一、引言与文献综述

十八大以来，国家确定了“一带一路”、京津冀协同发展以及长江经济带三大发展战略，成为经济新常态下激发新一轮经济增长活力的重要动力源泉，其中长江经济带横贯中国东中西11个省市地区，面积约占全国总面积的20%，人口和生产总值均超过全国40%，生态地位重要、综合实力较强、发展潜力巨大。《长江经济带发展规划纲要》提出了长江经济带发展需要坚持生态优先、绿色发展的基本原则，党的十九大报告进一步强调了长江“共抓大保护，不搞大开发”的绿色发展战略要求。随着绿色发展理念的不断深入以及清洁生产技术的应用，长江经济带工业污染排放水平总体呈下降趋势，其中工业二氧化硫排放从2003年的18.86万吨逐渐下降到了2014年的16.73万吨，工业废水排放从2003年的3.35万吨下降到了2014年的2.61万吨，工业烟尘排放则从2003年的7.91万吨下降到2010年的4.96万吨，但随之却逐渐增加到了2014年的11.01万吨。在影响地区污染排放的因素中，除了经济总量、人口增长、环境规制、技术进步和经济结构变迁等因素之外，市场壁垒的消除与市场一体化水平的不断提升，也会对经济增长与增长效率起到显著促进的作用，进而有助于降低污染排放。但与此同时，在分权体制下，地方政府存在税收竞争与政治晋升机制下的分割市场的激励，带来了产业严重趋同与重复建设等问题，加剧了地区污染排放。未来消除市场分割、推动长江经济带一体化市场体系建设将成为其利用市场手段实现绿色发展的关键。

当前长江经济带在推动区域市场一体化方面已经做出了很多卓有成效的实践探索。比如长江下游沪、苏、浙、皖四省市建立了“三级运作、统分结合、务实高效”的合作协调机制。2016年12月1日，长江上游重庆、四川、云南、贵州四省市签署《关于建立长江上游地区省际协商合作机制的协议》，中游的湖北、江西、湖南三省签署《关于建立长江中游地区省际协商合作机制的协议》，标志着长江经济带省际协商合作机制全面建立①本文参照此种分类方法，将长江经济带上游地区（西部）界定为成渝滇黔四省市，包括重庆、成都、自贡、攀枝花、泸州、德阳、绵阳、广元、遂宁、内江、乐山、南充、眉山、宜宾、广安、达州、雅安、巴中、资阳、贵阳、六盘水、遵义、安顺、昆明、曲靖、玉溪、保山、昭通等28个城市；将中游地区（中部）界定为湘鄂赣三省，包括南昌、景德镇、萍乡、九江、新余、鹰潭、赣州、吉安、宜春、抚州、上饶、武汉、黄石、十堰、宜昌、襄阳、鄂州、荆门、孝感、荆州、黄冈、咸宁、随州、长沙、株洲、湘潭、衡阳、邵阳、岳阳、常德、张家界、益阳、郴州、永州、怀化以及娄底等36个城市；将下游地区（东部）定义为皖江浙沪四省市，包括上海、南京、无锡、徐州、常州、苏州、南通、连云港、淮安、盐城、扬州、镇江、泰州、宿迁、杭州、宁波、温州、嘉兴、湖州、绍兴、金华、衢州、舟山、台州、丽水、合肥、芜湖、蚌埠、淮南、马鞍山、淮北、铜陵、安庆、黄山、滁州、阜阳、宿州、六安、亳州、池州以及宣城等41个城市。。在此背景下，本文关心的问题是长江经济带市场一体化是否有助于降低污染排放？而且在不同地区以及市场一体化的不同阶段，其对污染排放的影响关系如何？这些问题的解决对于进一步推动长江经济带市场体系一体化建设以及实现长江经济带绿色可持续发展意义重大。梳理文献不难发现，市场一体化对环境污染影响的机制与结论多样，但基本上可以归纳如下三种观点：

（1）市场一体化降低了环境污染水平。实证上，贺祥民等（2016）基于自然试验的思想，利用倍差法探讨了长三角区域一体化对地区污染排放收敛的影响，发现长三角一体化加速促进了三省市的污染排放收敛，区域一体化降低了各省的污染排放，而且有利于促进污染排放强度下降式收敛。一个可能的解释是，在统一市场体系下，为了实现不同地区环境污染外部性内部化以及解决环境污染跨区治理“囚徒困境”难题，建立污染联防联控机制、推动环境污染协作治理成为环境治理的必须，在生态文明建设的大背景下，环境污染治理逐渐成为地方转型发展的硬约束（李雪松、孙博文，2014）。市场一体化对污染减排的中间机制体现在如下几个方面，首先，在能源市场中，市场一体化实现了不同地区按照分工优势进行能源交易的可能性，能源丰裕地区贸易壁垒的消除，使得能源贫乏地区的能源贸易运输成本大大降低，有助于提高能源全要素生产率，降低了环境负荷（张翠菊、张宗益，2015）。其次，经典新经济地理模型中，市场一体化促进了产业集聚的实现，有助于企业集聚外部性的发挥，实现环保技术传播与共享，有利于提高绿色增长效率（Krugman，1991；Dong et al.,2012；邓玉萍、许和连，2013）。最后，市场一体化推动了产业结构的转型与升级，降低了企业生产碳排放强度（吴振信等，2012）。

（2）市场一体化加剧了环境污染水平。规范的理论研究中，环境污染往往被视为经济增长的副产品而纳入一般均衡的分析框架，短期内推动地方市场一体化引致的“贸易转移效应”有利于本地经济增长，也在一定程度上加剧了本地污染。范子英和张军（2009）认为财政分权为分割地方的“诸侯经济”带来了激励，在一定程度上扭曲了市场机制并损害了生产效率，导致环境污染加剧。同样，周愚和皮建才（2013）通过构建一个两阶段动态博弈模型，证实市场一体化对地区环境污染的影响取决于污染排放的溢出效应，如果某一种环境污染物诸如大气污染、水污染具有较强的跨界污染能力，并且跨界污染系数高于某一阈值，则市场一体化程度的提高不仅会通过提高本地经济增长加剧污染副产品，也会使异地污染物的跨界输入构成本地环境污染的重要来源。但研究并未发现市场一体化加剧环境污染的实证证据。

（3）市场一体化对环境污染存在不确定的影响机制关系。经典的“环境库兹涅茨曲线”理论中，市场一体化对环境污染的影响存在结构效应、规模效应与技术效应。一般而言，市场一体化意味着商品自由贸易以及要素流动障碍的清除，有利于经济结构的优化并促进地区规模效应的发挥，进而提高资源配置效率与生产技术进步，对污染减排有促进作用；而市场一体化带来的贸易扩张与市场规模的扩大，既会因为产品生产的增加加剧污染排放，与此同时也会因为规模效应的发挥降低污染排放，最终的结论取决于不同力量的对比（Grossman&Krueger，1991）。除此之外，市场一体化对环境福利的改善还依赖污染物的空间溢出属性与跨区污染系数，如果污染物溢出作用高于某一门限值，则市场一体化不利于环境福利的改善，通过提高企业清洁生产技术将成为企业降低环境污染的必选项（周愚、皮建才，2013）。

结果表明，这种先经过蒸汽低温烹饪，再高温烧烤的方法，是将蒸汽低温和烧烤完美结合，利用低温烹饪可以减少蒸煮损失，保留食物的原味和色泽，食物口感嫩滑，但还没有烧烤的效果；此时，再经过高温烧烤，瞬间锁住水分，表面快速上色，就可以达到外焦里嫩的烧烤效果。

既有研究大多关注市场一体化影响环境污染的间接效应的理论与实证，以经济增长、全要素生产率、产业集聚和产业结构等为中介变量对其影响机制进行探讨，缺乏直接效应检验的实证研究。实际上，对市场一体化影响环境污染的综合效应判断非常必要，有助于进一步明确“市场在资源配置中起决定性作用”的要求，进一步完善商品与要素市场的竞争机制，提高落后企业的竞争成本，实现环境污染外部性内部化，构建起统一市场体系建设与绿色经济增长的逻辑联结。此外，既有研究也缺乏市场一体化对不同污染物排放的实证研究，忽视了市场一体化影响环境污染的行业异质性。鉴于以上分析，本文以长江经济带这一国家战略为对象，基于新经济地理“驼峰”集聚租与“环境库兹涅茨曲线”理论，利用2003-2014年105个城市的面板数据和动态非线性面板回归技术，对市场一体化影响环境污染的非线性关系进行了实证分析，并对区域和污染物异质性进行了讨论。

二、理论基础与命题假设

中国市场一体化进程与市场分割有着深刻的制度背景，渐进改革下的赶超发展战略、官员晋升激励以及落后地区的策略性分工，成为地方政府分割市场的重要制度因素，地方政府倾向于采用“以邻为壑”的手段发展本地经济，带来了严重的产业同构、重复建设与环境污染问题（白重恩等，2004；周黎安，2004；陆铭、陈钊，2009；张维迎，2012）。市场一体化对环境污染的影响机制比较复杂，本文将以经济增长为中间变量探讨市场一体化影响环境污染的机制，主要分为如下两个方面。

一方面，基于新经济地理“驼峰”集聚租理论可知，市场一体化对经济增长的影响存在先促进后抑制的非线性关系。新经济地理学认为，区域经济一体化（主要表现为贸易自由化以及区域市场一体化）对于地区集聚租的影响存在“驼峰”的特征。在经典Krugman（1991）的核心边缘（CP）模型中，以普通劳动力为主导的流动性生产要素的区位选择主要以“集聚租金”为目的，在经典新经济地理的规模递增、垄断竞争以及运输成本存在的假设下，集聚租是贸易自由度ϕ（市场一体化）的凹函数，北部核心地区真实工资w与南部非核心地区的真实工资w*的差异△w表示如下：

 

其中，ϕ代表南北地区之间贸易自由度或市场一体化水平，μ代表工业品的支出占总支出的份额，从中可以推出随着市场一体化ϕ的不断提升，集聚租金曲线呈现出先升后降的“驼峰”态势，区域经济一体化对于经济增长的影响存在先促进、后抑制的作用。在贸易成本较高、市场分割严重、区域经济一体化程度非常低的阶段，经济一体化的改善有助于促进经济增长，但随着市场一体化到了高级阶段，由市场规模扩大带来的拥挤效应大于集聚效应，那么市场一体化对于经济增长的抑制作用占主导。Combes等（2008）将其细化三个阶段：第一阶段，市场完全封闭，经济活动完全分散，经济增长不存在空间差异性，区域的福利水平同时增进。第二个阶段，非对称均衡出现，边缘区的名义工资保持不变，但推动了本地价格指数的上升以及综合福利的下降。相反，核心区的工人不仅从出口产品获益，而且还享受更高的名义工资。结果，经济一体化程度越高，则经济增长差异也就越大。第三阶段，随着经济一体化程度的日益加深，边缘地区的经济福利下降的趋势会得到一定程度的遏制。核心区对边缘区的劳动需求会持续上升，高名义工资也会提高本地企业的生产压力，因此当贸易成本更低时，核心区的厂商会选择边缘区，核心区劳动竞争的缓和将会促进名义工资的下降，结果两地居民都能够继续享受贸易成本下降和产品种类增加带来的好处（Krugman，1991；Fujita&Thisse，2002）。因此随着经济一体化的不断提高，提高经济增长与生活趋同的政策需要从基础设施建设与互联互通、制度改善以及政府干预循序推进（世界银行，2009）。

节日最大特点是周期性复现。因为传统节日是每年都有一个轮回，传统节日周期性的复现就为年轻一代的伦理价值体验提供了有力保证。人们利用传统节日定期进行传统表演与传统教育，使传统在民众生活中得到延续与加强。传统节日给传统的创新与发展提供了重要机会。中国传统节日是祭祀日、庆祝日与亲情日的复合。受中国传统文化的影响与制约，传统节日的伦理意识特别浓厚。传统节日就是中国传统文化的一个集中体现，而中国传统文化的核心就是伦理的文化，伦理文化就是讲人际关系的文化，就是道德，有很多道德的理念。

另一方面，经典的“环境库兹涅茨曲线”理论认为经济增长对环境污染的影响存在先促进后抑制的非线性关系。区域经济一体化所带来的环境效应比较复杂：一方面，经济一体化下的要素自由流动有助于实现地区匹配，提高经济增长效率，降低污染（李晓春，2005；张舰等，2017）；另一方面，经济一体化所带来的区域经济总量增长，短期内提高了产品附加型的污染排放。为了便于分析这个问题，本文的视角转向“环境库兹涅茨曲线”的讨论上来。“环境库兹涅茨曲线”的经典文献来自于Grossman和Krueger（1991）对于国际贸易自由化下经济增长与环境污染的结构、规模以及技术效应的探讨，Grossman和Krueger利用全球环境监测体系的SO2、烟尘等空气质量数据，发现人均收入与SO2、烟尘之间存在一种“倒U”型关系，人均收入增长在开始阶段会加剧环境污染，当人均收入达到4000～5000美元的转折点时，环境质量随人均收入的增长而改善。究其原因，首先是规模效应，随着经济规模的扩大，经济投入要素以及资源也相伴扩张，带来了更多污染排放；其次是技术效应，一国经济增长伴随着研发支出的提高和技术进步，资源利用效率的改进以及清洁生产技术的开发，有助于降低单位污染排放；最后是结构效应，经济的增长伴随着经济结构从劳动密集型、能源密集型向低污染的知识密集型转变，投入产出结构的变化也有助于减少单位产出的污染排放。随后，“环境库兹涅茨曲线”的验证在不同国别以及不同污染物层面都得到了大量的经验结果（Shafik&Bandyopadhyay，1992；Selden&Song，1994；Copeland&Taylor，2004；陈向阳，2015；齐绍洲、张振源，2017）。

任课教师要在明确材料学科体系的基础上，科学有效地挖掘蕴含于本学科专业课程中的思政教育资源，实现材料类专业知识传授与育人目标的统一。为此，任课教师认真分析和梳理所讲授课程内容，明确思政的融入点，合理地将思政观点和专业知识点结合，而不要把思政和专业教学明显割裂。

基于以上理论分析可知，市场一体化对经济增长的影响可以分为A1(+)与A2(-)两个阶段，在A1(+)阶段市场一体化有助于促进经济增长，而在A2(-)阶段市场一体化对本地经济增长表现为抑制作用。同理可知，经典“环境库兹涅茨曲线”理论认为经济增长对环境污染的影响可以分为B1(+)与B2(-)两个阶段，在B1(+)阶段经济增长加剧了环境污染，而在B2(-)阶段经济增长有助于缓解环境污染。因此，两种曲线阶段的重合体现为A1(+)B1(+)，A1(+)B2(-)，A2(-)B1(+)以及A2(-)B2(-)四种情况，在A1(+)B1(+)与A2(-)B2(-)中，市场一体化对环境污染表现为促进作用，在A1(+)B2(-)与A2(-)B1(+)中则表现为对环境污染的抑制作用。据以上分析我们不难推断，以经济增长作为中介变量，市场一体化对环境污染的非线性影响可能表现为“U型”或者“倒U型”两种，“U型”曲线的逻辑在于，经济发展经历了从A1(+)B2(-)到A2(-)B1(+)阶段的演化，表现为图1中的虚线部分；同理“倒U”曲线的逻辑在于经济发展经历了从A1(+)B1(+)到A2(-)B2(-)阶段的演化，表现为图1中的实线部分。基于以上分析本文提出如下命题假设：

H1：市场一体化对经济增长存在先促进、后抑制的“倒U型”关系；

H2：经济增长对环境污染存在先促进、后抑制的“倒U型”关系；

H3：市场一体化对环境污染的影响取决于发展阶段、样本区域以及污染物的异质性，既可能存在先促进、后抑制的“倒U型”关系，也可能存在先抑制、后促进的“U型”关系。

  

图1 区域市场一体化与地区污染排放

本文剩下的章节安排如下：第三部分对长江经济带市场一体化指数及不同污染物的排放进行了时间趋势分析；第四部分构建了市场一体化影响地区污染排放的静态与动态面板回归模型，对核心变量及数据来源进行分析，以及对实证结果进行了讨论；最后一部分是本文的结论总结与政策启示。

三、区域经济一体化与地区污染排放的特征事实：以长江经济带为例

（一）市场一体化指数的计算及变动趋势

表3采用长江经济带总体样本数据对市场一体化的污染排放效应进行了实证检验，Haus⁃man的检验结果支持固定效应模型的设定。结果发现：

（1）计算相对价格绝对值。由于获得的价格数据是环比数据，因此应该对价格比取对数处理并且进行一阶差分，因此价格绝对值，其中P代表环比价格指数，i与j代表具体城市，t为具体年份，k代表商品类别。

（2）消除商品固定效应。本研究采用Parsley和We（i2001）的剔除商品固定效应的方法，假设包括仅仅与k商品本身的固定属性有关的ak以及与不同城市的市场环境有关的两个部分组成，进一步分别计算出k种商品t年的相对价格离差然后分别对每一种商品相对价格离差在不同的城市对之间求均值再分别用城市对数据减去平均值，消除固定效应，因此就有，所以影响城市对相对价格波动的非商品因素可以表示为

（3）计算市场分割指数segij。通过计算相对价格变动部分qijt的方差Var()，来衡量市场分割及其他随机相关因素，在反映城市之间商品市场分割的相对价格方差的计算过程中，本研究对各个城市与长江经济带全流域不同城市之间的市场分割指数进行计算①桂琦寒等（2006）测度了1986-2001年中国相邻省份市场分割指数，刘小勇和李真（2008）证实两种方法测度省级市场分割指数的趋势是基本一致的，尤其是1994年分税制改革以来，中国地方政府面临的财政激励趋于稳定，使得采用相邻省份与全部省份计算得出的价格波动方差基本一致。除了计算全流域城市对之间的分割指数之外，本研究还计算了基于毗邻地理单元城市对市场分割指数的城市综合分割指数，结果发现两指标存在基本一致的波动趋势，尤其是在关键时间节点，在2002年、2004年以及2008年的拐点均一致，因此本研究选择能更加反映区域之间市场一体化指标的全流域城市对数据进行分析，因为数据量巨大，本文仅列示需要分析的数据，感兴趣的读者可来信索取。。基于各城市商品消费价格指数数据，构造12年（2003-2014年）的5460个（）城市对数据，因此六大类商品下可以构造出393120个（6×12×）相对价格数据，剔除每一种商品的固定效应之后，基于个城市对数据求解每一个城市对应的相对价格离差，具体目标城市的相对价格离差用含此城市的所有城市对数据平均值表示，最终可求解不同商品的相对价格方差Var()，构造出一个12年105个城市的市场分割指数面板数据库，不同城市的相对价格方差平均值作为市场分割或市场非一体化segij的代理变量。为方便数值观察，对结果乘以1000处理。

（4）最后，本文将市场一体化指数表示为市场分割的倒数：

本文通过计算长江经济带105个城市的市场一体化指数发现，绝大多数城市市场一体化水平均在波动中不断提升，反映了城市之间贸易壁垒以及要素自由流动障碍的不断降低。值得注意的是，大多数城市的市场一体化水平在2013年之后呈下降趋势，可能与新常态下中国经济下行压力增大，政府通过地方保护与市场分割发展经济的激励提升有关（孙博文等，2016）。本文还对长江经济带总体及上中下游流域的市场一体化指标的几何平均值进行了计算，结果发现，总体上长江经济带市场一体化指数从2003年的22.02增加到了2012年的最高值92.02，随之市场一体化指数逐渐下降到了2014年的26.15。此外，数据表明长江经济带上游成渝滇黔四省份的市场一体化指数（26.07）小于中游地区湘鄂赣三省均值（27.29），下游长三角地区市场一体化指数最高为29.23，反映了市场发育程度、商品贸易自由化以及市场一体化指数往往与本地的经济增长水平直接相关。

（二）不同污染物排放的时间变动趋势

本研究对长江经济带105个城市的污染物排放数据进行了搜集分析，具体指标包括工业废水排放量（water）、工业二氧化硫排放量（SO2）以及工业烟尘排放量（dust）。图2（a-d）反映了2003-2014年长江经济带下游东部、中游中部以及上游西部地区的多污染物排放总量的变动趋势。从污染物排放总量变动来看，东部经济发达地区废水与二氧化硫排放均逐渐下降，分别从2003年的8.05万吨及1.92万吨下降到2014年的6.34万吨及1.6万吨，而烟尘排放量则呈现波动中上升的趋势，尤其是2010年之后上升速度加快。中部地区二氧化硫从2003年的3.13万吨增加到2006年的4.63万吨之后逐渐下降，在2011年有一个较大的波动，废水排放量变动不显著，而烟尘排放在2010年之后加速上升。西部地区二氧化硫与废水排放在波动中下降，而且烟尘排放在2010年之后的上升趋势与中东部基本一致。总结可知，2003年以来，长江经济带主要地区的废水以及二氧化硫排放的总量在波动中逐渐下降，对比而言，烟尘排放总量在2010年之后经历了一个较大幅度的上升，但不影响其总体下降趋势。

把教书当“饭碗”，混口饭吃。认为在中小学思品、政治课是“副科”，应付一下上级、应付一下学生、应付一下中考就行了，对于党的十八大明确指出的“把立德树人作为教育的根本任务”[2]置若罔闻，教师“立德树人”的主导作用少见踪影。

  

图2a 长江经济带下游污染物排放变动

  

图2b 长江经济带中游污染物排放变动

  

图2c 长江经济带上游污染物排放变动

  

图2d 长江经济带总体污染物排放变动

四、模型构建、变量选择与实证结果讨论

（一）模型构建与变量选择

因此，要破除商品及要素市场分割的制度障碍，推动长江经济带一体化市场体系建设，实现区域市场统一与绿色增长的协同发展。短期内市场一体化可能会加剧部分污染物排放水平，原因在于纯粹的市场竞争难以解决环境污染的外部性问题，难以实现“效率”与“绿色”的统一发展，这就要求因地施策：对于市场一体化水平较高的长三角地区，进一步利用资本与信息一体化优势，大力发展战略性新兴产业与“互联网+现代服务业”，此外，应当充分发挥长三角地区技术溢出效应的“龙头”作用，在推动其与中西部地区市场一体化的同时，实现跨区域的环境技术交流与环境协同治理。对于市场一体化程度比较低的中西部地区，市场一体化主要表现为环境污染的加剧作用，政策重点是进一步打破区域之间的贸易壁垒，推动跨区域大市场的形成，提高经济增长效率，而且在这个过程中，尤其是要提高水泥、有色金属冶炼及压延加工业、钢铁工业、建材工业以及造纸印染工业等“高投入、高污染、高能耗”行业的市场准入门槛，依托地方发展比较优势，深化供给侧结构性改革，推动地方产业完成从劳动密集型与资金密集型向技术密集型以及知识密集型转变。

 

模型（1）至（3）为静态面板模型，模型（4）至（6）为考虑被解释变量滞后项的动态面板模型。为了消除回归异方差，本研究对主要变量取对数处理，其中i与t分别代表第i个城市t年的指标数据。被解释变量地区污染排放指标包括工业二氧化硫排放ln SO2、工业烟尘排放ln dust以及工业废水排放lnwater；变量lnSO2it-1、lndustit-1以及lnwaterit-1则分别表示对应污染物的一阶滞后项；lnmi和sqlnmi分别表示市场一体化指数及其平方项，其一次项系数β2及二次项系数β3的显著性及符号是本文关注的重点，如果二次项系数显著为正，则市场一体化与污染排放之间存在显著的“U”型关系，否则将满足“环境库兹涅茨曲线”的“倒U”假设。Xit表示控制变量，包括外商直接投资ln fdi、政府干预ln gov、财政分权ln fisfed、经济增长ln gdp等，ai代表地区效应，vt代表时间效应，ςit代表残差项。具体变量解释如下：

（1）污染排放指标。选择污染排放总量指标，包括工业二氧化硫排放（SO2）、工业废水排放（water）以及工业烟尘排放（dust）。（2）市场一体化指标（mi），计算方法见上文。（3）外商直接投资（fdi）。原单位为万美元，本文基于每一年的平均汇率水平将其折算为人民币单位。（4）政府干预（gov）。用政府支出规模来表示，政府公共财政支出除以GDP，反映了政府对经济的干预程度。（5）财政分权（fisfed）。财政分权衡量了地方政府财权下放的程度，本研究利用乔宝云（2002）提出的测度方法，计算公式为财税分权=[城市人均财政支出/（城市人均财政支出+全国人均财政支出）]。（6）经济增长（gdp）。以2003年为基期，对GDP指标进行消胀处理，计算出真实GDP水平。（7）社会就业总人口（labor）。采用行政区全市总人口数替代。（8）固定资产投资（invest）。采用固定资产投资总额作为衡量指标。（9）人力资本（human）。由于数据的缺失，本研究仅考虑全市小学人数、普通中学人数、普通高等学校。一般来讲，小学、初中、高中以及高等学校的教育年限为6年、9年、12年、16年，由于统计数据并没有将中学以及高中分开，所以本文对中学受教育年限取平均值10.5年计算。因此人力资本水平可以表示为human=6×prime+10.5×middle+16×university。prime、middle以及university分别代表全市小学人数、全市普通中学人数（初高中）以及全市普通高等学校人数。（10）到省会城市距离（capdis）。采用到省会城市欧几里得距离的算术平均值。

（二）数据来源及描述性统计

本研究将数据的时间窗口设定为2003-2014年，数据主要基于中经网、搜数网以及知网中国经济社会发展统计数据库，具体来源于历年的《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》、省级统计年鉴和地方《国民经济和社会发展统计公报》等，各变量的描述性统计分析结果如表1所示：

 

表1 变量描述性统计

  

变量water SO2 dust mi fisfed fdi gov gdp labor invest human capdis单位吨吨吨———万元%亿元万人万元年米观测样本1260 1260 1260 1260 1260 1260 1260 1260 1260 1260 1260 1260均值9404 59847 24811 4.854 0.245 490217 6.070 1169.659 493.1 8.457e+06 7.427e+06 8.314e+06标准差12575 71896 36909 3.684 0.203 1.142e+06 4.269 1771.022 359.5 1.160e+07 5.661e+06 1.339e+06最小值232 628 537 0.600 0.000500 0 0.150 72.62 36.80 152644 1.064e+06 6.424e+06最大值85735 683162 1.048e+06 16.893 1.912 1.270e+07 56.45 16869.62 2997 1.130e+08 4.910e+07 1.390e+07

（三）实证结果讨论

本文首先利用面板回归固定效应模型检验了市场一体化对经济增长的影响作用，并进一步检验经济增长对不同污染物的影响，对“环境库兹涅茨曲线”进行实证检验。表2结果显示：模型a中市场一体化影响经济增长的一次项ln mi与二次项sqln mi系数分别为0.0301和-0.0115，且均通过10%的显著性水平检验，说明市场一体化对经济增长存在先促进后抑制的“倒U”关系，证实了“驼峰”集聚租理论，通过计算可知拐点为1.309，有652个（52%）样本位于拐点以左，市场一体化表现为对经济增长的促进作用。此外，模型b、模型c与模型d中分别检验了经济增长ln gdp与平方项sqln gdp对工业废水ln water、工业二氧化硫ln SO2以及工业烟尘ln dust的影响，不难发现，对于不同污染物而言，经济增长无一例外均满足一次项系数为正，二次项系数为负的“环境库兹涅茨曲线”的理论假设，一次项系数分别为0.364、1.245以及0.545，二次项系数分别为-0.0400、-0.102以及-0.0612，且均通过不同程度的显著性水平检验。

 

表2 基准模型检验

  

注：***、**、*分别表示通过1%、5%以及10%的显著性水平检验；括号内表示标准误，下表同。

 

“环境库兹涅茨曲线”检验c d“驼峰”集聚租理论检验a ln gdp ln gdp sqln gdp ln fdi ln gov ln fisfed b ln water 0.364*(0.193)-0.0400***(0.0130)-0.0454***(0.0140)0.0392(0.0290)-0.0750***(0.0202)ln SO2 1.245***(0.202)-0.102***(0.0136)-0.0163(0.0147)-0.0293(0.0303)-0.0193(0.0211)ln dust 0.545*(0.325)-0.0612***(0.0219)-0.0309(0.0236)0.00468(0.0488)-0.0433(0.0340)ln mi sqln mi ln labor ln invest ln human ln capdis时间效应地区效应Constant Observations城市数量控制控制11.42***(1.794)1260 105 0.0301*(0.0157)-0.0115*(0.00587)-0.902***(0.0211)0.537***(0.00678)0.214***(0.0252)-0.622***(0.142)控制控制-6.396***(2.301)1260 105控制控制11.26***(1.066)1260 105控制控制9.901***(1.114)1260 105

进一步地将市场一体化与经济增长同时纳入到模型当中。基于Hausman检验对其随机效应模型（RE）或固定效应模型（FE）的设定进行选择。结果发现Hausman检验值均小于零，对此连玉君等（2014）认为在大样本下，Hausman检验统计量渐进服从卡方分布，但在有限样本中却经常出现负值，研究文献并没有统一的看法，内生问题与个体效应相关是导致Haus⁃man统计量出现负值的关键，根据经验法则，如果Hausman检验统计量为负，可以认为原假设不成立，应当采用FE。在系统GMM估计方法中，本研究对其一阶滞后项AR（1）、二阶滞后项AR（2）的自相关性以及工具变量过度识别通过Hansen值进行了检验。系统GMM对一阶滞后项AR（1）并没有太严格的要求，但要求AR（2）接受不存在自相关的假设，而且要求Hansen值接受工具变量有效的原假设，模型的检验结果基本上通过了系统GMM方法的要求，证实了本文研究方法的科学性。

（2）市场一体化对地区污染物排放的影响机制比较复杂，不同污染物形成原因和治理手段的不一致，不同区域的发展阶段各异，导致市场一体化对污染排放的非线性影响结果依赖于样本的时间阶段、地区差异以及污染物种类的变化。实证结果发现，长江经济带市场一体化对地区污染排放存在显著的“U”型或者“倒U”的非线性关系，而且存在区域与污染物的异质性。

 

表3 市场一体化影响地区污染排放的实证结果

  

方法模型FE(5)ln water FE(1)ln SO2 FE(3)ln dust RE(2)ln SO2 RE(4)ln dust RE(6)ln water(9)ln water 0.111***(0.0215)-0.495***(0.139)0.00835(0.0507)0.148***(0.0179)-0.0888***(0.0339)-0.0210(0.0303)0.496**(0.236)0.00497(0.0171)3.259***(0.812)L.ln SO2 0.0334(0.0269)L.ln water 0.355**(0.178)-0.0584(0.0605)0.0749***(0.0202)0.00602(0.0388)-0.0141(0.0319)0.656**(0.267)-0.0216(0.0189)5.169***(0.932)ln mi sqln mi ln fdi ln gov-0.118(0.137)0.0121(0.0465)0.114***(0.0156)-0.0259(0.0298)0.00598(0.0246)0.959***(0.205)-0.0196(0.0145)2.117***(0.717)ln fisfed ln gdp sqln gdp Constant 0.247(0.172)-0.0634(0.0583)-0.0380*(0.0195)0.0939**(0.0374)0.167***(0.0308)1.230***(0.257)-0.0423**(0.0182)4.800***(0.898)-0.169**(0.0761)-0.0699**(0.0285)0.130***(0.0163)-0.131***(0.0302)0.0383(0.0258)0.221(0.205)0.0253*(0.0147)5.255***(0.694)-2 72-0.0283(0.0926)-0.0844**(0.0347)-0.0231(0.0198)0.00383(0.0367)0.193***(0.0314)0.640**(0.250)-0.00689(0.0179)7.528***(0.845)-79.04-0.0139(0.151)-0.129**(0.0560)-0.0395*(0.0212)0.0834**(0.0396)0.153***(0.0363)0.817***(0.269)-0.0182(0.0195)4.828***(0.931)0.0461(0.138)-0.0144(0.0502)0.0796***(0.0203)-0.0281(0.0385)-0.00220(0.0322)0.412(0.264)-0.00631(0.0188)6.413***(0.907)-26.27-0.433**(0.171)0.147**(0.0619)0.0976***(0.0231)-0.0720(0.0446)0.00325(0.0382)0.150(0.309)0.00863(0.0224)7.267***(1.064)1260 Hausman AR（1）AR（2）Hansen Observations R-squared年数1260 0.000 0.168 0.934 1248 L.ln dust 1260 0.366 12 1260 0.227 12(8)ln dust 0.000 0.654 1.000 1248 0.000 0.655 0.303 1248 1260 12 12 12 1260 0.618 12系统GMM估计(7)ln SO2 0.199***(0.0239)12 12 12

1.全样本：市场一体化与污染排放的非线性关系验证

本文借鉴桂琦寒等（2006）的“价格法”对长江经济带105个城市的市场一体化指数进行测度，计算步骤如下：

（1）环境污染物的排放具有动态滞后与累积效应。模型（7）及模型（9）显示，工业二氧化硫及工业废水变量的一阶滞后项系数分别为0.199和0.111，且均通过1%的显著性水平检验，但工业烟尘变量的一阶滞后项系数虽然同样为正，却未能通过显著性水平检验。结果说明，总体上而言，长江经济带工业二氧化硫及工业废水排放量具有动态滞后效应以及累积效应，在经济发展与产业转型的过程中，传统的重化工等污染企业不仅对当期环境污染产生了负面作用，而且也强化了环境污染的长期路径依赖，如果没有较强的外部环境规制政策打破这种环境污染的累积效果，则地区可能会陷入环境持续恶化的困境。

（2）市场一体化对不同污染物排放存在非线性关系。一方面，在静态面板模型之中，模型（1）显示市场一体化影响工业二氧化硫排放的一次项及二次项系数分别为-0.0283和-0.0844，且二次项系数通过5%的显著水平检验，证实了市场一体化对二氧化硫排放存在先促进、后抑制的“倒U”关系；同样模型（5）显示市场一体化对工业废水排放也存在先促进、后抑制的“倒U”关系，但市场一体化对工业烟尘排放的影响系数不显著，原因可能在于消除市场壁垒对有色金属、水泥、煤炭以及建材行业等烟尘主要来源行业的影响不显著。另一方面，动态面板系统GMM估计结果显示，模型（7）中市场一体化对工业二氧化硫排放影响的一次项及二次项系数分别为-0.0139和-0.129，且二次项系数通过5%的显著水平检验。这意味着市场一体化影响二氧化硫排放“倒U”关系的存在，通过计算可知拟合曲线的拐点为-0.05，全部的样本（100%）均在拐点之右，市场一体化表现出对二氧化硫污染排放的抑制作用，说明市场一体化所带来的效率提升及产业结构调整效应要高于经济规模扩大所带来的污染水平的增加。模型（8）显示，市场一体化对工业烟尘排放影响的一次项及二次项系数分别为-0.433以及0.147，且均通过5%的显著水平检验，说明市场一体化存在影响工业烟尘排放的“U”型关系。通过计算可知拟合曲线的拐点为1.47，这说明734个（58.3%）样本处于拐点以左，市场一体化对工业烟尘排放存在抑制作用，其中东部、中部、西部分别有样本284个（22.5%）、255个（20.3%）以及195个（15.5%）；此外526个（41.7%）个样本处于拐点以右，市场一体化对工业烟尘的排放存在促进作用，其中东部、中部、西部分别占样本的16.5%、14.0%和11.2%。模型（9）显示，市场一体化对工业废水排放影响的一次项系数显著为-0.495，市场一体化显著降低了工业废水的排放水平，但二次项系数不显著，说明两者之间不存在显著的非线性影响关系。

（3）动态面板模型（7）至模型（9）的控制变量中，外商直接投资ln fdi降低了地区二氧化硫的排放，影响系数显著为-0.0395，但显著提高了地区烟尘及工业废水的排放水平，系数分别显著为0.0976和0.148，与都斌和余官胜（2016）的观点一致。理论上，外商直接投资对污染排放存在“污染光环假说”以及“污染天堂假说”两种观点，“污染光环假说”认为在大多数情形下，FDI可以把更好和更清洁的技术传播到发展中国家，因而有利于东道国环境的改善（Eske⁃land&Harrison，2003），Wheeler和Mody（1992）认为跨国公司在向外进行直接投资的同时，也带去了先进的治污技术。另外，“污染天堂假说”则认为发展中国家或者欠发达地区具有生产污染密集型产品的比较优势，宽松的环境规制政策将吸引大批外资入驻，而且还存在竞争性降低环境规制的“竞争到底”的激励，不利于环境污染的治理（Copeland&Taylor，2004）。地方政府干预ln gov加剧了工业二氧化硫的污染排放，但对工业废水排放有所抑制，系数分别为0.0834、-0.0888，且分别通过5%、1%的显著性水平检验。财政分权ln fisfed加剧了二氧化硫排放，系数为0.153且通过1%的显著性水平检验，原因在于分权体制下，一方面，地方政府存在通过分割市场以及地方保护发展本地经济的激励，导致重复建设以及产业趋同问题突出，不利于生产效率的提高以及生态环境的保护，但另一方面，在“五大发展理念”的指引之下，中央对地方高质量环境公共产品的供给提出了更为严格的要求，促使财政自主权较大的地方政府加大了环境治理的投入，这种环境分权水平的提升有助于改善当地环境。本文的实证结果表明，长江经济带九省两市地方政府的环境治理激励效果上不突出，财政分权依然表现出对工业二氧化硫的加剧作用，未来在“长江要搞大保护、不搞大开发”的战略要求下，应提高地方环境分权与环境治理投入。除此之外，经济增长对二氧化硫及废水排放的影响系数均为正，但二次项系数均不显著，说明长江经济带总体水平上的“环境库兹涅茨曲线”未能得到验证，一个可能的解释是，长江经济带横贯中国东中西部地区，本文所研究的105个城市发展水平与发展阶段差异较大，导致经济增长对环境污染影响的结果被抵消，而接下来进一步的区域异质性分析则有可能会在不同区域发现“环境库兹涅茨曲线”的存在证据。

参考文献：

长江经济带上中下游地区经济总量、结构以及发展阶段均存在较大的差异，因此市场一体化对地区污染排放的影响可能存在不同，本研究进一步对长江经济带上中下游地区市场一体化的污染排放效应进行了区域异质性检验。在本文中，长江经济带上游地区包括川渝滇黔西部四省市28个城市，中游地区包括湘鄂赣中部三省36个城市，下游地区包括江浙沪皖东部四省41个城市，结果见表4。

下游东部地区中，工业二氧化硫、工业烟尘以及工业废水的一阶滞后项系数均显著为正，系数分别为0.791、0.705以及0.919，且均通过1%的显著水平检验，证实了不同污染物所存在的滞后效应及累积效应。市场一体化对二氧化硫、烟尘以及废水排放影响的一次项系数分别为0.0387、0.100以及0.0237，二次项系数均显著为负，分别为-0.0119、-0.0414以及-0.0167，且分别通过不同程度的显著性水平检验，证实了市场一体化对不同污染物排放存在着先促进、后抑制的“倒U”影响关系。对于工业二氧化硫排放而言，非线性拟合曲线的拐点为1.63，有306个（62%）样本位于拐点以左，市场一体化对其二氧化硫排放起到了促进作用，有186个（38%）样本位于拐点以右，市场一体化抑制了二氧化硫的排放。同理市场一体化影响烟尘及废水排放的非线性拟合曲线拐点分别为1.21和0.71，对于工业烟尘排放而言，有233个（47%）的样本位于拐点以左，市场一体化对工业烟尘排放起到了促进作用，有259个（53%）的样本位于拐点以右，市场一体化抑制了工业烟尘的排放。对于工业废水排放而言，有114个（23%）的样本位于拐点以左，市场一体化对其排放起到了促进作用，有378个（77%）的样本位于拐点以右，市场一体化抑制了工业废水的排放。

 

表4 市场一体化影响污染排放的区域异质性

  

地区模型变量L.lnSO2长江经济带下游（东部）(10)ln SO2 0.791***(0.0294)(11)ln dust(12)ln water长江经济带中游（中部）（13）ln SO2 0.635***(0.0110)（14）ln dust（15）ln water长江经济带上游（西部）（16）ln SO2 0.795***(0.0755)（17）ln dust（18）ln water L.ln dust 0.705***(0.0163)0.682***(0.0160)0.266***(0.0463)L.ln water ln mi sqlnmi lnfdi lngov lnfisfed lngdp sqlngdp Constant AR（1）AR（2）Hansen Observations城市数量0.0387*(0.0213)-0.0119*(0.00622)-0.0569***(0.00640)-0.303***(0.0404)0.0713***(0.0142)-0.309***(0.0958)0.0307***(0.00632)4.172***(0.540)0.003 0.860 0.388 451 41 0.100***(0.0198)-0.0414***(0.00726)-0.0803***(0.0114)0.0910**(0.0451)0.166***(0.0315)-0.438(0.321)0.0478*(0.0245)4.671***(1.110)0.004 0.817 0.361 451 41 0.919***(0.0148)0.0237(0.0144)-0.0167***(0.00568)-0.0642***(0.00477)-0.0362**(0.0165)0.139***(0.0177)0.0754(0.0885)-0.000894(0.00674)1.320***(0.328)0.002 0.091 0.573 451 41-0.0995***(0.0195)0.0356***(0.00668)0.151***(0.0491)-0.226***(0.0726)0.164***(0.0113)1.069***(0.376)-0.104***(0.0290)0.267(1.297)0.014 0.355 0.657 396 36-0.0472***(0.0175)0.00977(0.00733)-0.186***(0.0681)-0.108***(0.0384)0.00813(0.0183)-0.217(0.499)0.0449(0.0367)5.063***(1.580)0.000 0.980 0.609 396 36 0.921***(0.0302)0.00267(0.0168)-0.0240***(0.00642)0.164***(0.0454)-0.0134(0.0327)-0.0239*(0.0140)0.423(0.327)-0.0441*(0.0240)-2.102**(0.950)0.000 0.627 0.810 396 36-0.0199(0.0301)0.000796(0.0157)0.0260(0.0253)-0.146**(0.0723)0.0952*(0.0556)0.737***(0.203)-0.0628***(0.0154)0.244(0.890)0.004 0.039 0.954 308 28-0.153**(0.0709)0.0703**(0.0300)-0.0823*(0.0448)-0.168*(0.0893)0.0689(0.0482)-0.469(1.467)0.0515(0.114)9.176*(4.749)0.100 0.162 0.935 308 28 0.677***(0.0630)-0.0440(0.0300)-0.000778(0.0143)0.00297(0.0314)-0.0381(0.0799)0.151**(0.0612)-0.118(0.643)0.00280(0.0512)3.657**(1.640)0.019 0.114 0.961 308 28

中游中部地区中，工业二氧化硫、工业烟尘以及工业废水的一阶滞后项系数均显著为正，系数分别为0.635、0.682以及0.921，且均通过1%的显著性水平检验，证实了不同污染物所存在的滞后效应及累积效应。市场一体化对二氧化硫、烟尘以及废水排放影响的一次项系数分别为-0.0995、-0.0472以及0.00267，二次项系数分别为0.0356、0.00977以及-0.0240，且通过不同程度的显著性检验，表明市场一体化对二氧化硫排放存在“U”型影响关系，而对废水排放存在“倒U”型影响关系。对于工业二氧化硫排放而言，非线性拟合曲线的拐点为1.40，有241个（56%）样本位于拐点以左，市场一体化对其二氧化硫排放起到了抑制作用，有191个（44%）样本位于拐点以右，市场一体化促进了二氧化硫的排放。同理市场一体化影响废水排放的非线性拟合曲线拐点为0.056，对于工业废水排放而言，有36个（8%）样本位于拐点以左，市场一体化对其废水排放起到了促进作用，有396个（92%）样本位于拐点以右，市场一体化抑制了工业废水的排放。

上游西部地区中，工业二氧化硫、工业烟尘以及工业废水的一阶滞后项系数均显著为正，系数分别为0.795、0.266以及0.677，且均通过1%的显著性水平检验，证实了不同污染物所存在的滞后效应及累积效应。市场一体化对二氧化硫、烟尘以及废水排放影响的一次项系数分别为-0.0199、-0.153以及-0.0440，二次项系数分别为0.000796、0.0703以及-0.000778，但仅对工业烟尘的影响系数通过显著检验，市场一体化对工业烟尘排放存在先抑制、后促进的“U”型关系。对于工业烟尘排放而言，非线性拟合曲线的拐点为1.09，有153个（46%）样本位于拐点以左，市场一体化对工业排放起到了抑制作用，有183个（54%）样本位于拐点以右，市场一体化促进了工业烟尘的排放。

市场壁垒的消除以及市场一体化的推进是否会对相关行业的污染物排放产生影响，取决于两个重要因素：一是相关行业的垄断属性与市场化程度。以烟草制造与酿酒行业为例，消除市场分割与地方保护，推动烟酒产品的市场化经营，将在很大程度上扩大品牌与市场基础较好的烟酒产品的市场份额，可能短期内会加剧本地二氧化硫与工业废水的排放，但长期来讲有助于烟酒市场的重新整合，降低总体污染排放。与此同时包括钢铁、煤炭以及有色金属等国有企业主导的高污染行业，会在一定程度上阻碍一体化市场的推进，相关国有企业税收与就业创造的社会功能，强化了地方政府保护本地市场的激励，导致产业同构与资源浪费的问题突出，进一步加剧了工业二氧化硫与工业烟尘的排放。二是经济发展与产业结构转型阶段。长江经济带下游长三角地区市场一体化程度较高，产业则以高端服务业、高端装备制造、生物技术、新能源产业、新技术与新材料为主，因此进一步推动区域市场一体化对二氧化硫、烟尘与废水等污染改善的边际效应可能并不明显；而对于长江经济带中西部地区而言，依然处于工业化的中期阶段，在“共抓大保护，不搞大开发”的长期绿色发展战略指导下，虽然短期内消除市场壁垒可能会带来工业产品的增加与加剧环境污染，但长期来看，有助于推动跨区域的产业结构调整与转型升级。

控制变量中，外商直接投资（ln fdi）显著降低了下游东部城市的二氧化硫、工业烟尘以及工业废水排放量，也降低了中部及西部地区工业烟尘的排放，但加剧了中部工业二氧化硫和工业废水排放。政府干预（ln gov）变量系数几乎都小于零，意味着在环境治理以及环境污染外部性内部化的过程中，政府干预依然是解决市场失灵的关键。财政分权系数基本均显著为正，表明地方分权水平的提升加剧了地方环境污染，这与当前GDP考核下的税收竞争与政治晋升激励密切相关（周愚、皮建才，2013）。进一步，通过观察经济增长（ln gdp）及其平方项（sqln gdp）的系数可知，东部地区存在经济增长影响不同环境污染物排放的“U”型曲线，而中西部地区则存在先促进、后抑制的“倒U”曲线，满足“环境库兹涅茨曲线”的基本假设。基于以上分析，本文将市场一体化影响不同污染物排放的全样本结论与区域差异性概括如下（表5）：

 

表5 市场一体化影响不同污染物排放的实证结论

  

非线性关系全样本上游中游下游工业烟尘“U”型“U”型“U”型倒“U”型工业废水线性抑制线性抑制倒“U”型倒“U”型工业二氧化硫倒“U”型线性抑制“U”型倒“U”型

五、研究结论与政策启示

本文基于“驼峰”集聚租与“环境库兹涅茨曲线”理论，探讨了市场一体化通过经济增长影响环境污染的理论机制。基于长江经济带2003-2014年城市数据并采用动态面板系统GMM估计方法，本文实证检验了市场一体化对工业二氧化硫、工业废水以及工业烟尘排放的非线性影响关系及区域异质性，研究的结论及相关政策启示如下：

（1）总体上环境污染物的排放具有动态滞后与累积效应，而且这种效应在长江经济带不同地区、不同污染物层面均比较显著。实证结果意味着工业二氧化硫、工业烟尘以及工业废水的排放量增加具有典型的路径依赖与循环累积特征。未来打破地区污染恶化的路径依赖，需要地方政府不仅在思想上认识到生态文明建设的重大战略意义，还需要从制度变革入手打破当下的“环境污染-经济增长-环境污染”的怪圈，深化供给侧结构性改革，打破唯GDP论的官员绩效考核制度，将生态保护与环境污染等指标纳入到衡量地方政绩的综合评价体系当中，强化地方治理环境的激励。

在调出的3109份病历中，以《中国老年人潜在不适当用药目录》[3]为依据，对老年患者的用药潜在风险情况进行评价，共有2545份病历存在潜在不适当用药的风险，占81.9%。按药品类别和名称分类，涉及12类36种药物共计5516例次存在潜在不适当用药的风险（1份病历可能同时存在多种药物的潜在不适当用药的风险），其中占前四位的是呼吸系统用药、血液系统用药、内分泌系统用药和神经系统用药，见表2、表3。

估计模型遗漏变量的存在以及市场一体化与环境污染潜在的互动因果关系都会带来市场一体化的内生问题。市场一体化在对环境污染产生影响的同时，在地方政府环境规制“竞次”作用的影响下，地方政府将出台相关政策减少国内与外商直接投资的流入障碍，促进了资本市场一体化，因此产生了互动内生问题。基于此，本文采用动态面板系统GMM的方法对市场一体化的污染减排效应进行实证分析，并对两者之间存在的潜在非线性关系进行验证。在Arellano&Bover（1995）的动态面板系统GMM方法中，本研究在解释变量一阶差分的基础之上，又将其更高层次上的市场一体化指数滞后项，如{}Δlnmii，t-1，Δlnmii，t-2，…以及其他解释变量的高阶滞后项作为环境污染变量的工具变量进行回归，模型如下：

（3）外商直接投资降低了东部地区二氧化硫、工业烟尘以及工业废水排放量，加剧了中部地区工业二氧化硫和工业废水排放，降低了西部地区工业烟尘的排放。实证结果证实了对于不同区域和污染物而言，外省直接投资既存在加剧环境污染的“污染天堂”效应，也存在改善环境的“污染光环”效应。结果的多样性具有丰富的政策含义：在东部地区，经济较为发达且环境规制强度较高，外商直接投资的引入主要流向了技术与知识密集型行业，而工业二氧化硫、烟尘及废水排放量较大的传统重化工企业则逐渐向内地迁移。未来东部地区应当充分发挥科技引领带头作用，利用现代信息技术与“互联网+”的风口，为企业创造良好的创新环境，提高自主研发能力。对于中部地区而言，外商直接投资主要表现为对环境污染的促进作用，中部地区依然面临着较大的经济发展与环境保护的双重压力，未来中部地区应当谋求更多的内嵌高技术的外资引入，通过学习与技术模仿发挥经济增长的“后发优势”，实现地区增长与环境保护的协同发展。在“共抓大保护，不搞大开发”的战略思想指导下，西部地区面临着较强的环境约束，外商直接投资则更多的流向了旅游商贸等低污染行业，未来西部地区的招商引资需要进一步强化资本“绿色化”的基本原则。

（4）财政分权加剧了地区环境污染。这意味着财政分权强化了地方分割市场与地方保护的激励，但环境治理公共支出并未得到相应程度的提高，环境分权水平有待进一步提升。解决地方政府环境规制政策“竞争到底”的问题，需要中央政府建立健全全国环境污染治理动态监测体系，通过相关机制设计推动地方政府环境监测与环境治理信息公开，强化环境监管力度。

英眼前一片漆黑，要不是丈夫及时搀扶，她可能就倒下了。丈夫左手紧紧地揽住英的腰，两个老人一步一步走出放疗室，小心翼翼地走向肿瘤中心四楼病房。

2.市场一体化影响环境污染的区域及污染物异质性分析

[1] 白重恩，杜颖娟，陶志刚，仝月婷.地方保护主义及产业地区集中度的决定因素和变动趋势[J].经济研究，2004，（4）：29-40.

[2] 陈向阳.环境库兹涅茨曲线的理论与实证研究[J].中国经济问题，2015，（3）：51-62.

[3] 都斌，余官胜.对外直接投资对我国环境污染的影响[J].环境经济研究，2016，1（2）:25-35.

[4] 邓玉萍，许和连.外商直接投资、地方政府竞争与环境污染——基于财政分权视角的经验研究[J].中国人口·资源与环境，2013，23（7）：155-163.

[5] 范子英，张军.财政分权与中国经济增长的效率——基于非期望产出模型的分析[J].管理世界，2009，（7）：15-25.

[6] 桂琦寒，陈敏，陆铭，陈钊.中国国内商品市场趋于分割还是整合:基于相对价格法的分析[J].世界经济，2006，（2）：20-30.

再生水利用涉及健康、卫生、环境、水资源、土地利用等诸多方面，因此其法律体系是多元的；因不同方面立法的层级不同，再生水利用法律体系也是多层次的。以美国为例，联邦、各州和地方法律共同构成再生水利用的法律体系，联邦法律基本限于健康、卫生、环境等方面，各州以及地方法律则反映各地区不同的水资源条件和利用目标。在缺水的中西部和水资源相对丰富的东部各州之间，再生水法律制度或者是以最大限度利用水资源为导向，或者是以促进更加经济的排污管理为导向。

[7] 贺祥民，赖永剑，聂爱云.区域一体化与地区环境污染排放收敛——基于长三角区域一体化的自然实验研究[J].软科学，2016，（3）：41-45.

[8] 李晓春.劳动力转移和工业污染——在现行户籍制度下的经济分析[J].管理世界，2005，（6）：27-33.

[9] 李雪松，孙博文.大气污染治理的经济属性及政策演进：一个分析框架[J].改革，2014，（4）：17-25.

[10] 刘小勇，李真.财政分权与地区市场分割实证研究[J].财经研究，2008，34（2）：88-98.

[11] 陆铭，陈钊.分割市场的经济增长——为什么经济开放可能加剧地方保护?[J].经济研究，2009，（3）：42-52.

[17] 吴振信，谢晓晶，王书平.经济增长、产业结构对碳排放的影响分析——基于中国的省际面板数据[J].中国管理科学，2012，20（3）：161-166.

[13] 齐绍洲，张振源.经济增长与贸易隐含碳——基于生产侧与消费侧碳排放的视角[J].环境经济研究，2017，2（2）：1-17.

[14] 乔宝云.增长与均等的取舍：中国财政分权政策研究[M].北京：人民出版社，2002.

[15] 世界银行.2009年世界发展报告：重塑世界经济地理[R].2009.

[16] 孙博文，李雪松，伍新木，王磊.长江经济带市场一体化与经济增长互动研究[J].预测，2016，35（1）：1-7.

[12] 连玉君，王闻达，叶汝财.Hausman检验统计量有效性的Monte Carlo模拟分析[J].数理统计与管理，2014，33（5）：830-841.

[18] 张翠菊，张宗益.能源禀赋与技术进步对中国碳排放强度的空间效应[J].中国人口·资源与环境，2015，25（9）：37-43.

图3(a)为行走机构的速度与时间的关系，图3(b)为行走机构的位置与时间的关系。由图(3)可知，行走机构的最大速度为600 mm/s，加速度为400 mm/s2，最大行程为1 200 mm， 其中0 s和8 s所处的位置为取料位，4 s时所处的位置为打磨工作位。速度为正时表示的方向为正方向，为负时表示的方向为负方向。由行走机构的速度曲线和加速度曲线可知，行走机构运动的位置准确性高，启动和制动过程平稳。

明朝陆容《菽园杂记》一书云，晋代张华《博物志》即有染白须法，然以前大都用以“媚妾”，如今“大抵皆听选及恋职者耳”，所以，“吏部前粘壁有染白须发药，修补门牙法”。古时当官的如果还想升官，以及过了官员退休年龄不想退的人，只需通过染发染须，在外貌上加工一番以示健康、年轻和有活力就行了。

[19] 张舰，亚伯拉罕·艾宾斯坦，玛格丽特·麦克米伦，陈志钢.农村劳动力转移、化肥过度使用与环境污染[J].经济社会体制比较，2017，（3）：149-160.

[20] 张维迎.市场的逻辑[M].上海：上海人民出版社，2012.

[21] 周黎安.晋升博弈中政府官员的激励与合作——兼论我国地方保护主义和重复建设问题长期存在的原因[J].经济研究，2004，（6）：33-40.

[22] 周愚，皮建才.区域市场分割与融合的环境效应：基于跨界污染的视角[J].财经科学，2013，（4）：101-110.

[23] Arellano,M.and O.Bover.Another Look at the Instrumental Variable Eestimation of Eerror-components Mmodels[J].Journal of Econometrics,1995,68(1):29-51.

如何正确运用组内相关系数进行一致性检验——药物研究中的统计学（一）………………………… 《药学与临床研究》编辑部（1·7）

[24] Combes,P.P.,T.Mayer,and J.F.Thisse.Economic Geography:The Integration of Regions and Nations[J].2008,37(1):126-128.

[25] Copeland,B.R.and M.S.Taylor.Trade,Growth,and the Environment[J].Journal of Economic Literature,2004,42(1):7-71.

[26] Dong,B.,J.Gong,and X.Zhao.FDI and Environmental Regulation:Pollution Haven or a Race to the Top?[J].Journal of Regulatory Economics,2012,41(2):216-237.

在数据收集后，本研究采用方差膨胀因子(VIF)检测是否存在多重共线性问题。结果显示，所有参数估计的VIF均小于2(Max=1．88)，说明在高校创新能力与高校绩效的回归模型中，不存在多重共线性问题。

[27] Eskeland,G.S.and A E.Harrison.Moving to Greener Pastures?Multinationals and the Pollution Haven Hypothesis[J].Journal of Development Economics,2003,70(1):1-23.

谢天谢地，呼伦冲进厨房的时候，水壶还在蹿着热气。做错事的丈母娘站在客厅，战战兢兢地给云梦讲述事情的经过。云梦一边安慰她，一边偷看着呼伦的脸色。呼伦说没事没事，虚惊一场……其实我和云梦也常犯这样的错误。既然女婿说没事，老人也就放心了，忙打开电视看连续剧，嘴里念叨着好在没晚好在没晚。一边的呼伦立刻傻了眼，电视剧竟然又他娘蹦出个三十集的续！心想指望客厅没有动静是不可能了，只能关紧书房的木门，再打开书房的窗户，然后把自己包得像一只过冬的蛹。

[28] Fujita,M.and J.F.Thisse.Economics of Agglomeration:Cities,Industrial Location,and Regional Growth[M].Cambridge:Cambridge University Press,2002.

品牌影响力的路径系数为0.73，也说明其对新疆农产品区域品牌竞争力影响作用显著，且具有很大提升空间，因此应加强构筑新疆民族特色的品牌形象，注重结合新疆特有的历史、人文资源，在产品包装形象、生产环境形象、经营业绩形象、社会贡献形象、员工层次形象等方面突出新疆特色，增强品牌的文化品位；结合新疆农产品已经在消费者心中留下的美好印记，进而充分利用和开发本地历史文化资源，紧跟时代特色，为农产品区域品牌做历史文化背书。将新疆的区域品牌培育和产品营销结合，进行品牌营销，注重品牌产品在营销中的形象，进而提升品牌忠诚度。

[29] Grossman,G.M.and A.B.Krueger.Environmental Impacts of a North American Free Trade Agreement[J].Social Science Electronic Publishing,1991,8(2):223-250.

[30] Krugman,P.Increasing Returns and Economic Geography[J].Journal of Political Economy,1991,99(3):83-499.

[31]Parsley,D.C.and S.J.Wei.Limiting Currency Volatility to Stimulate Goods Market Integration:A Price Based Approach[R].2001.

[32] Selden,T.M.and D.Song.Environmental Quality and Development:Is There a Kuznets Curve for Air Pollution Emissions?[J].Journal of Environmental Economics&Management,1994,27(2):147-162.

[33] Shafik,N.and S.Bandyopadhyay.Economic Growth and Environmental Quality:Time Series and Cross-Country Evidence[R].1992.

[34] Wheeler,D.and A.Mody.International Investment Location Decisions[J].Journal of International Economics,1992,33(1-2):57-76.