长三角一体化的环境影响及其门槛效应研究

周五七

(江南大学 商学院，江苏 无锡 214122)

一、引言

党的十八大以来，我国生态文明建设取得了历史性成就，但生态环境保护结构性、根源性、趋势性压力尚未根本缓解。党的二十大报告明确提出，要深入推进环境污染防治工作，站在人与自然和谐共生的高度谋划发展，坚定不移走生产发展、生活富裕、生态良好的文明发展道路，实现中华民族永续发展。环境治理具有明显的外部性特征，我国幅员辽阔，地区经济发展差异大，地方政府在市场化取向改革中形成较为严重的公司化倾向和“行政区经济”[1]，加剧了国内市场分割和碎片化环境治理。因此，需要突破地方行政边界壁垒和市场分割限制，加快国内统一大市场建设，充分发挥国家级城市群在环境保护中的引领作用，在更大的空间尺度上实施生态环境联防共治，方能促进区域经济与生态环境保护协调发展。

我国先后实施京津冀协同发展、长江经济带发展、长三角区域一体化发展、粤港澳大湾区建设、黄河流域生态保护和高质量发展等区域重大发展战略，对推进区域环境共治和经济高质量发展发挥了重要的战略引领作用。从我国区域发展现状来看，京津冀、珠三角、长三角是我国经济最发达的三大区域，不同于珠三角城市位于同一个省级行政区域内，也不同于京津冀较低的区域一体化水平，长三角区域一体化起步早，范围广，一体化发展水平较高。但是，随着长三角一体化范围不断扩张，区域内部发展不平衡、不充分、不协调和资源环境承载力不足等瓶颈问题日益突出，严重制约了长三角一体化高质量发展。加快长三角统一大市场建设，以市场一体化为核心推进长三角区域一体化建设，促进长三角一体化与环境治理协同提升，是推进长三角更高质量一体化的关键路径和必然要求。

2018年11月，习近平总书记在首届中国国际进口博览会上宣布，支持长三角区域一体化发展并上升为国家战略。2019年10月，国务院批复设立长三角生态绿色一体化发展示范区。2019年12月，中共中央、国务院印发实施《长江三角洲区域生态环境共同保护规划》。2022年3月，中共中央、国务院发布《关于加快建设全国统一大市场的意见》，鼓励京津冀、长三角、粤港澳大湾区等区域，在维护全国统一大市场前提下，优先开展区域市场一体化建设工作，积极总结并复制推广典型经验和做法。在此背景下，总结评估长三角市场一体化进程及其环境治理效应，健全市场一体化与城市环境协同治理机制，对推进长三角高质量一体化发展有重要的现实意义。

二、文献综述

(一)区域一体化的环境影响机制

区域一体化会从多个方面影响到城市环境治理。首先，区域一体化有利于减少市场分割和市场扭曲，促进生产要素和商品在区域内自由流动，提高资源配置效率和能源利用效率。相关研究发现，劳动力和资本要素市场扭曲助推高污染企业发展，阻碍绿色技术进步，抑制能源效率改进，不利于绿色经济增长[2]；地区市场分割使企业污染排放显著增加，减少市场分割有利于发挥市场规模效应、技术进步效应和资源配置效应，促进企业污染排放下降[3]；市场分割会抑制环境福利绩效提升[4]；针对长江经济带108个地级及以上城市的实证研究发现，市场分割与绿色全要素生产率之间形成倒U形关系[5]。

其次，区域一体化有利于破解地区之间产业结构同构、低水平重复建设和资源错配等不合理现象，促进区域内产业转移和产业空间分布格局重塑，带动本地市场规模扩张和产业结构优化升级，从而有利于城市环境治理。张学良等(2021)的实证研究结果显示，在开放经济下，市场分割导致低效率企业过早以出口替代内销，原因是为了规避国内市场分割导致交易成本提高，本土企业不得不寻求以低成本和低价格优势增加出口，导致出口企业集中于全球价值链中低端环节，不利于产业结构升级和贸易结构优化[6]。陆铭和陈钊(2009)研究发现，市场分割导致对外贸易规模扩大，但不利于本地市场规模扩张[7]。强永昌和杨航英(2021)实证研究结果表明，市场一体化对产品出口质量有U形影响[8]。季永宝和豆建民(2018)实证研究表明，污染密集性产业转移对转出区环境全要素生产率有正向促进作用，对于污染密集性产业转入区，环境全要素生产率与污染密集度之间则呈现倒U型变化关系[9]。

另外，区域一体化有利于促进区域内专业化分工和产业集聚，促进污染排放的空间集聚和集中治理，提高绿色创新水平和环境治理效率[10]。赵凡和罗良文(2022)研究认为，长江经济带制造业集聚与城市碳排放强度之间存在明显的倒U形曲线关系[11]。但是，区域一体化也可能加快污染密集型产业转移，加重经济发展水平低和环境规制弱的城市环境污染，一些欠发达地方片面追求经济增长，降低环境规制门槛，污染密集型产业转移不利于当地环境治理[12]。陆立军和陈丹波(2019)研究发现，区域一体化建设有利于促进政府间环境规制策略良性互动，使环境规制竞争由“竞底效应”转向“标尺效应”，从而促进区域环境协同治理水平提升[13]。

(二)区域一体化的环境影响效应

梳理相关实证研究文献发现，从研究方法来看，有关长三角一体化的环境效应研究主要有两支文献。一支文献是运用相对价格法或者综合指标评价法测算区域一体化指数，再将其作为核心解释变量纳入动态面板回归模型、空间计量模型等进行回归分析，以验证区域一体化的环境影响效应[14-16]；另一支文献主要是将长三角区域一体化看作一项准自然实验，运用双重差分法、倾向得分匹配、合成控制法等方法评估区域一体化政策的环境影响效应[17-18]。

从研究结果来看，也可以区分为两类不同的文献，一类文献研究认为区域一体化与环境污染之间存在倒U形曲线关系，比如，孙博文(2018)基于动态面板模型研究发现，二氧化硫排放、工业废水排放与市场一体化水平均存在倒U形变化关系[14]；SHAO等(2019)研究发现，市场分割与二氧化碳排放之间存在U型曲线关系[19]；ZHANG 等(2020)使用空间动态杜宾模型和广义空间两阶段最小二乘法研究发现，市场一体化和污染排放呈现倒U形曲线关系[15]。另一类文献研究认为区域一体化对环境污染存在线性影响，黎文勇等(2018)运用空间计量研究发现区域一体化显著促进碳排放效益提升[20]；吕越和张昊天(2021)利用企业合并微观数据回归发现，地区市场分割与企业污染排放显著正相关[3]；徐斌等(2023)实证研究表明区域一体化显著促进碳排放效率提升[16]。

为了克服传统计量模型中潜在内生性问题，一些文献基于准自然实验设想，从城市群扩容视角评估区域一体化的环境治理效应。大部分学者研究认为区域一体化有效改善了地区环境污染，比如，张可(2018)利用工具变量法和双重差分法研究发现，区域一体化显著促进城市间污染排放强度收敛并有利于减排[21]；LI 和 LIN(2017)研究认为中国区域一体化对二氧化碳排放绩效有显著的正面影响[22]；陈鹏等(2022)使用PSM-DID方法，研究认为长三角区域一体化有效降低企业污染排放[18]；周沂等(2022)基于地理断点回归方法研究发现，区域一体化有显著的减霾效应[23]。也有一些学者对此开展政策效应评估得出相反的研究结论，比如，赵领娣和徐乐(2019)利用合成控制法研究发现，长三角城市扩容显著提高了工业废水排放强度，对长三角城市整体上带来了负面的环境影响效应[24]；卢洪友和张奔(2020)将长三角一体化视为一项准自然实验，研究发现长三角城市群扩容推动环境污染由区域中心城市向区域外围城市转移，污染产业转移导致区域整体环境污染水平提高[25]。

(三)总结性评述

基于上述分析，区域一体化对城市环境治理既有积极影响，也有不利影响，区域一体化的环境影响效应取决于上述因素的综合作用，同时也与城市资源禀赋、产业结构等城市特征差异有关。受地方经济发展水平、产业结构、资源禀赋等社会经济条件的影响，区域一体化对城市环境治理的影响可能是非线性的，这些地区差异性因素在区域一体化的环境影响中可能起到门槛作用，受不同门槛条件的约束和影响，区域一体化对不同城市可能产生异质性环境影响。

近些年来，伴随长三角一体化水平不断提升，长三角城市在推进生态环境一体化治理中开展了大量有益探索，长三角一体化的环境影响效应引发关注，但长三角城市在金融发展水平、产业结构、经济集聚等方面也存在较大差异，长三角一体化对不同城市环境质量提升是否存在异质性影响，也需要进行实证检验和理论解释。因此，本文拟借鉴张建鹏和陈诗一(2021)等相关文献的研究思路[26]，运用相对价格法测算长三角城市市场一体化指数，构建计量模型实证检验长三角一体化的环境影响效应，同时运用面板门槛回归模型，验证经济集聚、产业结构升级和金融发展等城市特征因素的门槛效应。

三、模型、方法与数据

(一)模型与方法

首先建立基准回归模型，检验长三角一体化对城市环境的影响效应，模型构建如式(1)：

(1)

其中，i和t表示城市和年份；被解释变量en为城市环境质量指数；核心解释变量ai为长三角一体化综合指数，从商品市场一体化、资本市场一体化和劳动力市场一体化三个方面进行综合测算；X为门槛变量，包含城市金融发展水平(fin)、产业结构升级(ind)和产业集聚(ia)等，Z为一组控制变量，包括城市交通基础设施(infr)、人口密度(pdn)、环境规制(er)、技术创新(inno)、经济开放(fdi)、市场化指数(mkt)等；μi、vt、εit分别表示个体固定效应、时间固定效应和随机扰动项。

为了进一步检验长三角商品市场一体化、资本市场一体化和劳动力市场一体化对城市环境的影响，同时构建城市环境质量与商品市场一体化指数、资本市场一体化指数和劳动力市场一体化指数的回归模型如式(2)～(5)：

(2)

(3)

(4)

+μi+νt+εit

(5)

其中，ciit、kiit、liit分别表示长三角商品市场一体化指数、资本市场一体化指数和劳动力市场一体化指数。

在上述计量模型设定中，暗含假设区域一体化对城市环境质量的作用均是线性的，根据经验观察和相关文献研究成果，区域一体化对城市环境质量可能存在非线性影响，需要进一步检验这种非线性影响的存在性。在实证研究中，对非线性关系的验证研究通常有两种做法：一种是在计量模型中引进平方项或高次项来检验非线性关系，由于模型中同一变量的一次项与平方项或高次项之间存在高度相关，因此产生多重共线性问题而影响参数估计结果。另一种是采用外生性分组回归方法，对核心变量人为进行区间划分并依此将样本分成若干子样本，然后针对子样本进行分组回归，对分组回归估计系数的差异进行显著性检验，但检验结果对人为分组的划分标准较为敏感。面板门槛回归模型可自动搜索结构变化点，也不需要预先设定回归方程形式，从而能够克服传统方法的局限性。因此，本节借鉴HANSEN(1999)[27]提出的面板门槛回归方法，实证检验区域一体化对城市环境质量的异质性影响。构建单一门槛模型如式(6)：

enit=μi+β1aiitI(qit≤θ)+β2aiitI(θ

(6)

其中，enit为因变量即城市环境质量，qit为门槛变量，设定待检验的门槛变量为城市金融发展水平(fin)、产业结构升级(ind)和产业集聚(ia)，aiit为门槛依赖变量，I(·)为指示性函数，Zit为一组控制变量，θ为待估的门槛值，εit为服从独立同分布的随机扰动项。

(二)变量定义及测度

城市环境质量(en)用综合指数表示，从工业污染治理、生活污染治理和生态环境建设等三个维度构建综合评价指标体系，其中，工业污染治理包含单位工业增加值二氧化硫排放量、单位工业增加值工业废水排放量、单位工业增加值烟尘排放量和工业固体废物综合利用率，生活污染治理包含城镇生活污水处理率和生活垃圾无害化处理率，生态环境建设包含人均公园绿地面积和建成区绿化覆盖率，先用极差变换法将逆向指标进行正向化处理，运用全局熵权法对评价指标进行赋权，最后计算出长三角城市环境质量指数。

核心解释变量为区域一体化，实证研究中有关区域一体化的度量大体有两类方法，一类是从政治、经济、制度、生态、社会等多维度构建综合评价指标体系，对区域一体化水平进行综合评价[28]；另一类是用区域市场一体化来表征区域一体化水平，市场一体化反映了商品与资本、劳动力、技术等生产要素在不同地区之间自由流动的程度及其动态发展过程，由于市场一体化的对立面就是市场分割，因此，一些文献用市场分割指数来反映区域市场一体化水平[29]。考虑到市场一体化是长三角区域一体化发展的客观基础和内在要求，《中共中央国务院关于加快建设全国统一大市场的意见》也明确提出长三角等区域要优先开展区域市场一体化建设工作，积极总结并复制推广典型经验和做法，因此，本文用区域市场一体化指数来衡量区域一体化水平，基于PARSLEY 和 WEI(2001)提出的相对价格法[30]，从商品市场一体化、资本市场一体化和劳动力市场一体化三个维度进行测算，取三个细分市场一体化指数的算术平均数作为市场一体化综合指数(ai)。选取食品、衣着、家庭设备用品及服务、医疗保健和个人用品、交通和通信、娱乐教育文化、居住等7类商品的消费价格指数来测算商品市场一体化指数(ci)；劳动力市场一体化指数(li)采用长三角城市职工平均工资来进行测算；由于地级城市层面缺少可直接使用的资本价格指标数据，借鉴白俊红和刘宇英(2018)的做法，基于C-D生产函数估计资本要素弹性并结合资本生产率计算资本边际产出[31]，最后估算资本市场一体化指数(ki)。

门槛变量有三个：①产业结构升级(ind)，用第三产业增加值与第二产业增加值之比表示。②金融发展水平(fin)，用城市金融机构年末存贷款余额占地区生产总值的比值表示。③产业集聚(ia)，用各市工业增加值占长三角工业增加值总额的百分比表示。

控制变量包括：①城市交通基础设施(infr)，用路网密度即城市公路里程数与土地面积的比值表示。②人口密度(pdn)，用城市年末总人口数与土地面积之比表示。③环境规制强度(er)，借鉴陈诗一和陈登科(2018)[32]的做法，以地方政府工作报告中与环境相关词汇出现频数所占比重来测量。④技术创新(inno)，用各城市当年专利授权量与从业人口数的比值表示，专利授权量是指报告期内各城市发明专利、实用新颖专利和外观设计专利三种专利授权数之和。⑤经济开放水平(fdi)，用城市当年实际利用外资额占地区生产总值的比值表示。⑥市场化水平(mkt)，借鉴孙作人等(2021)[33]和樊纲等(2003)[34]使用的方法构建城市市场化指数。

(三)数据来源与描述性统计分析

测量上述变量所需要的指标数据主要从国泰安数据库和EPS数据库中提取并进行整理，极少数缺失数据依据长三角城市统计年鉴及其官方统计信息网站所发布的相关数据进行查漏补缺，2003—2019年长三角城市各变量的描述性统计分析结果如表1所示。

表1 变量的描述性统计分析结果

为了更为直观地考察长三角城市环境质量与市场一体化水平之间的动态变化关系，图1描绘了长三角城市环境质量与市场一体化指数以及长三角城市环境质量与三个子市场一体化指数之间关系的散点图，从图1中可以看出，随着市场一体化水平提高，城市环境质量也在提升，商品市场一体化、资本市场一体化和劳动力市场一体化三个子市场一体化指数与城市环境质量大体上也呈现出这种正相关关系，下文将对此关系做进一步验证。

图1 长三角城市环境与市场一体化的散点图

四、实证结果分析

(一)基准模型回归结果

传统的面板数据模型主要有固定效应(FE)和随机效应(RE)模型，为减少内生性问题的潜在影响，本文采用同时控制年度固定效应和城市固定效应的双向固定效应模型进行实证检验。表2报告了基于双向固定效应模型的基准回归结果，为了观察回归结果的稳健性，选择将核心变量逐一加入的回归方式，从回归结果来看，随着核心变量的不断加入，回归方程的R2在增加，表明方程整体解释力在增强，在一定程度上表明模型中核心变量的选择具有一定合理性。同时，随着更多控制变量的加入，模型中核心解释变量的系数估计结果及其显著性并没有发生重大变化，在一定程度上表明实证研究结论具有稳定性。回归结果表明，长三角市场一体化对城市环境质量有显著的正向影响作用，产业集聚、产业结构升级、金融发展水平和城市交通基础设施等对城市环境质量有显著促进作用，但人口密度和经济开放水平等对城市环境质量的影响不显著。

表2 基于双向固定效应模型的基准回归结果

三个子市场一体化指数对城市环境的回归结果如表3所示，从中可以发现，商品市场一体化指数(ci)和资本市场一体化指数(ki)的回归系数值均显著为正，但劳动力市场一体化指数(li)的回归系数为负但不显著，表明长三角商品市场一体化和资本市场一体化显著促进了城市环境质量提升，但劳动力市场一体化对城市环境质量的影响作用尚不显著；最后将三个子市场一体化指数一起纳入计量模型，模型中核心变量的回归结果并没有发生显著变化，模型中其他变量的回归结果与表2中的参数估计结果也基本保持一致，进一步表明基准计量模型设定比较合理。

表3 三个子市场一体化指数回归结果

(二)内生性问题

在上述基准模型回归分析中，没有考虑长三角城市环境与市场一体化可能存在互相影响的双向因果关系，即市场一体化促进了城市环境质量提升，但城市环境治理也可能反向推进市场一体化发展，因此，计量模型可能存在被解释变量与解释变量互为因果关系导致的内生性问题，鉴于此，下面分别采用工具变量法和动态面板模型估计以缓解内生性问题。

1. 工具变量法

内生性产生的根本原因是自变量与扰动项相关，解决内生性问题的基本逻辑是把内生变量分成两个部分，即一部分与扰动项不相关，另一部分与扰动项相关，借用工具变量将与扰动项不相关的那一部分分离出来。一个有效的工具变量需要同时满足相关性和外生性要求，即工具变量与内生解释变量相关但与扰动项不相关。由于扰动项不可观测，寻找一个严格意义上与扰动项无关却与内生变量高度相关的工具变量并不容易，理论上而言，内生变量的滞后项可以作为工具变量，因为内生变量的滞后项与当期内生变量在时间上有高度相关性，但与当期扰动项不相关，能同时满足工具变量的相关性和外生性要求。下面使用两阶段最小二乘法(2SLS)进行一致性估计，第一阶段先用内生解释变量对工具变量进行回归，模型中同时包含其他外生解释变量和控制变量，从而得到内生解释变量的拟合值，再用被解释变量对第一阶段回归得到的内生变量拟合值进行回归，从而得到一致估计量，工具变量回归结果如表4和表5所示。

表4 工具变量回归结果(Ⅰ)

表5 工具变量回归结果(Ⅱ)

表4和表5列出了市场一体化综合指数(ai)以及商品市场一体化指数(ci)、资本市场一体化指数(ki)和劳动力市场一体化指数(li)的两阶段回归结果，并提供了工具变量有效性检验结果。首先看第一阶段回归的F统计量检验，第一阶段回归的F值均显著大于经验值10，说明不存在弱工具变量。K-P rk LM统计量检验均在1%水平上显示拒绝工具变量识别不足的原假设，表明工具变量是可识别的；C-D Wald F统计量值均大于Stock-Yogo 弱工具变量识别F检验在10%水平上的临界值16.38，因此拒绝弱工具变量的原假设。综合上述检验结果，认为本文所选取的工具变量是可靠的。从系数估计结果来看，在第一阶段回归中，内生变量的滞后项都在1%水平上与内生变量的当期值显著正相关，表明使用内生变量的滞后项作为工具变量能满足相关性要求。在第二阶段回归中，内生变量的估计系数均显著为正，表明在考虑了内生性问题之后，所得结论与基准回归结论基本一致，说明研究结论较为可靠。

2.动态面板模型

采用动态面板模型估计可以缓解内生性问题，同时也可以检验城市环境是否具有时间滞后性和依赖性，动态面板模型构建如式(7)：

+νt+εit

(7)

相对差分GMM方法而言，系统GMM将水平方程和差分方程作为一个方程系统进行估计，更具有效率。基于两步系统GMM的估计结果如表6所示，环境质量的滞后项系数在1%显著性水平上显著，表明环境质量具有显著的时间依赖性和历史累积性。市场一体化综合指数的系数估计值仍然显著为正，商品市场一体化指数在10%显著水平上显著为正，资本市场一体化指数与劳动力市场一体化指数对环境治理有正向影响但不显著。Sargan检验和Hansen检验结果均不显著，接受所有工具变量都是外生的的原假设；AR(1)检验的P值均远小于0.01，说明一阶序列高度相关，AR(2)检验的P值均大于0.1，表明残差二阶序列高度不相关，符合系统GMM估计的要求。

表6 基于系统GMM的动态面板模型回归结果

(三)门槛效应检验

1.门槛效应存在性检验及门槛值估计

门槛效应检验和门槛值估计结果如表7所示，从表中可以看出，金融发展水平(fin)、产业结构升级(ind)和产业集聚(ia)这几个门槛变量的一重门槛效应和双重门槛效应的检验结果都是显著的，但三重门槛效应检验结果均不显著，因此，这三个门槛变量均存在双重门槛值。产业结构升级(ind)的双重门槛估计值分别为0.714和0.774，产业集聚(ia)的双重门槛估计值分别为0.447和0.597，金融发展水平(fin)的双重门槛估计值分别为1.673和2.081。

表7 门槛效应检验和门槛值估计结果

为了更清晰地显示门槛值估计和置信区间的构造过程，绘制以上述三个变量为门槛变量的似然比函数图，如图2所示，图中水平虚线代表似然比统计量LR在5%显著性水平下的临界值7.35，似然比统计量LR值均小于5%显著性水平下的临界值，处于原假设接受域内，说明门槛回归的门槛值等同实际门槛值，这与前面的显著性检验结果相一致。

图2 双门槛估计值及95%的置信区间

2.面板门槛模型回归结果分析

在通过门槛效应存在性以及门槛值真实性检验后，利用面板门槛模型进行回归分析，门槛回归模型参数估计结果如表8所示。

表8 门槛回归模型参数估计结果

从产业结构为门槛变量的模型回归结果来看，长三角市场一体化对城市环境质量的影响存在显著的产业结构升级双门槛效应。当第三产业增加值与第二产业增加的比值小于0.714时，产业结构升级抑制了长三角一体化的环境效应，这可能是因为在产业结构升级的早期，由于第三产业不够发达，以劳动密集型服务业为主，且工业所占比重依然较大，产业结构升级抑制了市场一体化的环境效应。但是，当产业结构升级超过这一门槛值后，产业结构升级会显著增强市场一体化的环境治理效应，并且当产业结构升级超过第二门槛值后，产业结构升级促进市场一体化的环境提升效应更强。

从工业集聚为门槛变量的模型回归结果来看，在工业集聚的初始阶段，工业集聚对市场一体化的环境效应具有抑制作用，只是在工业集聚未达到第一门槛值时，这种抑制作用还不显著，这可能是因为早期工业集聚以低技术加工业为主，产业规模经济和协作水平不高；但当工业集聚超过第一门槛值以后，市场一体化的环境效应由负转正，且随着工业集聚水平的进一步提高，工业集聚对环境质量提升发挥更大的规模效应和集聚效应，推动市场一体化的环境提升效应不断增强。

从金融发展水平为门槛变量的模型回归结果来看，在金融发展水平较低时，由于环保具有显著的外部性和空间溢出性特征，企业将有限的金融资源用于环保领域的内生动力不足，金融资源投资于环保领域的比重偏低，金融发展对市场一体化的环境治理效应的促进作用较弱；但是，随着金融发展水平的进一步提高，生态一体化建设得到更多的金融支持，金融发展对市场一体化的环境治理效应得到加强，并且在1%水平上显著。

由此可见，在长三角市场一体化的环境影响机制中，产业结构升级、产业集聚和金融发展均呈现出了显著的门槛效应特征，当超过了第一门槛值时，其门槛效应均为正值并呈现出不断加强的趋势。因此，伴随长三角统一大市场的建设和完善，产业结构升级、产业集聚和金融发展成为长三角市场一体化促进城市环境质量提升的三条重要渠道，但需要引起注意的是，在产业结构升级的早期和产业集聚水平较低时，要注意防范和缓解市场一体化对城市环境质量的负面影响。

五、研究结论与政策启示

加快长三角统一大市场建设，促进城市环境治理，是实现长三角高质量一体化发展的重要路径和必然要求。本文利用长三角全域41个地级以上城市面板数据，实证检验长三角市场一体化对城市环境质量的影响效应，研究结果显示，长三角市场一体化对城市环境质量有显著的促进作用，其中，资本市场一体化对城市环境质量的促进作用最强，其次是商品市场一体化对城市环境质量的促进作用，劳动力市场一体化对城市环境质量的促进作用尚不显著，在运用工具变量法和动态面板数据模型处理潜在的内生性问题后，此结论依然成立。产业结构升级、产业集聚和金融发展在长三角市场一体化对城市环境的影响中呈现出显著的门槛特征，其中，金融发展具有不断递增的正向门槛效应特征，产业结构升级、产业集聚显示出先负后正的门槛效应特征，即在没有超过第一门槛值时不利于城市环境质量改进，超过第一门槛值后对环境质量有显著的促进作用，且这种促进作用随着门槛值的提高而加强。

基于上述实证研究结论，可以得到以下几点政策启示：第一，要进一步打破长三角地区行政壁垒和市场分割，以市场一体化为核心，推进长三角统一大市场建设，深化要素市场一体化改革，尤其要推进资本、人才、知识产权和技术等关键高级生产要素市场一体化体系建设，充分发挥长三角统一大市场优势，利用市场一体化推进城市环境质量提升。第二，建立和完善长三角地区金融合作框架，促进金融要素有序流动和金融资源高效配置，加强长三角资本市场一体化对城市环境质量提升的支持力度，尤其是要减少“银政壁垒”对资本跨区域流动的限制，更好发挥长三角资本市场一体化对城市环境质量的促进作用。第三，考虑到产业结构升级和产业集聚对市场一体化的环境治理效应均有先负后正的门槛效应特征，长三角外围城市和新进城市在产业结构升级早期和产业集聚水平较低阶段，需要防范和化解市场一体化可能带来的城市环境风险。