的進一步提高，工業集聚對環境質量提升發揮更大的規模效應和集聚效應，推動市場一體化的環境提升效應不斷增強。

從金融發展水平為門檻變量的模型回歸結果來看，在金融發展水平較低時，由于環保具有顯著的外部性和空間溢出性特征，企業將有限的金融資源用于環保領域的內生動力不足，金融資源投資于環保領域的比重偏低，金融發展對市場一體化的環境治理效應的促進作用較弱；但是，隨著金融發展水平的進一步提高，生態一體化建設得到更多的金融支持，金融發展對市場一體化的環境治理效應得到加強，并且在1%水平上顯著。

由此可見，在長三角市場一體化的環境影響機制中，產業結構升級、產業集聚和金融發展均呈現出了顯著的門檻效應特征，當超過了第一門檻值時，其門檻效應均為正值并呈現出不斷加強的趨勢。因此，伴隨長三角統一大市場的建設和完善，產業結構升級、產業集聚和金融發展成為長三角市場一體化促進城市環境質量提升的三條重要渠道，但需要引起注意的是，在產業結構升級的早期和產業集聚水平較低時，要注意防范和緩解市場一體化對城市環境質量的負面影響。

五、研究結論與政策啟示

加快長三角統一大市場建設，促進城市環境治理，是實現長三角高質量一體化發展的重要路徑和必然要求。本文利用長三角全域41個地級以上城市面板數據，實證檢驗長三角市場一體化對城市環境質量的影響效應，研究結果顯示，長三角市場一體化對城市環境質量有顯著的促進作用，其中，資本市場一體化對城市環境質量的促進作用最強，其次是商品市場一體化對城市環境質量的促進作用，勞動力市場一體化對城市環境質量的促進作用尚不顯著，在運用工具變量法和動態面板數據模型處理潛在的內生性問題后，此結論依然成立。產業結構升級、產業集聚和金融發展在長三角市場一體化對城市環境的影響中呈現出顯著的門檻特征，其中，金融發展具有不斷遞增的正向門檻效應特征，產業結構升級、產業集聚顯示出先負后正的門檻效應特征，即在沒有超過第一門檻值時不利于城市環境質量改進，超過第一門檻值后對環境質量有顯著的促進作用，且這種促進作用隨著門檻值的提高而加強。

基于上述實證研究結論，可以得到以下幾點政策啟示：第一，要進一步打破長三角地區行政壁壘和市場分割，以市場一體化為核心，推進長三角統一大市場建設，深化要素市場一體化改革，尤其要推進資本、人才、知識產權和技術等關鍵高級生產要素市場一體化體系建設，充分發揮長三角統一大市場優勢，利用市場一體化推進城市環境質量提升。第二，建立和完善長三角地區金融合作框架，促進金融要素有序流動和金融資源高效配置，加強長三角資本市場一體化對城市環境質量提升的支持力度，尤其是要減少“銀政壁壘”對資本跨區域流動的限制，更好發揮長三角資本市場一體化對城市環境質量的促進作用。第三，考慮到產業結構升級和產業集聚對市場一體化的環境治理效應均有先負后正的門檻效應特征，長三角外圍城市和新進城市在產業結構升級早期和產業集聚水平較低階段，需要防范和化解市場一體化可能帶來的城市環境風險。