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摘要如何减少经济增长中的污染排放是中国新时期面临的重要任务。就区域角度来说，理论上存在技术引致的降低污染和排污产业转移的降低污染，后者尤其需要引起警示。同时，实现中国区域协调发展中，城市群的作用日渐突出，以城市群扩容的区域一体化合作方式成为区域经济协调发展的重要政策工具。尽管已有研究表明城市群扩容的区域一体化显著促进了城市经济共同增长，但在环境治理层面上，是否也会带来污染转移而影响不同地区的经济高质量发展，还缺乏有效的实证研究。本文以长三角城市群扩容的“准自然实验”为考察对象，首先通过理论模型提出政府之间推进区域一体化合作导致污染转移的理论机理，随后采用2003—2015年中国地级以上城市数据，通过双重差分（DID）方法对扩容带来的污染排放变化进行了实证检验。研究发现，通过城市群扩容的区域一体化具有显著的减排效应：从总量上看，污染排放通过原位城市向外围新加入城市转移，显著降低原位城市排污水平的同时，新加入城市的污染排放增加了;从结构上看，在降低原位城市污染密集度的同时并未增加新加入城市的排污密度，因而有利于新加入城市的经济规模总量上升;从整体上看，区域一体化合作显著带动了城市群的减排效应，有利于提高城市群经济发展的整体质量。本文研究结论的重要意义在于：通过地方政府一体化合作推动中国区域经济协调发展过程中，不仅要关注经济层面的合作，更要强调污染排放的协同治理与绿色发展合作，从而实现经济与环境的双赢效果。
關键词区域一体化;城市群扩容;污染转移效应;绿色发展
中图分类号F290
文献标识码A文章编号1002-2104（2019）06-0118-12DOI：10.12062/cpre.20190327
长期以来，中国实现高速经济增长的同时也带来了严重的环境污染，中共十九大指出，要加大生态环境保护，建设人与自然和谐共生的生态文明。因此，如何治理经济增长中的污染排放是新时代提高经济发展质量的重要使命。中国幅员辽阔，地区差异很大，其降低污染排放的具体政策必然要落实到以地区为空间单元的分块治理。这在理论上带来两种可能的治污后果：通过技术创新使污染排放降低和污染排放在区域间转移，前者是有效的治污机制，而后者在宏观上并没有降低污染，但当前在经济发展不均衡的地区间推进政府一体化合作又为后者的发生提供了可能性。当地方政府展开一体化合作，区域市场逐渐从分割走向整合，生产要素也随之以更低的成本流动，如果地方政府对增长和污染治理的偏好不一致，将很有可能导致污染排放的转移。那么，在中国区域一体化合作中是否真的带来污染转移？对不同发展水平地区有什么差异？其中的转移机制又有什么特征？回答这些问题对于中国环境污染治理和区域协调发展具有重要的现实意义。
1文献综述
中国是一个发展中的大国，长期以来，各区域之间由于地理条件和资源禀赋上的巨大差异使得地区经济发展水平长期存在较大不平衡（党的十九大会议上，习近平总书记做出全新判断：进入中国特色社会主义新时代，中国社会主要矛盾已经转化为“人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”，因此，如何解决中国经济发展中的区域不平衡问题值得深入研究和广泛探讨）。区域一体化通过地方之间的政府合作，有效降低要素流动和商品流动的行政壁垒，促进产业资源的空间配置和整合，对协调区域经济发展和挖掘经济增长潜力具有重要作用（本文的区域一体化均指经济一体化，即消除人为阻碍经济有效运行的因素，通过相互协作和统一，将多个单独的经济体整合为一个大的经济体，使商品和要素在这个大经济体内趋于自由流动）。近年来，随着新型城市化发展战略的实施，城市群内部政府合作不断深化，以城市群为空间载体的一体化建设越来越引发学者们的关注。区域一体化有不同的方式，借助于城市群扩容是区域一体化的重要方式。1997年成立的长三角城市经济协调会，对降低该地区市场分割起到了显著作用[1]。2010年3月长三角城市群的扩容是对区域一体化在空间上扩张的典型实践（长三角城市群的原位16个城市分别为：上海、苏州、无锡、常州、南通、杭州、嘉兴、湖州、宁波、绍兴、舟山、扬州、南京、镇江、泰州和台州。2010年3月，长三角城市经济协调会第十次市长联席会议宣布，协调会员由此前的16个城市增至22个，吸收了盐城、淮安、金华、衢州、合肥和马鞍山6个城市，标志着长三角核心城市群的扩容），对中国其他地区一体化推进和城市群建设具有“示范先行区”和“实践试验田”的作用（珠三角城市群也在积极谋求扩容，《广东省新型城镇化规划（2014—2020年）》提出，要促进环珠三角地区外围城市融入珠三角地区，形成“广佛肇+清远、云浮”、“珠中江+阳江”、“深莞惠+汕尾、河源”的三大组合型新型大都市圈）。已有研究发现，长三角城市群扩容显著促进了新加入城市和原位城市的经济增长或效率提高[2-3]，而且对新加入城市经济增长的影响更大[3]，这一证据表明了在现有城市群的基础上，通过将周边城市纳入进行扩容，使之在更大范围内实现区域经济一体化，可以让更多地区分享更广泛的一体化红利。因此，对于目前潜在的新加入城市来说，这一红利可能带来了对融入大城市群的强烈激励，因为融入大城市群可能意味着积极的经济增长机遇。
然而，城市群扩容，机遇与挑战并存。对于高发展水平地区来说，为了提高当地的经济发展质量，实现产业结构升级，其转移出去的可能是那些污染强度大，生产负外部性明显的产业。而低发展水平地区由于把经济增长作为首要目标，可能承接了该部分的产业转移。因此，对于低发展水平地区来说，融入大经济区或城市群，在获得产业转移和经济分工红利的同时，也可能面临更大的生态环境挑战。目前，中国经济面临着由高速增长向高质量发展的历史转变时期，高质量发展，除了要保持必要经济增长速度外，同时还要将增长方式由传统环境消耗型转向清洁绿色、可持续的高质量发展[4]。理论上，来自国际分工中的“污染避难所假说”（PollutionHavenHypothesis，PHH）表明，在推进国际经济一体化过程中，低发展水平地区可能面临高发展水平地区污染转移的威胁[5]。也就是说，当地区之间存在明显的经济发展水平差距时，由于对经济增长和环境污染的偏好程度不一致，因而转移产业可能是有选择性的，那些环境要求标准较低的后发地区就可能成为污染密集型产业的“污染避难所”[6-7]。由于经济发展水平差异导致的这一污染转移效应在世界发达国家与发展中国家之间已经得到许多文献的支持。然而，关于一国内部区域一体化如何影响地区污染排放，是否会带来污染排放的空间转移，以及是否改变了当地的排污密集度等问题还缺乏有力的证据和充分的研究。城市群扩容所推动的区域一体化是否带来污染转移而影响经济高质量增长？污染转移效应具有什么特征？是规模效应还是结构效应？这些问题的研究对后发地区融入一体化区域政策调整具有重要现实意义。 对于仍处于转型阶段的经济体制，在“晋升锦标赛”的理论假说下，地方政府有动力去促进当地的经济发展[8]，因而让中国地方政府更多扮演着一种发展型政府的角色[9-10]。工业部门的转移、集聚和扩散通常受到行政因素的影响，甚至可能通过行政手段对微观经济活动进行直接干预[11]，包括直接投资、税收减免、财政补贴、土地供给和信贷优惠等在内的干预行为，对要素流动、产业转移和升级等一系列经济结构产生重要影响[12]。从这一点来说，中国地方政府能够借助于区域一体化战略来推动区域市场一体化建设，从而对市场整合带来显著促进作用[13]。而随着近年来地方市场分割势力的弱化和政府合作的深入，地区间产业转移日益频繁，与之伴随的污染转移也逐渐倍受关注，比如豆建民和崔书会[14]采用价格指数法从宏观上构建国内市场一体化指数，进而验证发现一体化的提高能显著降低区域污染产业比重。另外还有从区域内部角度展开的研究，如由珠三角向粤北地区的污染型产业转移研究[15]，江苏省内由苏南向苏北的污染密集型产业转移研究[16]，长江三角洲地区的污染密集型产业由中心向外围扩散的研究[17]。其中，与本文研究最为接近的是赵领娣和徐乐[18]关于长三角区域一体化对水污染影响的研究，认为一体化导致了整體负面的环境影响，但在逻辑上的形成机制还值得进一步深入探讨。
本文以2010年长三角城市群一体化扩容为“准自然实验”（有关2010年长三角城市群一体化扩容的更为详细的背景描述可参见刘乃全和吴友[2]，其对长三角城市群协调会的产生背景和年度会议主题和内容进行了的总结，可参见在《中国工业经济》网站（http：//www.ciejournal.org）附件下载），从理论和实证上检验区域一体化合作所带来的污染转移效应，与已有文献相比，其可能的边际贡献主要有：第一，本文在区域一体化产业重配与污染产业转移相关性理论分析的基础上，提出了区域一体化带来污染转移的研究假说，并采用2003—2015年中国地级以上城市数据，通过双重差分（DifferencE-in-Difference，DID）方法对城市群扩容的污染转移效应进行了实证识别。第二，本文对长三角城市群扩容的污染转移效应划分为规模效应和结构效应，为区域一体化战略实施的政策效应提供新的认识视角，为政策研究提供了新的认识视域。第三，对区域一体化政策效应的研究，已有研究文献更多侧重于区域一体化的“经济因素”对经济发展的影响[2，3]。本文侧重于从环境视角出发，探讨区域一体化环境重配的“环境因素”对经济高质量发展的影响，丰富了区域一体化经济效应的研究。
2理论模型
首先，借鉴姚洋[19]对环境库兹涅茨曲线形成机制的阐述，假设一个国家的总收入为Y，收入可以用于两个用途，一个是提供消费品，另一个是投资污染治理技术，享受清洁的生活环境。进一步假设社会效用函数为U（C，E），其中C为社会提供的消费品，E为产生的污染总量。按照消费者的福利最大化，假设U′C>0，即消费越多，效用水平越高;U′E<0，即污染越多，社会效用水平越低。同时，随着消费品数量的增加和污染排放增多，其对社会效用的边际水平也会随之发生变化。进一步假设U″C<0，且U″E<0，该假设的意义在于，消费的边际效用递减，但污染带来的边际负效用在提高。另外，U″CE=U″EC<0，即在给定消费水平的前提下，随着污染排放量的增加，消费的边际效用在下降，或者在给定污染排放水平的前提下，消费水平越高，污染带来的负效用增大，人们越来越觉得污染是厌恶的，即对清洁生活环境的追求随着消费水平上升而越来越高。
污染是由生产过程产生的，但可以通过治理污染技术的应用而得到降低。另E（Y）为生产过程中产生的污染排放总量，η代表社会投资于污染治理方面的花费，即治污支出。Φ（η）为通过治污支出减少的污染排放量，则最终污染排放量为：
其中，假设E′Y>0，Φ′（η）>0，Φ″（η）<0，即社会创造的总收入越高，产生的污染排放也相应更多。通过提高污染治理方面的技术投资，可以降低污染排放量，但随着污染排放的下降，减排的成本越来越高，同样投资所带来的减排量是递减的，或者说继续降低同样污染排放所需要的投资是递增的。社会总资源约束为：
上式左边为多投资一单位治污支出所损失的收入能够带来的效用，即治污投资的边际成本，它是关于η的增函数;上式右边为多投资一单位治污支出所带来的清洁环境收益，即治污支出的边际收益，它是关于η的减函数。因此，通过选择边际成本与边际收益相等的治污支出水平，即为既定条件下的最优治污投资。当经济发展水平提高，即收入上升时，通过式（4）两边分别对收入求偏导，容易得到治污投资的边际成本和边际收益损失均会提高移动。从而在更高的治污投资水平达到新的均衡。即随着收入的提高，整个社会花费到治污上的投资在增加，表示为：
借鉴沈坤荣、金刚和方娴[20]的模型思路，首先考虑城市里的企业生产行为。假定存在两个城市，表示为城市1和城市2，在初始状态下，各自存在ω∈[0，1]的企业，企业的污染密集度满足0<σ（ω）<1，且σ′（ω）>0，即ω个企业是按照污染密集程度从低到高排序的。由于资本和劳动力都是可以自由流动的，因此生产要素的价格在两个城市间无差异。
由于两个城市的经济发展水平存在差异，使得两个城市的最优治污支出不同。为进一步分析单个企业生产行为的城市差异，需要将宏观上的最优治污支出规模分解到微观的个体企业。假定地方政府的目标是当地居民的福利最大化，其通过制定相关政策和法规，强制要求企业按照最优的治污水平进行支出。同时为简单分析，参考Chenetal.[21]的思路将总体的最优治污支出分解到下一级的排污单元，即从城市到企业。假定各个企业根据自身的污染密集度，按照城市最优污染排放总量进行分担，即ηi=∑ωρiσ（ω），其中，ρ表示企业i的治污支出水平。显然，在经济发展水平差异下，城市1的企业治污投入大于城市2，即ρ1>ρ2。 假定两个城市企业进行生产的利润表达式均表示为：
其中，P为产品价格，由于所有企业面临的都是全国市场，尽管企业之间是生产差异化产品，但由于市场进入成本很低，因此每个企业都是价格的接受者。c（k，l）为企业生产中投入的资本和劳动力要素成本，由于假定了要素的自由流動，该成本在城市间均相同。因此，企业利润函数中的城市差异只体现在治污支出中，从而对处在城市1的企业而言，如果转移到城市2，则面临一个较低的治污支出ρ，可以节约生产成本。尽管如此，仍然不至于所有城市1的企业都会转向城市2，因为企业会面临一个较大的转移成本，限制了企业的跨城市转移。现考虑某企业ω从城市1转移到城市2，其期望的利润表达式变为（需要说明的是，企业转移后的期望利润表达式中，如果成本降低了，根据要素回报递减规律，长期均衡的企业会扩大规模，其产出水平会发生变化，这里没有考虑企业均衡产量的变化，相当于低估了企业转移的期望利润，因而不影响后面的结论）：
其中，τ即为企业转移成本，主要包括整体的搬迁成本、装置成本、配套设施成本以及其他市场风险成本等等。因此，企业ω发生转移的条件为转移后的期望利润大于转移前的利润，即当且仅当ρ2σ（ω）+τ<ρ1σ（ω）成立时，企业才会发生转移。假定存在企业ω，使得临界条件ρ2σ（ω）+τ=ρ1σ（ω）成立，即τ=σ（ω）ρ1-ρ2。显然，只有当企业转移成本τ下降至τ<1ρ1-ρ2时，才会发生产业转移（值得关注的是，随着城市1经济发展水平的提高，企业的治污支出也需要逐渐增加，根据公式（6），当企业在城市1的利润逐渐变为负，而转移成本又足够高到转移后的期望利润仍然为负，则该企业会被关停或淘汰而不是转移。比如大型化工、水泥、建材和造纸等重污染产业，一方面这些企业转移的搬迁成本很高，另一方面容易受到转入城市的环境规制从而也使得转移成本很高。因此，随着部分高污染企业的关停或淘汰，可能观察到转入城市的污染增加显著小于转出城市的污染下降幅度。实际上，后文的实证检验也证明了这一点）。正是因为存在产业转移的高昂成本，使得在正常情况下，产业很难发生转移（比如许多研究表明，中国沿海地区产业向西部地区转移速度缓慢，以致想通过产业转移的方式实现区域经济发展差距的缩小不及预期，归根到底，还是企业转移的成本过高，转移的期望利润不足以形成真正动力）。而城市群地区间通过推进区域一体化建设，关键在于可以大大降低企业的转移成本。这是因为，在缺乏政府合作的条件下，企业转移需要考虑迁入地的土地使用成本、生产性基础设施和相关配套产业的交易成本，以及可能遇到的市场风险等等。其中，在中国政府高度参与的市场经济条件下，企业对土地和生产性基础设施的需求，如用水、用电和排污设施等依赖于外生的地方政府供给，反过来，这些土地和公共设施的投入又需要满足一定的规模经济，即要有足够的产业支撑，才能使得这些投资是有回报的，否则地方政府的投资为零。因此，地方政府通过积极参与区域一体化的建设，一方面能在政府规划层面展开合作，通过合作建立工业园区、工业开发区等措施来集中提供公共服务设施，以实现其所需的最低产业规模;
另一方面能够显著降低产业转移的落地成本，促使更多的产业能够顺利转移。同时，单独产业所需要的配套和上下游关联产业在一定程度上也依赖于地方政府的总体规划和政策，比如建立专门的电子工业区等。因此，区域一体化的城市之间更容易降低产业转移所需要支付的转移成本，从而促进转移的发生。为了进一步分析产业转移的行为差异，将产业转移的临界条件改写为：
根据假定，产业的排污密集度按照ω的升序排列，对于所有ω>ω的企业，其转移后的期望利润均大于转移前的利润，即发生产业转移。可见，当推进区域经济一体化，使得企业的转移成本下降到一定临界值时，将会发生产业转移，并且跟企业的污染密集度有关，得到如下命题1。
命题1：存在发展水平差异的地区间推进区域一体化能够促进产业转移，并且污染密集度越高的产业，越容易进行转移，因此，从高发展水平城市转移到低发展水平城市的产业以高污染型产业为主，从而形成了城市间的污染排放转移。
进一步地，根据产业转移的临界条件（8）式可知，发生转移的产业污染密集临界值受到两个因素的影响：一是转移成本τ的下降程度，二是城市间的治污投入差异ρ1-ρ2。因此，任何影响这两个因素的城市特征，都可能对污染转移的程度产生影响。首先，从经济发展水平上来说，在转出城市经济发展水平给定的条件下，这两个因素正好受到转入地城市经济发展水平相反的作用，经济发展水平越高的城市越有能力提供更好的公共服务设施，比如成熟的工业园区设施与管理、道路铺装水平等等，从而可以降低产业的转入成本τ。同时，转入地经济发展水平越高，治污支出也更高，即ρ1-ρ2的值越小，越不利于企业的转入。因此，高发展水平城市对产业转入的污染密集临界条件的影响同时会降低（8）式右边的分子和分母，使得最终的结果不确定。而任何其他能够降低转入城市转移成本τ的因素，比如良好的城市道路基础设施降低运输成本，工业比重越高的城市更容易拥有关联性产业和工业集聚等，都可能降低产业发生转移的污染临界值，从而更倾向于承受污染排放。从而得到理论命题2。
命题2：城市间污染转移与转入地城市的经济发展水平有关，经济发展水平较高的转入城市同时可能降低企业的转移成本，以及提高了治污支出，因此对污染产业的转入存在不确定性，需要进一步实证研究，而其他如道路基础设施、第二产业份额等因素则可能增加了转入城市承接污染转移程度。
3研究策略与变量选取
为考察区域一体化如何影响参与城市的工业污染排放水平，本文采用政策效应评估中广泛使用的双重差分法（Difference-in-Difference，DID）对长三角城市群扩容前后的工业污染排放变化进行定量分析。基本回归模型如下：
其中，i表示城市，t表示年份，Eit为工业生产的污染排放指标。地级及以上城市的工业污染排放统计中，分别包括工业SO2排放量、工业烟（粉）尘排放量和工业废水排放量，考虑到SO2作为主要的有害污染排放物，受到环保部门广泛关注和重点监管，更符合经济一体化的减排效应检验，因而本文的被解释变量表示为城市当年工业SO2排放总量（城市统计年鉴公开的污染排放数据中，还有工业废水和工业烟尘和粉尘，但废水排放缺乏详细的成分数据，工业烟尘和粉尘在2011年发生了合并，在2011年之前只公布了烟尘，与本分研究的时间节点非常接近，因而受统计标准变更的干扰因素较强，而没有作为本文的研究对象）。Cityi是地区虚拟变量（2010年发生城市群扩容的城市=1，其他=0，后文进行详细划分扩容城市样本），Yeart为时间虚拟变量（2010年及以后为=1，2010年之前=0），Xit为其他控制变量，λi和λt分别为城市是年份固定效用，以控制随城市但不随年份变化的因素，以及随年份但不随城市变化的因素。 其中最为关键的是观察DID结果中交互项的系数β1。由于方程中分别控制了城市个体和时间固定效应，β1的含义即为在控制城市特征Xit的条件下，那些在2010年发生了城市群扩容的城市（也可以称为处理组）与其他没有扩容的城市（也可以称为对照组）相比，其工业污染排放量是否具有显著变化。如果估計系数β1显著大于零，表明城市群的扩容加剧了工业污染排放，反之则是带来减排效应，不显著表示没有明显影响。
具体的识别策略中，由于城市群的扩容涉及到原位的长三角城市组和新加入的城市组，为了详细识别其中的机制，本文的处理组分为三个部分。首先是对扩容后的长三角城市群总体考察，包括22个城市，该处理组的DID回归系数反映了对于整个城市群而言，通过周边新城市的融合，是否总体上有利于污染排放的降低;第二个处理组是新加入的6个城市，检验扩容机制实现与发达核心区的经济一体化后是否遭受了更多的污染转移;第三个处理组为处于原位的16个核心城市，即通过将周边城市纳入自身的经济合作圈后，原位核心区城市有没有实现污染排放的降低。这三个DID处理组的设计，具有一定的内在逻辑关系。如果原位城市与新加入城市之间出现污染的转移，则可以观察到第二个处理组的DID系数显著为正，而第三个DID模型的回归系数显著为负，总体上的第一个处理组系数大小和符号取决于城市群扩容导致经济一体化的减排效应。
在估计方程中，为了尽量避免遗漏变量偏误，除了城市和时间固定效应外，还控制了城市工业部门一些基本特征，具体为工业企业平均规模、资本结构和制度结构。其中，工业平均规模采用全市层面的规模以上工业总产值与规模以上工业企业个数之比;资本结构是对城市工业行业分布特点的度量，表示为规模以上工业企业中固定资产年平均余额占总资产的比重;制度结构采用规模以上工业总产值中外资企业的比重，表示工业部门中的外资溢出效应。本文采用的样本为2003—2015年中国286个地级以上城市，数据均来自历年的《中国城市统计年鉴》，包括工业污染排放和所有控制变量均为全市层面。表1给出了基本变量的描述性统计。可见，各个变量的值在较大的区间变动，为本文的研究提供了很好的素材。
4实证结果与分析
4.1基本回归结果：区域一体化是否引致了污染排放转移？
对总体层面的分析，以2010年扩容后的22个城市作为处理组，其他城市为对照组，利用DID方法检验通过城市群扩容机制来实现区域经济一体化能否在总体上降低所有参与城市的平均工业污染排放。表2给出了工业
SO2排放在三种城市分组条件下的DID回归系数。
从表2可以发现，不管是整体城市群，还是原位城市和新加入的城市，在发生城市群扩容前后工业SO2排放都有显著的变化。其中，长三角整体城市群通过扩容促进与周边城市经济一体化的推进，实现了工业污染排放的降低，即具有显著的减排效应。进一步观察原位城市群和新加入城市群的DID系数，发现长三角整体的减排效应主要源于原位城市群的污染降低，而新加入城市在融入长三角城市群后，显著加剧了工业SO2排放。该初步实证结论与本文的理论分析高度一致：通过城市群的扩容，城市间的协商和经济合作，降低了产业转移的行政障碍等制度成本，先发的核心城市在向后发的新加入城市进行产业转移时，由于经济发展水平的差异，导致原位城市和新加入城市在经济增长和污染之间的权衡差异，转移出去的产业通常附带了相当的污染，表现为原位城市的污染排放减少和新加入城市污染排放增加的同步发生。
4.2机制检验：区域一体化带来产业转移的基本证据
尽管已经初步论证了城市群扩容在给原位城市污染排放减少，但这是否是通过污染产业的空间转移来实现的还有待进一步验证。如果通过扩容这一机制，原位城市将污染产业转移给了新加入的周边城市，则在发生扩容后，应该可以观测到新加入城市的工业企业数量具有显著增加，而原位城市的工业企业数在减少。表3给出了对城市规模以上工业企业数量的DID回归结果。
从表3可以发现，在扩容发生后，整体城市群的工业企业数量并没有发生明显变化，DID系数的统计检验不显①值得关注的是，表2中得到的整体城市群污染排放的显著减少，与表3中工业企业数和工业总产值均得到负的回归结果在逻辑上具有一致性。这可能印证了理论模型（7）的分析结果，即一体化的空间资源整合中，一些重污染的工业企业同时面临搬迁成本高、被转入地环境管制约束等导致转移成本过高而只能关停、淘汰或转出到更远的中西部地区，从而使得长三角整体城市群污染排放的下降。
著，而且数值较小（考虑到所有样本城市平均数量的1158）。原位城市的DID系数为负，尽管也不显著，但数值较大，表明原位城市的工业企业数量有所减少。新加入城市的回归系数显著为正，而且数值较大（占样本城市平均工业企业数量的近30%），表明新加入城市在融入城市群后，的确获得了显著的产业数量增加。通过对这三个处理组的实证检验，基本佐证了城市群的扩容，实现了原位城市对新加入城市的产业转移，结合表2的结论，进一步表明转移出去的产业主要是污染密集型工业企业。
为了进一步佐证城市群扩容带来了新加入城市与原位城市之间的产业转移，除了考察规模以上工业企业数量的变化外，工业总产值的变化在理论上也应该具有一致性，即如果实际发生了产业转移，则原位城市通过将部分产业转移出去使得工业总产值下降，而新加入城市在融入城市群后会有所增加。表3给出了城市群扩容对城市规模以上工业总产值的影响。原位城市的工业总产值显著降低了，使得整个城市群的工业产值规模有所减少①，而新加入城市的回归系数为正，但不显著。可见，原位城市的确有产业转出，新加入城市则发生产业转入，与城市群扩容带来的产业转移方向基本一致。
4.3异质性检验：区域一体化作用的城市差异
根据前文理论模型的阐述，尽管新加入的城市发生在同一个年份，但由于城市发展特征的差异，在参与区域一体化后受到的排污转移效应可能存在异质性。从转入城市的经济发展水平上来说，其效应大小取决于两个相反的因素影响：高发展水平城市能提供更好的公共设施降低企业转移成本从而吸引到更多工业企业，同时高发展水平城市的排污限制比低发展水平城市高，从而阻碍部分产业的进入，转入城市发展水平的差异对污染转移程度需要进一步实证检验。此外，城市的公共基础设施如道路面积，能够降低产业转移的运输成本，从而可能引致了更多的污染转移;同时，转入城市已有的工业基础，比如更高的第二产业份额，使得城市的工业集聚或服务水平更高，或者让新进入产业能更容易地共享中间投入品，从而也可能引致更多的污染转移。因此，本文考虑转入城市的三个发展特征，即经济发展水平、人均道路面积和第二产业比重作为对不同城市在区域一体化变化之后，工业污染排放效应的异质性检验。其中，数据均来自相应年份的《中国城市统计年鉴》。 为了获得转入城市特征异质性的检验结果，在原模型中城市与年份交互项的基础上，再次与城市发展特征值进行交乘，同时对这三重交互项中的两两交互项进行控制，得到的回归系数意义为新加入城市在2010年区域一体化变化前后，那些经济发展水平更高、道路基础设施越好或者第二产业比重越高的城市所受到的影响。表4给出了相应的估计结果。从表4中看出，三重交互项的系数均显著为正。表明在新加入的城市中，经济发展水平更高的城市受到的污染转移效应更强，前者的降低转移成本效应占了主导，同时，道路公共设施和第二产业比重也分别对一体化后的工业污染排增加放起着显著的推动作用，与预期一致。
5稳健性检验
基本的DID回归检验为城市群扩容导致的污染产业从原位城市向周围新加入城市转移和扩散提供了基本证据。但考虑到样本城市在2010年扩容政策的排他性，以及DID评估方法需要满足一定前提条件，该结论是否稳健还有待进一步更严谨的实证研究。下文继续进行对基本结论的稳健性检验。
5.1剔除皖江城市带城市后的检验
同在2010年，国家发改委便以安徽省的长江流域作为示范区，从宏观布局上对泛长三角地区的产业转移和升级作出了指导和规划。2010年1月12日，国务院正式批复《皖江城市带承接产业转移示范区规划》，这是迄今全国唯一以产业转移为主题的区域发展规划。《规划》提出的承接产业转移示范区包括了安徽的8个地级市外加一区一县，新加入城市中的合肥和马鞍山就在其中。由于该《规划》与城市群扩容同时发生在2010年，基本检验结果有可能是因为《规划》的出台，使得主要是这两个城市承接了长三角原位城市的产业转移，而不是城市群扩容的作用。为了对《规划》和扩容的影响进行区分，在新加入城市作为处理组的DID回归中，剔除合肥和马鞍山两个城市，进一步回归检验结果是否稳健。
表5给出了皖江城市带和将其剔除的新加入城市分别作为处理组的回归结果。可以发现，同是融入长三角城市群和承接产业转移示范区的合肥和马鞍山作为处理组的回归中，DID系数非常显著，且数值上远大于剔除这两个城市的其他新加入城市的平均处理效应。作为国家发改委首次直接出台规划指引承接产业转移的城市，又同时加入了城市群的扩容，因而可能承接了更多的较发达地区的产业转移，其工业SO2排放量也显著更高，与污染产业转移的逻辑保持一致。因此，尽管新加入城市中包括了两个皖江城市带城市，但并不影响回归得到的基本结论。
5.2虚拟实验组的反事实检验
2010年长三角城市群扩容中，新加入的6个城市分别为靠近原位城市的周边城市，而實际上，在空间分布上，还有其他一些靠近原位城市的外围城市没有加入。如果污染转移确实是一体化导致的，而不是存在长三角中心区向外污染扩散的客观趋势[16]，意味着在空间地理上邻近的城市中，只有加入经济协调会的扩容城市才受到影响，而周边有着类似地理位置但没有加入城市群的其他城市则没有明显影响，否则前面回归得到的显著结果只是原位长三角城市群向外围城市进行污染产业的客观过程，而不是由于城市群扩容带来经济一体化造成的结果。具体来说，根据长三角城市群周围城市的地理分布空间，虚拟假设周边地理位置接近，但没有加入城市群的其他城市为处理组，即连云港、宿迁、滁州、芜湖、宣城、黄山、丽水和温州这8个城市。其中，连云港、宿迁、滁州、芜湖、丽水和温州在2013年长三角城市经济协调会第十三次会议中进行了增补，为了剔除这一干扰因素可能带来的影响，对这8个城市作为反事实处理组的回归中，重新进行不包括2014和2015年数据的回归，结果如表6。
从表6中的回归结果发现，不管是采用2003—2015年样本，还是剔除了2014年和2015年数据后的外围城市，其系数都不显著（其中，由于外围城市处理组中有6个城市在2013年加入长三角城市群，因此，在2003—2015年的样本回归中，外围城市处理组的系数虽然不显著，但能通过15%的统计检验，当剔除了2014和2015年数据时，该回归系数则不显著），而2010年的扩容城市系数在剔除2014和2015年后依然显著为正。这进一步证实，通过融入城市群带来的区域一体化，后发城市承担了更多的工业污染排放，与前面的基本结论一致。
5.3平行趋势及动态检验
双重差分方法在应用中要取得良好的性质，除了需要满足上面的政策排他性外，还应该保证其无偏性，其前提条件就是处理组和对照组之间需要满足平行趋势假设。就本文来说，在2010年城市群扩容之前，如果新加入城市、原位城市与其他对照组城市就存在时间趋势差异，那么前面观察到的2010年之后的处理效应有可能并非是扩容政策所致，而是由于事前的时间趋势导致。因此，为了验证实证结论的稳健性，需要检验在扩容发生之前，本文的处理组与对照组是否存在平行趋势。同时，考虑到城市群扩容发生之后，新加入城市与原位城市受到的影响存在持续性，即随着时间推移，影响程度是逐渐缩小还是扩大，有待进一步检验。通过构建扩容发生的反事实和动态效应，可以同时检验平行趋势假定和政策动态效果。具体来说，采用引入提前2年、1年和当期的城市群扩容虚拟时间变量，和扩容后1年、2年和3年以上的时间虚拟变量，分别与整体城市群、原位城市和新加入城市的个体虚拟变量进行交乘，得到结果如表7。
可以发现，对于整体城市和原位城市而言，由于提前年份与处理组的交互项显著、不为零，因而2010年城市群扩容对整体和原位城市并不满足平行趋势。也就是说，在发生扩容之前，原位城市和整体城市与其他对照组城市相比，工业SO2排放量即在显著下降，不过，值得注意的是，对于两个处理组而言，在扩容发生后，交互项的数值显著增大了，表明通过扩容的区域经济一体化推进，整体和原位城市出现更大程度的减排效应。继续观察新加入城市，在扩容之前的一年和两年均不显著，表明在融入长三角城市群之前，这些城市与其他对照组城市比，工业SO2排放量并没有呈现显著的差异。而只有当融入之后的两年的开始，交互项的系数为正，即工业SO2排放量显著高于其他对照组。这一证据表明，在城市群扩容前后，原位长三角城市都在降低污染排放，但扩容后，通过污染产业更大范围的转出，减排效应更大，反观新加入城市，只有在融入城市群后的两年开始，工业污染排放才显著增加，这进一步验证了新加入的城市更多地承担了原位城市的污染转移。尽管如此，总体上而言，城市群的扩容机制，仍然在平均意义上降低了参与城市的工业污染排放水平。 5.4对被解释变量进行增长率换算的检验
在前面的实证研究中，作为被解释变量的城市工业SO2排放量是以总量规模来衡量，其意义为考察城市群一体化扩容后工业污染排放的绝对规模有无发生显著变化。为进一步识别区域一体化的影响，将被解释变量取对数，这样表示的含义为城市工业SO2排放量的增长率在扩容前后有无显著差异。与绝对规模指标不同，增长率考虑了城市本身的排放规模影响，其交互项的意义为城市参与一体化后，是否改变了其工业污染排放的时间趋势。表8为被解释变量取对数后的计量结果，观察发现，三个样本组的城市所得到的回归系数在符号上与前面结果一致，只是新加入城市的估计系数没有通过显著性检验，不过在绝对数值上达到了10.5%，影响程度不容忽视为进一步稳健性起见，考虑到模型中对照组城市可能存在一些极端值的影响。比如过去某些城市实行了SO2排放权交易试点、某些城市进行了行政区划调整，以及不同城市受到的工业产能冲击差异等等，从而可能影响了所得到的差分效应。因此，为进一步排除极端值的影响，使对照组数据更加平滑，将对照组城市的被解释变量进行前后5%的截尾处理，重新进行估计，得到的交互项系数便高度显著，与前面基本结论一致。由于篇幅有限，估计结果并未列出，有需要可以跟作者索取。，这进一步验证了本文的结论。
5.5更换污染排放的测度指标
尽管SO2排放量是社会和政府广泛关注的重要污染物，但从本文的研究来说，污染排放有多种形式，仅仅用SO2可能不足以反映城市间的工业污染排放变动。实际上，《中国城市统计年鉴》也提供了城市工业烟尘（粉尘）排放量，但遗憾的是，城市间工业粉尘（烟尘）排放量刚好在2010年到2011年发生了一次重要的统计口径变更，由过去单纯统计工业烟尘排放，到2011年新增了粉尘排放量，并将其合并为工业烟尘和粉尘排放之和。而本文的政策年份恰好是2010年，从而可能给研究的准确性带来挑战。尽管如此，考虑到烟尘和粉尘通常有一定的共性，同属于大气污染的主要成分，本文仍然将被解释变量更换为工业烟尘（粉尘）排放量进行稳健性检验，获得回归结果见表8。观察发现，可能由于统计口径的变更影响，使得回归系数变得不显著，但在交互项的系数符号上，该回归结果依然与前面基本结论完全一致，进一步表明了本文结论的稳健性。
6进一步讨论：规模效应还是结构效应？
前文证实了区域一体化带来污染排放的跨城市转移，但正如沈坤荣、金刚和方娴[20]指出的，根据污染排放的ACT模型，环境污染排放量的增加可以由生产规模扩大引起，也可以由生产的污染密集结构引起，前者称为规模效应，后者为结构效应。因此这里进一步讨论的问题是：当区域一体化带动污染转移时，从原位城市向新加入城市转移的污染产业与迁入地本身的产业污染密集度相比，是转移了污染程度类似的企业还是污染更高，抑或相對污染更低的产业？尽管前面检验发现一体化给新加入城市带来了更多的污染排放，但对规模效应的验证无法进一步回答产业排污的结构效应。如果新加入城市单位工业产值的
SO2排放量在一体化后增加了，则意味着总体工业污染排放的密集度增大，即工业结构更偏向污染密集型，但如果新加入城市单位工业产值的SO2下降了，则尽管污染排放总量上升，但排放密集度下降，工业污染排放的结构趋好。另一种情况则是一体化前后差异不显著，则表示新加入城市引入的产业与本身的工业排污密集度类似。
仍然采用前文设定的DID模型进行实证检验，将被解释变量设为城市工业SO2排放量与工业总产值的比值并取对数，表示工业污染排放密集度的变化率。该模型能够检验发生一体化变化的城市在政策前后的工业污染密集度有没有显著的增长差异。表9给出了相应的回归结果。发现整体城市和原位城市的工业污染密集度有所下降，并且显著，而新加入城市的回归系数为正，但不显著。可以认为，长三角城市群一体化的推进在总体上有利于降低工业污染密集度，并主要是体现在原位城市，而新加入城市尽管在排污的绝对规模上增加了，但整体工业排污密集度并没有显著上升。因此，这在一定程度上说明了地区之间在推进一体化过程中的产业转移机理，即核心区在较高的经济发展水平下逐渐挤出了污染密集型产业，提升了生产的清洁程度，外围经济发展水平较低地区在承接产业转移中也是有选择性的，尽管污染排放规模上升了，但生产的排污程度并没有提高，因而是一种双赢的一体化合作。
7研究结论与启示
作为中国近年来的一项重要制度安排，区域一体化战略已成为中国推动区域经济协调发展的重要政策工具，对区域经济高质量发展产生了重要影响。2010年长三角城市群的扩容是推动区域一体化发展的一次有益尝试，尽管已有研究发现，这一战略的实施，显著带来了参与城市的共同经济增长[2]，但区域一体化合作能否带来污染转移效应而影响区域经济高质量发展，却缺乏足够关注。本文采用2003—2015年中国地级及以上城市的面板数据，以工业SO2排放量为对象，对长三角城市群2010年扩容的“准自然实验”的环境效应进行了深入研究。研究发现，环境要素在区域一体化过程中得到了重新配置，城市群原位城市通过将污染产业的转出，进一步实现了减排效应，而新加入的外围城市，在获得区域一体化“红利”的同时，承担了转移的工业污染排放。进一步研究发现，城市群扩容具有显著的减排效应：从总量上看，排污通过原位城市向外围新加入城市转移，并显著降低了原位城市排污水平;从结构上来看，在降低原位城市污染密集度的同时并未增加新加入城市的污染密度。区域一体化合作显著带动了城市群的减排效应，有利于促进城市群经济的高质量发展。
本文的研究结果具有积极的政策意义：首先，区域一体化能够降低内部区域之间的行政边界壁垒，提高跨区域资源配置和要素空间整合能力，通过产业的空间重配效应来降低区域污染减排规模。这意味着，在目前既要保增长，又要降排放的发展压力下，除了从产业本身进行技术改造实现绿色升级外，还可以通过促进区域一体化来优化区域之间的环境重配，提升产业资源配置效率，为新常态下中国经济保持快速稳定、绿色健康的高质量发展提供一种新的思路。其次，在经济发展步入新时代后，中央政府逐渐弱化对地方政府GDP的考核要求，各个省市不再简单追求经济增长的数量升级，而是需要提高本地经济的发展质量。区域一体化作为推进区域经济协调发展的重要工具，除了能够通过促进要素自由流动、优化资源的空间配置效率来推动地区经济增长，同时还有利于促进整体区域的生态文明建设。当然，为尽可能避免一体化过程中的污染转移对低发展水平地区环境质量的威胁，应加强地区政府在一体化建设中的环境治理合作，尤其是对区域空气污染的协同治理和协同防控[22-23]，共同营造降低空气污染的整治网络。因此，在中国进一步的区域协调发展推进下，各地区间应进一步完善区域一体化发展战略的制度安排，将经济资源配置和污染协同治理同时纳入合作框架，充分发挥区域一体化影响区域经济高质量发展的制度红利，推动区域一体化战略成为支撑区域经济增长动能转换的制度安排。 （编辑：于杰）
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關键词区域一体化;城市群扩容;污染转移效应;绿色发展
中图分类号F290
文献标识码A文章编号1002-2104（2019）06-0118-12DOI：10.12062/cpre.20190327
长期以来，中国实现高速经济增长的同时也带来了严重的环境污染，中共十九大指出，要加大生态环境保护，建设人与自然和谐共生的生态文明。因此，如何治理经济增长中的污染排放是新时代提高经济发展质量的重要使命。中国幅员辽阔，地区差异很大，其降低污染排放的具体政策必然要落实到以地区为空间单元的分块治理。这在理论上带来两种可能的治污后果：通过技术创新使污染排放降低和污染排放在区域间转移，前者是有效的治污机制，而后者在宏观上并没有降低污染，但当前在经济发展不均衡的地区间推进政府一体化合作又为后者的发生提供了可能性。当地方政府展开一体化合作，区域市场逐渐从分割走向整合，生产要素也随之以更低的成本流动，如果地方政府对增长和污染治理的偏好不一致，将很有可能导致污染排放的转移。那么，在中国区域一体化合作中是否真的带来污染转移？对不同发展水平地区有什么差异？其中的转移机制又有什么特征？回答这些问题对于中国环境污染治理和区域协调发展具有重要的现实意义。
1文献综述
中国是一个发展中的大国，长期以来，各区域之间由于地理条件和资源禀赋上的巨大差异使得地区经济发展水平长期存在较大不平衡（党的十九大会议上，习近平总书记做出全新判断：进入中国特色社会主义新时代，中国社会主要矛盾已经转化为“人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾”，因此，如何解决中国经济发展中的区域不平衡问题值得深入研究和广泛探讨）。区域一体化通过地方之间的政府合作，有效降低要素流动和商品流动的行政壁垒，促进产业资源的空间配置和整合，对协调区域经济发展和挖掘经济增长潜力具有重要作用（本文的区域一体化均指经济一体化，即消除人为阻碍经济有效运行的因素，通过相互协作和统一，将多个单独的经济体整合为一个大的经济体，使商品和要素在这个大经济体内趋于自由流动）。近年来，随着新型城市化发展战略的实施，城市群内部政府合作不断深化，以城市群为空间载体的一体化建设越来越引发学者们的关注。区域一体化有不同的方式，借助于城市群扩容是区域一体化的重要方式。1997年成立的长三角城市经济协调会，对降低该地区市场分割起到了显著作用[1]。2010年3月长三角城市群的扩容是对区域一体化在空间上扩张的典型实践（长三角城市群的原位16个城市分别为：上海、苏州、无锡、常州、南通、杭州、嘉兴、湖州、宁波、绍兴、舟山、扬州、南京、镇江、泰州和台州。2010年3月，长三角城市经济协调会第十次市长联席会议宣布，协调会员由此前的16个城市增至22个，吸收了盐城、淮安、金华、衢州、合肥和马鞍山6个城市，标志着长三角核心城市群的扩容），对中国其他地区一体化推进和城市群建设具有“示范先行区”和“实践试验田”的作用（珠三角城市群也在积极谋求扩容，《广东省新型城镇化规划（2014—2020年）》提出，要促进环珠三角地区外围城市融入珠三角地区，形成“广佛肇+清远、云浮”、“珠中江+阳江”、“深莞惠+汕尾、河源”的三大组合型新型大都市圈）。已有研究发现，长三角城市群扩容显著促进了新加入城市和原位城市的经济增长或效率提高[2-3]，而且对新加入城市经济增长的影响更大[3]，这一证据表明了在现有城市群的基础上，通过将周边城市纳入进行扩容，使之在更大范围内实现区域经济一体化，可以让更多地区分享更广泛的一体化红利。因此，对于目前潜在的新加入城市来说，这一红利可能带来了对融入大城市群的强烈激励，因为融入大城市群可能意味着积极的经济增长机遇。
然而，城市群扩容，机遇与挑战并存。对于高发展水平地区来说，为了提高当地的经济发展质量，实现产业结构升级，其转移出去的可能是那些污染强度大，生产负外部性明显的产业。而低发展水平地区由于把经济增长作为首要目标，可能承接了该部分的产业转移。因此，对于低发展水平地区来说，融入大经济区或城市群，在获得产业转移和经济分工红利的同时，也可能面临更大的生态环境挑战。目前，中国经济面临着由高速增长向高质量发展的历史转变时期，高质量发展，除了要保持必要经济增长速度外，同时还要将增长方式由传统环境消耗型转向清洁绿色、可持续的高质量发展[4]。理论上，来自国际分工中的“污染避难所假说”（PollutionHavenHypothesis，PHH）表明，在推进国际经济一体化过程中，低发展水平地区可能面临高发展水平地区污染转移的威胁[5]。也就是说，当地区之间存在明显的经济发展水平差距时，由于对经济增长和环境污染的偏好程度不一致，因而转移产业可能是有选择性的，那些环境要求标准较低的后发地区就可能成为污染密集型产业的“污染避难所”[6-7]。由于经济发展水平差异导致的这一污染转移效应在世界发达国家与发展中国家之间已经得到许多文献的支持。然而，关于一国内部区域一体化如何影响地区污染排放，是否会带来污染排放的空间转移，以及是否改变了当地的排污密集度等问题还缺乏有力的证据和充分的研究。城市群扩容所推动的区域一体化是否带来污染转移而影响经济高质量增长？污染转移效应具有什么特征？是规模效应还是结构效应？这些问题的研究对后发地区融入一体化区域政策调整具有重要现实意义。 对于仍处于转型阶段的经济体制，在“晋升锦标赛”的理论假说下，地方政府有动力去促进当地的经济发展[8]，因而让中国地方政府更多扮演着一种发展型政府的角色[9-10]。工业部门的转移、集聚和扩散通常受到行政因素的影响，甚至可能通过行政手段对微观经济活动进行直接干预[11]，包括直接投资、税收减免、财政补贴、土地供给和信贷优惠等在内的干预行为，对要素流动、产业转移和升级等一系列经济结构产生重要影响[12]。从这一点来说，中国地方政府能够借助于区域一体化战略来推动区域市场一体化建设，从而对市场整合带来显著促进作用[13]。而随着近年来地方市场分割势力的弱化和政府合作的深入，地区间产业转移日益频繁，与之伴随的污染转移也逐渐倍受关注，比如豆建民和崔书会[14]采用价格指数法从宏观上构建国内市场一体化指数，进而验证发现一体化的提高能显著降低区域污染产业比重。另外还有从区域内部角度展开的研究，如由珠三角向粤北地区的污染型产业转移研究[15]，江苏省内由苏南向苏北的污染密集型产业转移研究[16]，长江三角洲地区的污染密集型产业由中心向外围扩散的研究[17]。其中，与本文研究最为接近的是赵领娣和徐乐[18]关于长三角区域一体化对水污染影响的研究，认为一体化导致了整體负面的环境影响，但在逻辑上的形成机制还值得进一步深入探讨。
本文以2010年长三角城市群一体化扩容为“准自然实验”（有关2010年长三角城市群一体化扩容的更为详细的背景描述可参见刘乃全和吴友[2]，其对长三角城市群协调会的产生背景和年度会议主题和内容进行了的总结，可参见在《中国工业经济》网站（http：//www.ciejournal.org）附件下载），从理论和实证上检验区域一体化合作所带来的污染转移效应，与已有文献相比，其可能的边际贡献主要有：第一，本文在区域一体化产业重配与污染产业转移相关性理论分析的基础上，提出了区域一体化带来污染转移的研究假说，并采用2003—2015年中国地级以上城市数据，通过双重差分（DifferencE-in-Difference，DID）方法对城市群扩容的污染转移效应进行了实证识别。第二，本文对长三角城市群扩容的污染转移效应划分为规模效应和结构效应，为区域一体化战略实施的政策效应提供新的认识视角，为政策研究提供了新的认识视域。第三，对区域一体化政策效应的研究，已有研究文献更多侧重于区域一体化的“经济因素”对经济发展的影响[2，3]。本文侧重于从环境视角出发，探讨区域一体化环境重配的“环境因素”对经济高质量发展的影响，丰富了区域一体化经济效应的研究。
2理论模型
首先，借鉴姚洋[19]对环境库兹涅茨曲线形成机制的阐述，假设一个国家的总收入为Y，收入可以用于两个用途，一个是提供消费品，另一个是投资污染治理技术，享受清洁的生活环境。进一步假设社会效用函数为U（C，E），其中C为社会提供的消费品，E为产生的污染总量。按照消费者的福利最大化，假设U′C>0，即消费越多，效用水平越高;U′E<0，即污染越多，社会效用水平越低。同时，随着消费品数量的增加和污染排放增多，其对社会效用的边际水平也会随之发生变化。进一步假设U″C<0，且U″E<0，该假设的意义在于，消费的边际效用递减，但污染带来的边际负效用在提高。另外，U″CE=U″EC<0，即在给定消费水平的前提下，随着污染排放量的增加，消费的边际效用在下降，或者在给定污染排放水平的前提下，消费水平越高，污染带来的负效用增大，人们越来越觉得污染是厌恶的，即对清洁生活环境的追求随着消费水平上升而越来越高。
污染是由生产过程产生的，但可以通过治理污染技术的应用而得到降低。另E（Y）为生产过程中产生的污染排放总量，η代表社会投资于污染治理方面的花费，即治污支出。Φ（η）为通过治污支出减少的污染排放量，则最终污染排放量为：
其中，假设E′Y>0，Φ′（η）>0，Φ″（η）<0，即社会创造的总收入越高，产生的污染排放也相应更多。通过提高污染治理方面的技术投资，可以降低污染排放量，但随着污染排放的下降，减排的成本越来越高，同样投资所带来的减排量是递减的，或者说继续降低同样污染排放所需要的投资是递增的。社会总资源约束为：
上式左边为多投资一单位治污支出所损失的收入能够带来的效用，即治污投资的边际成本，它是关于η的增函数;上式右边为多投资一单位治污支出所带来的清洁环境收益，即治污支出的边际收益，它是关于η的减函数。因此，通过选择边际成本与边际收益相等的治污支出水平，即为既定条件下的最优治污投资。当经济发展水平提高，即收入上升时，通过式（4）两边分别对收入求偏导，容易得到治污投资的边际成本和边际收益损失均会提高移动。从而在更高的治污投资水平达到新的均衡。即随着收入的提高，整个社会花费到治污上的投资在增加，表示为：
借鉴沈坤荣、金刚和方娴[20]的模型思路，首先考虑城市里的企业生产行为。假定存在两个城市，表示为城市1和城市2，在初始状态下，各自存在ω∈[0，1]的企业，企业的污染密集度满足0<σ（ω）<1，且σ′（ω）>0，即ω个企业是按照污染密集程度从低到高排序的。由于资本和劳动力都是可以自由流动的，因此生产要素的价格在两个城市间无差异。
由于两个城市的经济发展水平存在差异，使得两个城市的最优治污支出不同。为进一步分析单个企业生产行为的城市差异，需要将宏观上的最优治污支出规模分解到微观的个体企业。假定地方政府的目标是当地居民的福利最大化，其通过制定相关政策和法规，强制要求企业按照最优的治污水平进行支出。同时为简单分析，参考Chenetal.[21]的思路将总体的最优治污支出分解到下一级的排污单元，即从城市到企业。假定各个企业根据自身的污染密集度，按照城市最优污染排放总量进行分担，即ηi=∑ωρiσ（ω），其中，ρ表示企业i的治污支出水平。显然，在经济发展水平差异下，城市1的企业治污投入大于城市2，即ρ1>ρ2。 假定两个城市企业进行生产的利润表达式均表示为：
其中，P为产品价格，由于所有企业面临的都是全国市场，尽管企业之间是生产差异化产品，但由于市场进入成本很低，因此每个企业都是价格的接受者。c（k，l）为企业生产中投入的资本和劳动力要素成本，由于假定了要素的自由流動，该成本在城市间均相同。因此，企业利润函数中的城市差异只体现在治污支出中，从而对处在城市1的企业而言，如果转移到城市2，则面临一个较低的治污支出ρ，可以节约生产成本。尽管如此，仍然不至于所有城市1的企业都会转向城市2，因为企业会面临一个较大的转移成本，限制了企业的跨城市转移。现考虑某企业ω从城市1转移到城市2，其期望的利润表达式变为（需要说明的是，企业转移后的期望利润表达式中，如果成本降低了，根据要素回报递减规律，长期均衡的企业会扩大规模，其产出水平会发生变化，这里没有考虑企业均衡产量的变化，相当于低估了企业转移的期望利润，因而不影响后面的结论）：
其中，τ即为企业转移成本，主要包括整体的搬迁成本、装置成本、配套设施成本以及其他市场风险成本等等。因此，企业ω发生转移的条件为转移后的期望利润大于转移前的利润，即当且仅当ρ2σ（ω）+τ<ρ1σ（ω）成立时，企业才会发生转移。假定存在企业ω，使得临界条件ρ2σ（ω）+τ=ρ1σ（ω）成立，即τ=σ（ω）ρ1-ρ2。显然，只有当企业转移成本τ下降至τ<1ρ1-ρ2时，才会发生产业转移（值得关注的是，随着城市1经济发展水平的提高，企业的治污支出也需要逐渐增加，根据公式（6），当企业在城市1的利润逐渐变为负，而转移成本又足够高到转移后的期望利润仍然为负，则该企业会被关停或淘汰而不是转移。比如大型化工、水泥、建材和造纸等重污染产业，一方面这些企业转移的搬迁成本很高，另一方面容易受到转入城市的环境规制从而也使得转移成本很高。因此，随着部分高污染企业的关停或淘汰，可能观察到转入城市的污染增加显著小于转出城市的污染下降幅度。实际上，后文的实证检验也证明了这一点）。正是因为存在产业转移的高昂成本，使得在正常情况下，产业很难发生转移（比如许多研究表明，中国沿海地区产业向西部地区转移速度缓慢，以致想通过产业转移的方式实现区域经济发展差距的缩小不及预期，归根到底，还是企业转移的成本过高，转移的期望利润不足以形成真正动力）。而城市群地区间通过推进区域一体化建设，关键在于可以大大降低企业的转移成本。这是因为，在缺乏政府合作的条件下，企业转移需要考虑迁入地的土地使用成本、生产性基础设施和相关配套产业的交易成本，以及可能遇到的市场风险等等。其中，在中国政府高度参与的市场经济条件下，企业对土地和生产性基础设施的需求，如用水、用电和排污设施等依赖于外生的地方政府供给，反过来，这些土地和公共设施的投入又需要满足一定的规模经济，即要有足够的产业支撑，才能使得这些投资是有回报的，否则地方政府的投资为零。因此，地方政府通过积极参与区域一体化的建设，一方面能在政府规划层面展开合作，通过合作建立工业园区、工业开发区等措施来集中提供公共服务设施，以实现其所需的最低产业规模;
另一方面能够显著降低产业转移的落地成本，促使更多的产业能够顺利转移。同时，单独产业所需要的配套和上下游关联产业在一定程度上也依赖于地方政府的总体规划和政策，比如建立专门的电子工业区等。因此，区域一体化的城市之间更容易降低产业转移所需要支付的转移成本，从而促进转移的发生。为了进一步分析产业转移的行为差异，将产业转移的临界条件改写为：
根据假定，产业的排污密集度按照ω的升序排列，对于所有ω>ω的企业，其转移后的期望利润均大于转移前的利润，即发生产业转移。可见，当推进区域经济一体化，使得企业的转移成本下降到一定临界值时，将会发生产业转移，并且跟企业的污染密集度有关，得到如下命题1。
命题1：存在发展水平差异的地区间推进区域一体化能够促进产业转移，并且污染密集度越高的产业，越容易进行转移，因此，从高发展水平城市转移到低发展水平城市的产业以高污染型产业为主，从而形成了城市间的污染排放转移。
进一步地，根据产业转移的临界条件（8）式可知，发生转移的产业污染密集临界值受到两个因素的影响：一是转移成本τ的下降程度，二是城市间的治污投入差异ρ1-ρ2。因此，任何影响这两个因素的城市特征，都可能对污染转移的程度产生影响。首先，从经济发展水平上来说，在转出城市经济发展水平给定的条件下，这两个因素正好受到转入地城市经济发展水平相反的作用，经济发展水平越高的城市越有能力提供更好的公共服务设施，比如成熟的工业园区设施与管理、道路铺装水平等等，从而可以降低产业的转入成本τ。同时，转入地经济发展水平越高，治污支出也更高，即ρ1-ρ2的值越小，越不利于企业的转入。因此，高发展水平城市对产业转入的污染密集临界条件的影响同时会降低（8）式右边的分子和分母，使得最终的结果不确定。而任何其他能够降低转入城市转移成本τ的因素，比如良好的城市道路基础设施降低运输成本，工业比重越高的城市更容易拥有关联性产业和工业集聚等，都可能降低产业发生转移的污染临界值，从而更倾向于承受污染排放。从而得到理论命题2。
命题2：城市间污染转移与转入地城市的经济发展水平有关，经济发展水平较高的转入城市同时可能降低企业的转移成本，以及提高了治污支出，因此对污染产业的转入存在不确定性，需要进一步实证研究，而其他如道路基础设施、第二产业份额等因素则可能增加了转入城市承接污染转移程度。
3研究策略与变量选取
为考察区域一体化如何影响参与城市的工业污染排放水平，本文采用政策效应评估中广泛使用的双重差分法（Difference-in-Difference，DID）对长三角城市群扩容前后的工业污染排放变化进行定量分析。基本回归模型如下：
其中，i表示城市，t表示年份，Eit为工业生产的污染排放指标。地级及以上城市的工业污染排放统计中，分别包括工业SO2排放量、工业烟（粉）尘排放量和工业废水排放量，考虑到SO2作为主要的有害污染排放物，受到环保部门广泛关注和重点监管，更符合经济一体化的减排效应检验，因而本文的被解释变量表示为城市当年工业SO2排放总量（城市统计年鉴公开的污染排放数据中，还有工业废水和工业烟尘和粉尘，但废水排放缺乏详细的成分数据，工业烟尘和粉尘在2011年发生了合并，在2011年之前只公布了烟尘，与本分研究的时间节点非常接近，因而受统计标准变更的干扰因素较强，而没有作为本文的研究对象）。Cityi是地区虚拟变量（2010年发生城市群扩容的城市=1，其他=0，后文进行详细划分扩容城市样本），Yeart为时间虚拟变量（2010年及以后为=1，2010年之前=0），Xit为其他控制变量，λi和λt分别为城市是年份固定效用，以控制随城市但不随年份变化的因素，以及随年份但不随城市变化的因素。 其中最为关键的是观察DID结果中交互项的系数β1。由于方程中分别控制了城市个体和时间固定效应，β1的含义即为在控制城市特征Xit的条件下，那些在2010年发生了城市群扩容的城市（也可以称为处理组）与其他没有扩容的城市（也可以称为对照组）相比，其工业污染排放量是否具有显著变化。如果估計系数β1显著大于零，表明城市群的扩容加剧了工业污染排放，反之则是带来减排效应，不显著表示没有明显影响。
具体的识别策略中，由于城市群的扩容涉及到原位的长三角城市组和新加入的城市组，为了详细识别其中的机制，本文的处理组分为三个部分。首先是对扩容后的长三角城市群总体考察，包括22个城市，该处理组的DID回归系数反映了对于整个城市群而言，通过周边新城市的融合，是否总体上有利于污染排放的降低;第二个处理组是新加入的6个城市，检验扩容机制实现与发达核心区的经济一体化后是否遭受了更多的污染转移;第三个处理组为处于原位的16个核心城市，即通过将周边城市纳入自身的经济合作圈后，原位核心区城市有没有实现污染排放的降低。这三个DID处理组的设计，具有一定的内在逻辑关系。如果原位城市与新加入城市之间出现污染的转移，则可以观察到第二个处理组的DID系数显著为正，而第三个DID模型的回归系数显著为负，总体上的第一个处理组系数大小和符号取决于城市群扩容导致经济一体化的减排效应。
在估计方程中，为了尽量避免遗漏变量偏误，除了城市和时间固定效应外，还控制了城市工业部门一些基本特征，具体为工业企业平均规模、资本结构和制度结构。其中，工业平均规模采用全市层面的规模以上工业总产值与规模以上工业企业个数之比;资本结构是对城市工业行业分布特点的度量，表示为规模以上工业企业中固定资产年平均余额占总资产的比重;制度结构采用规模以上工业总产值中外资企业的比重，表示工业部门中的外资溢出效应。本文采用的样本为2003—2015年中国286个地级以上城市，数据均来自历年的《中国城市统计年鉴》，包括工业污染排放和所有控制变量均为全市层面。表1给出了基本变量的描述性统计。可见，各个变量的值在较大的区间变动，为本文的研究提供了很好的素材。
4实证结果与分析
4.1基本回归结果：区域一体化是否引致了污染排放转移？
对总体层面的分析，以2010年扩容后的22个城市作为处理组，其他城市为对照组，利用DID方法检验通过城市群扩容机制来实现区域经济一体化能否在总体上降低所有参与城市的平均工业污染排放。表2给出了工业
SO2排放在三种城市分组条件下的DID回归系数。
从表2可以发现，不管是整体城市群，还是原位城市和新加入的城市，在发生城市群扩容前后工业SO2排放都有显著的变化。其中，长三角整体城市群通过扩容促进与周边城市经济一体化的推进，实现了工业污染排放的降低，即具有显著的减排效应。进一步观察原位城市群和新加入城市群的DID系数，发现长三角整体的减排效应主要源于原位城市群的污染降低，而新加入城市在融入长三角城市群后，显著加剧了工业SO2排放。该初步实证结论与本文的理论分析高度一致：通过城市群的扩容，城市间的协商和经济合作，降低了产业转移的行政障碍等制度成本，先发的核心城市在向后发的新加入城市进行产业转移时，由于经济发展水平的差异，导致原位城市和新加入城市在经济增长和污染之间的权衡差异，转移出去的产业通常附带了相当的污染，表现为原位城市的污染排放减少和新加入城市污染排放增加的同步发生。
4.2机制检验：区域一体化带来产业转移的基本证据
尽管已经初步论证了城市群扩容在给原位城市污染排放减少，但这是否是通过污染产业的空间转移来实现的还有待进一步验证。如果通过扩容这一机制，原位城市将污染产业转移给了新加入的周边城市，则在发生扩容后，应该可以观测到新加入城市的工业企业数量具有显著增加，而原位城市的工业企业数在减少。表3给出了对城市规模以上工业企业数量的DID回归结果。
从表3可以发现，在扩容发生后，整体城市群的工业企业数量并没有发生明显变化，DID系数的统计检验不显①值得关注的是，表2中得到的整体城市群污染排放的显著减少，与表3中工业企业数和工业总产值均得到负的回归结果在逻辑上具有一致性。这可能印证了理论模型（7）的分析结果，即一体化的空间资源整合中，一些重污染的工业企业同时面临搬迁成本高、被转入地环境管制约束等导致转移成本过高而只能关停、淘汰或转出到更远的中西部地区，从而使得长三角整体城市群污染排放的下降。
著，而且数值较小（考虑到所有样本城市平均数量的1158）。原位城市的DID系数为负，尽管也不显著，但数值较大，表明原位城市的工业企业数量有所减少。新加入城市的回归系数显著为正，而且数值较大（占样本城市平均工业企业数量的近30%），表明新加入城市在融入城市群后，的确获得了显著的产业数量增加。通过对这三个处理组的实证检验，基本佐证了城市群的扩容，实现了原位城市对新加入城市的产业转移，结合表2的结论，进一步表明转移出去的产业主要是污染密集型工业企业。
为了进一步佐证城市群扩容带来了新加入城市与原位城市之间的产业转移，除了考察规模以上工业企业数量的变化外，工业总产值的变化在理论上也应该具有一致性，即如果实际发生了产业转移，则原位城市通过将部分产业转移出去使得工业总产值下降，而新加入城市在融入城市群后会有所增加。表3给出了城市群扩容对城市规模以上工业总产值的影响。原位城市的工业总产值显著降低了，使得整个城市群的工业产值规模有所减少①，而新加入城市的回归系数为正，但不显著。可见，原位城市的确有产业转出，新加入城市则发生产业转入，与城市群扩容带来的产业转移方向基本一致。
4.3异质性检验：区域一体化作用的城市差异
根据前文理论模型的阐述，尽管新加入的城市发生在同一个年份，但由于城市发展特征的差异，在参与区域一体化后受到的排污转移效应可能存在异质性。从转入城市的经济发展水平上来说，其效应大小取决于两个相反的因素影响：高发展水平城市能提供更好的公共设施降低企业转移成本从而吸引到更多工业企业，同时高发展水平城市的排污限制比低发展水平城市高，从而阻碍部分产业的进入，转入城市发展水平的差异对污染转移程度需要进一步实证检验。此外，城市的公共基础设施如道路面积，能够降低产业转移的运输成本，从而可能引致了更多的污染转移;同时，转入城市已有的工业基础，比如更高的第二产业份额，使得城市的工业集聚或服务水平更高，或者让新进入产业能更容易地共享中间投入品，从而也可能引致更多的污染转移。因此，本文考虑转入城市的三个发展特征，即经济发展水平、人均道路面积和第二产业比重作为对不同城市在区域一体化变化之后，工业污染排放效应的异质性检验。其中，数据均来自相应年份的《中国城市统计年鉴》。 为了获得转入城市特征异质性的检验结果，在原模型中城市与年份交互项的基础上，再次与城市发展特征值进行交乘，同时对这三重交互项中的两两交互项进行控制，得到的回归系数意义为新加入城市在2010年区域一体化变化前后，那些经济发展水平更高、道路基础设施越好或者第二产业比重越高的城市所受到的影响。表4给出了相应的估计结果。从表4中看出，三重交互项的系数均显著为正。表明在新加入的城市中，经济发展水平更高的城市受到的污染转移效应更强，前者的降低转移成本效应占了主导，同时，道路公共设施和第二产业比重也分别对一体化后的工业污染排增加放起着显著的推动作用，与预期一致。
5稳健性检验
基本的DID回归检验为城市群扩容导致的污染产业从原位城市向周围新加入城市转移和扩散提供了基本证据。但考虑到样本城市在2010年扩容政策的排他性，以及DID评估方法需要满足一定前提条件，该结论是否稳健还有待进一步更严谨的实证研究。下文继续进行对基本结论的稳健性检验。
5.1剔除皖江城市带城市后的检验
同在2010年，国家发改委便以安徽省的长江流域作为示范区，从宏观布局上对泛长三角地区的产业转移和升级作出了指导和规划。2010年1月12日，国务院正式批复《皖江城市带承接产业转移示范区规划》，这是迄今全国唯一以产业转移为主题的区域发展规划。《规划》提出的承接产业转移示范区包括了安徽的8个地级市外加一区一县，新加入城市中的合肥和马鞍山就在其中。由于该《规划》与城市群扩容同时发生在2010年，基本检验结果有可能是因为《规划》的出台，使得主要是这两个城市承接了长三角原位城市的产业转移，而不是城市群扩容的作用。为了对《规划》和扩容的影响进行区分，在新加入城市作为处理组的DID回归中，剔除合肥和马鞍山两个城市，进一步回归检验结果是否稳健。
表5给出了皖江城市带和将其剔除的新加入城市分别作为处理组的回归结果。可以发现，同是融入长三角城市群和承接产业转移示范区的合肥和马鞍山作为处理组的回归中，DID系数非常显著，且数值上远大于剔除这两个城市的其他新加入城市的平均处理效应。作为国家发改委首次直接出台规划指引承接产业转移的城市，又同时加入了城市群的扩容，因而可能承接了更多的较发达地区的产业转移，其工业SO2排放量也显著更高，与污染产业转移的逻辑保持一致。因此，尽管新加入城市中包括了两个皖江城市带城市，但并不影响回归得到的基本结论。
5.2虚拟实验组的反事实检验
2010年长三角城市群扩容中，新加入的6个城市分别为靠近原位城市的周边城市，而實际上，在空间分布上，还有其他一些靠近原位城市的外围城市没有加入。如果污染转移确实是一体化导致的，而不是存在长三角中心区向外污染扩散的客观趋势[16]，意味着在空间地理上邻近的城市中，只有加入经济协调会的扩容城市才受到影响，而周边有着类似地理位置但没有加入城市群的其他城市则没有明显影响，否则前面回归得到的显著结果只是原位长三角城市群向外围城市进行污染产业的客观过程，而不是由于城市群扩容带来经济一体化造成的结果。具体来说，根据长三角城市群周围城市的地理分布空间，虚拟假设周边地理位置接近，但没有加入城市群的其他城市为处理组，即连云港、宿迁、滁州、芜湖、宣城、黄山、丽水和温州这8个城市。其中，连云港、宿迁、滁州、芜湖、丽水和温州在2013年长三角城市经济协调会第十三次会议中进行了增补，为了剔除这一干扰因素可能带来的影响，对这8个城市作为反事实处理组的回归中，重新进行不包括2014和2015年数据的回归，结果如表6。
从表6中的回归结果发现，不管是采用2003—2015年样本，还是剔除了2014年和2015年数据后的外围城市，其系数都不显著（其中，由于外围城市处理组中有6个城市在2013年加入长三角城市群，因此，在2003—2015年的样本回归中，外围城市处理组的系数虽然不显著，但能通过15%的统计检验，当剔除了2014和2015年数据时，该回归系数则不显著），而2010年的扩容城市系数在剔除2014和2015年后依然显著为正。这进一步证实，通过融入城市群带来的区域一体化，后发城市承担了更多的工业污染排放，与前面的基本结论一致。
5.3平行趋势及动态检验
双重差分方法在应用中要取得良好的性质，除了需要满足上面的政策排他性外，还应该保证其无偏性，其前提条件就是处理组和对照组之间需要满足平行趋势假设。就本文来说，在2010年城市群扩容之前，如果新加入城市、原位城市与其他对照组城市就存在时间趋势差异，那么前面观察到的2010年之后的处理效应有可能并非是扩容政策所致，而是由于事前的时间趋势导致。因此，为了验证实证结论的稳健性，需要检验在扩容发生之前，本文的处理组与对照组是否存在平行趋势。同时，考虑到城市群扩容发生之后，新加入城市与原位城市受到的影响存在持续性，即随着时间推移，影响程度是逐渐缩小还是扩大，有待进一步检验。通过构建扩容发生的反事实和动态效应，可以同时检验平行趋势假定和政策动态效果。具体来说，采用引入提前2年、1年和当期的城市群扩容虚拟时间变量，和扩容后1年、2年和3年以上的时间虚拟变量，分别与整体城市群、原位城市和新加入城市的个体虚拟变量进行交乘，得到结果如表7。
可以发现，对于整体城市和原位城市而言，由于提前年份与处理组的交互项显著、不为零，因而2010年城市群扩容对整体和原位城市并不满足平行趋势。也就是说，在发生扩容之前，原位城市和整体城市与其他对照组城市相比，工业SO2排放量即在显著下降，不过，值得注意的是，对于两个处理组而言，在扩容发生后，交互项的数值显著增大了，表明通过扩容的区域经济一体化推进，整体和原位城市出现更大程度的减排效应。继续观察新加入城市，在扩容之前的一年和两年均不显著，表明在融入长三角城市群之前，这些城市与其他对照组城市比，工业SO2排放量并没有呈现显著的差异。而只有当融入之后的两年的开始，交互项的系数为正，即工业SO2排放量显著高于其他对照组。这一证据表明，在城市群扩容前后，原位长三角城市都在降低污染排放，但扩容后，通过污染产业更大范围的转出，减排效应更大，反观新加入城市，只有在融入城市群后的两年开始，工业污染排放才显著增加，这进一步验证了新加入的城市更多地承担了原位城市的污染转移。尽管如此，总体上而言，城市群的扩容机制，仍然在平均意义上降低了参与城市的工业污染排放水平。 5.4对被解释变量进行增长率换算的检验
在前面的实证研究中，作为被解释变量的城市工业SO2排放量是以总量规模来衡量，其意义为考察城市群一体化扩容后工业污染排放的绝对规模有无发生显著变化。为进一步识别区域一体化的影响，将被解释变量取对数，这样表示的含义为城市工业SO2排放量的增长率在扩容前后有无显著差异。与绝对规模指标不同，增长率考虑了城市本身的排放规模影响，其交互项的意义为城市参与一体化后，是否改变了其工业污染排放的时间趋势。表8为被解释变量取对数后的计量结果，观察发现，三个样本组的城市所得到的回归系数在符号上与前面结果一致，只是新加入城市的估计系数没有通过显著性检验，不过在绝对数值上达到了10.5%，影响程度不容忽视为进一步稳健性起见，考虑到模型中对照组城市可能存在一些极端值的影响。比如过去某些城市实行了SO2排放权交易试点、某些城市进行了行政区划调整，以及不同城市受到的工业产能冲击差异等等，从而可能影响了所得到的差分效应。因此，为进一步排除极端值的影响，使对照组数据更加平滑，将对照组城市的被解释变量进行前后5%的截尾处理，重新进行估计，得到的交互项系数便高度显著，与前面基本结论一致。由于篇幅有限，估计结果并未列出，有需要可以跟作者索取。，这进一步验证了本文的结论。
5.5更换污染排放的测度指标
尽管SO2排放量是社会和政府广泛关注的重要污染物，但从本文的研究来说，污染排放有多种形式，仅仅用SO2可能不足以反映城市间的工业污染排放变动。实际上，《中国城市统计年鉴》也提供了城市工业烟尘（粉尘）排放量，但遗憾的是，城市间工业粉尘（烟尘）排放量刚好在2010年到2011年发生了一次重要的统计口径变更，由过去单纯统计工业烟尘排放，到2011年新增了粉尘排放量，并将其合并为工业烟尘和粉尘排放之和。而本文的政策年份恰好是2010年，从而可能给研究的准确性带来挑战。尽管如此，考虑到烟尘和粉尘通常有一定的共性，同属于大气污染的主要成分，本文仍然将被解释变量更换为工业烟尘（粉尘）排放量进行稳健性检验，获得回归结果见表8。观察发现，可能由于统计口径的变更影响，使得回归系数变得不显著，但在交互项的系数符号上，该回归结果依然与前面基本结论完全一致，进一步表明了本文结论的稳健性。
6进一步讨论：规模效应还是结构效应？
前文证实了区域一体化带来污染排放的跨城市转移，但正如沈坤荣、金刚和方娴[20]指出的，根据污染排放的ACT模型，环境污染排放量的增加可以由生产规模扩大引起，也可以由生产的污染密集结构引起，前者称为规模效应，后者为结构效应。因此这里进一步讨论的问题是：当区域一体化带动污染转移时，从原位城市向新加入城市转移的污染产业与迁入地本身的产业污染密集度相比，是转移了污染程度类似的企业还是污染更高，抑或相對污染更低的产业？尽管前面检验发现一体化给新加入城市带来了更多的污染排放，但对规模效应的验证无法进一步回答产业排污的结构效应。如果新加入城市单位工业产值的
SO2排放量在一体化后增加了，则意味着总体工业污染排放的密集度增大，即工业结构更偏向污染密集型，但如果新加入城市单位工业产值的SO2下降了，则尽管污染排放总量上升，但排放密集度下降，工业污染排放的结构趋好。另一种情况则是一体化前后差异不显著，则表示新加入城市引入的产业与本身的工业排污密集度类似。
仍然采用前文设定的DID模型进行实证检验，将被解释变量设为城市工业SO2排放量与工业总产值的比值并取对数，表示工业污染排放密集度的变化率。该模型能够检验发生一体化变化的城市在政策前后的工业污染密集度有没有显著的增长差异。表9给出了相应的回归结果。发现整体城市和原位城市的工业污染密集度有所下降，并且显著，而新加入城市的回归系数为正，但不显著。可以认为，长三角城市群一体化的推进在总体上有利于降低工业污染密集度，并主要是体现在原位城市，而新加入城市尽管在排污的绝对规模上增加了，但整体工业排污密集度并没有显著上升。因此，这在一定程度上说明了地区之间在推进一体化过程中的产业转移机理，即核心区在较高的经济发展水平下逐渐挤出了污染密集型产业，提升了生产的清洁程度，外围经济发展水平较低地区在承接产业转移中也是有选择性的，尽管污染排放规模上升了，但生产的排污程度并没有提高，因而是一种双赢的一体化合作。
7研究结论与启示
作为中国近年来的一项重要制度安排，区域一体化战略已成为中国推动区域经济协调发展的重要政策工具，对区域经济高质量发展产生了重要影响。2010年长三角城市群的扩容是推动区域一体化发展的一次有益尝试，尽管已有研究发现，这一战略的实施，显著带来了参与城市的共同经济增长[2]，但区域一体化合作能否带来污染转移效应而影响区域经济高质量发展，却缺乏足够关注。本文采用2003—2015年中国地级及以上城市的面板数据，以工业SO2排放量为对象，对长三角城市群2010年扩容的“准自然实验”的环境效应进行了深入研究。研究发现，环境要素在区域一体化过程中得到了重新配置，城市群原位城市通过将污染产业的转出，进一步实现了减排效应，而新加入的外围城市，在获得区域一体化“红利”的同时，承担了转移的工业污染排放。进一步研究发现，城市群扩容具有显著的减排效应：从总量上看，排污通过原位城市向外围新加入城市转移，并显著降低了原位城市排污水平;从结构上来看，在降低原位城市污染密集度的同时并未增加新加入城市的污染密度。区域一体化合作显著带动了城市群的减排效应，有利于促进城市群经济的高质量发展。
本文的研究结果具有积极的政策意义：首先，区域一体化能够降低内部区域之间的行政边界壁垒，提高跨区域资源配置和要素空间整合能力，通过产业的空间重配效应来降低区域污染减排规模。这意味着，在目前既要保增长，又要降排放的发展压力下，除了从产业本身进行技术改造实现绿色升级外，还可以通过促进区域一体化来优化区域之间的环境重配，提升产业资源配置效率，为新常态下中国经济保持快速稳定、绿色健康的高质量发展提供一种新的思路。其次，在经济发展步入新时代后，中央政府逐渐弱化对地方政府GDP的考核要求，各个省市不再简单追求经济增长的数量升级，而是需要提高本地经济的发展质量。区域一体化作为推进区域经济协调发展的重要工具，除了能够通过促进要素自由流动、优化资源的空间配置效率来推动地区经济增长，同时还有利于促进整体区域的生态文明建设。当然，为尽可能避免一体化过程中的污染转移对低发展水平地区环境质量的威胁，应加强地区政府在一体化建设中的环境治理合作，尤其是对区域空气污染的协同治理和协同防控[22-23]，共同营造降低空气污染的整治网络。因此，在中国进一步的区域协调发展推进下，各地区间应进一步完善区域一体化发展战略的制度安排，将经济资源配置和污染协同治理同时纳入合作框架，充分发挥区域一体化影响区域经济高质量发展的制度红利，推动区域一体化战略成为支撑区域经济增长动能转换的制度安排。 （编辑：于杰）
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