新型城鎮化建設能否促進低碳技術創新

肖遠飛，吳 允，周祎慶

(1.昆明理工大學 管理與經濟學院， 云南 昆明 650093；2.云南省流通行業協會， 云南 昆明 650000)

改革開放40年來，中國的城鎮化率由1978年的17.9%上升到2017年末的58.5%，城鎮常住人口也由1.72億人增加到8.13億人，城鎮化成為經濟新常態下中國經濟可持續發展的新引擎。但就目前情況來看，中國城鎮化的進程也帶來了一些生態環境問題，不利于新型城鎮化的高質量發展。2014年3月17日《國家新型城鎮化規劃(2014—2020年)》正式出臺，重點強調“把生態文明全面融入城鎮化進程”，指明了中國城鎮化發展的新方向。低碳創新驅動發展模式對于提高中國特色新型城鎮化發展質量和效益、打造更加宜居的低碳城市空間具有重要的現實意義，低碳技術創新是促進低碳發展、推進生態文明建設從而實現綠色發展的重要手段之一。厘清中國新型城鎮化建設與低碳技術創新之間的關系及影響機理，對于評估新型城鎮化建設的政策效果、明確未來發展方向以及提高經濟發展質量具有重要的意義。

一、文獻綜述

關于低碳技術創新的影響因素許多學者已經從多個角度開展了研究，現有研究表明，環境規制、氣候變化、碳排放、城鎮化以及經濟增長等都是影響低碳技術創新的重要因素。在眾多的影響因素中，有關城市化的研究與本文的研究主題關聯程度最高，學術界關于城鎮化對低碳技術創新的影響效果還未達成統一的意見。現有文獻主要包括線性假說和非線性假說兩種觀點，其中線性假說包括促進論和抑制論兩種觀點。首先，促進論認為中國城鎮化的推進促進了低碳技術創新發展。Poumanyvong等運用STIRPAT模型對99個國家31年間的實證數據進行研究認為城鎮化可以有效減少碳排放[1]。張騰飛等通過實證分析得出城鎮化帶動人力資本的積累，有助于經濟部門采取綠色清潔的生產技術，從而實現經濟發展中的綠色發展[2]。仇怡基于中國區域面板數據的研究發現城鎮化有助于低碳技術創新，且會通過創新驅動效應顯著地驅動一國綠色全要素生產率的增長[3]。抑制論則認為中國城鎮化對低碳技術創新水平的發展具有不利的影響。Kharel從土地使用的視角出發，研究發現城市化的推進會導致生態環境污染的問題[4]。鄭垂勇等基于長江經濟帶的省際面板數據研究認為，城鎮化率總體上降低了綠色全要素生產率，不利于低碳經濟發展，且從空間分布上看這種負向的影響程度呈現“上游>中游>下游”的態勢[5]。隨著研究的不斷深入，部分學者認為兩者之間存在非線性關系。Martinez-Zarzoso等通過建立國際面板模型研究發現城鎮化與碳排放之間呈現倒U型的關系[6]。劉婕等運用Tobit面板模型實證分析認為，從全國層面看，城鎮化率與全要素碳減排效率呈U型非線性影響關系，隨著城鎮化率的提高，碳減排效率經歷了先下降后上升的趨勢[7]。周建仁等通過構建空間計量模型和面板門檻模型實證發現，城鎮化對環境污染的影響具有以城鄉均等化為標尺的門檻效應，城鄉均等化較低時城鎮化會導致環境污染加劇[8]。

綜上所述，現有研究忽略了新型城鎮化的發展對低碳技術創新的影響效應，本文基于2014年出臺的《國家新型城鎮化規劃(2014—2020年)》，將新型城鎮化綜合試點看作一次準自然實驗，利用雙重差分傾向得分匹配法估計新型城鎮化的發展是否可以促進低碳技術創新。本文的主要貢獻可能在于：① 根據雙重差分傾向得分匹配法，利用新型城鎮化綜合試點政策評估其對低碳技術創新的影響；② 基于機制分析，本文從不同的視角探索新型城鎮化影響低碳技術創新的機制；③ 豐富新型城鎮化與低碳技術創新方面的文獻研究。

二、政策背景與研究假設

(一)新型城鎮化建設的政策背景

我國城鎮化的推進經歷了40年的發展歷程。2012年12月中央經濟工作會議指出，城鎮化是我國現代化建設的歷史任務，也是擴大內需的最大潛力所在，要積極引導城鎮化健康發展。2014年3月中共中央、國務院印發的《國家新型城鎮化規劃(2014—2020年)》是近年來中國城鎮化理論及實踐探索的集成，規劃指出城鎮化水平和質量穩步提升，常住人口城鎮化率達到60%左右，戶籍人口城鎮化率達到45%左右，努力實現1億左右農業轉移人口和其他常住人口在城鎮落戶的發展目標(1)www.gov.cn/zhengce/2014-03/16/content-2640075.htm.。為了實現這一目標，中國于2015年初正式啟動新型城鎮化綜合試點工作，將江蘇、安徽兩省和寧波等62個城市(鎮)列為國家新型城鎮化綜合試點地區。在這之后的2015年11月和2016年12月國家發改委又先后公布了第二批和第三批國家新型城鎮化綜合試點地區名單，計劃到2020年在全國范圍內全面有序推廣試點成功經驗。黨的十八大把城鎮化質量的提高作為全面建成小康社會的重要要求，這為新型城鎮化發展提供了思想指導。黨的十九大報告重點強調，我國要建設的城鎮化是與工業化、信息化和農業現代化在互動協調中同步發展的中國特色新型城鎮化[9]。因而，可以看出新型城鎮化建設是未來我國經濟社會發展的重要戰略選擇和影響因素。

(二)機制分析與研究假設

結合約瑟夫·熊比特的創新理論以及邁克爾·波特對國家經濟發展創新驅動轉型問題的理論研究，我國政府在新型城鎮化建設過程中通過低碳創新驅動模式促進人力資本等要素的高效配置、低碳生產技術的創新擴散和產業結構的優化升級，進而推動生態文明建設并產生了顯著成效。基于此，本文提出預備假設：新型城鎮化建設在低碳創新驅動模式下通過要素配置效應、技術外溢效應和結構優化效應三大效應促進城市的低碳技術創新(圖1)。具體理論分析如下：

圖1 新型城鎮化建設影響低碳技術創新的機制

要素配置效應。大量農村人口轉變為城市人口是城鎮化的重要特征之一，人口的遷移不僅伴隨著城市人口的集聚，同時也帶來人口質量的提升。一方面，城市居民人力資本不斷積累所形成的可持續增長效應會促進低碳經濟創新驅動發展，帶動城市低碳技術創新。另一方面，城市的多樣性和專業性優勢，不僅為不同行業及學科領域的人才提供了便利的信息交流平臺，促進新技術產生，也因各種專業人才和企業的不斷集聚，勞動力、能源及企業資本等生產要素間調度更加靈活，避免了資源的浪費，有效提高資源配置效率和資源利用效率，促進低碳經濟增長。林伯強等認為在新興產業發展過程中的倒逼效應和示范效應可以帶動資本、勞動及土地等生產要素的流動和集聚，從而優化產業配置結構，提高資源配置效率[10]?；诖?，本文提出：

假設1：新型城鎮化建設過程中，通過人力資本積累和資源配置效率的提高形成要素配置效應，促進城市低碳技術創新。

技術外溢效應。城鎮化的技術外溢效應主要體現在兩個方面:首先，城鎮化建設過程中我國的鐵路、公路等交通基礎設施不斷完善，同時互聯網絡的興起也為高新技術產業和信息產業的發展提供了良好的外部環境條件，兩者的發展為低碳創新技術的傳播提供了便利良好的傳播渠道，低碳技術創新的科技成果以城市為中心迅速向周圍地區擴散，提高國家整體低碳創新驅動能力；此外，技術進步鼓勵企業引進新能源、節能減排等先進的環保技術和裝備制造業，采用綠色清潔技術代替傳統技術，實現正向的外部效應。李斌等基于中國工業行業的數據分析發現，純生產技術效應在減排及低碳經濟發展中占據了主導地位[11]。王飛成等基于主成分分析的研究表明，技術效應能提高城市生產率，促進節能、環保技術進步的同時也可以減少企業污染物的排放，實現城市綠色發展[12]?；诖?，本文提出：

假設2：新型城鎮化建設中會因新生產技術的傳播及綠色清潔技術的產生形成技術外溢效應，促進城市低碳技術創新。

結構優化效應。以農業為主的傳統社會在城鎮化的發展歷程中逐漸被以第二、三產業為主的現代化工業所替代。城鎮化建設下的產業結構優化表現為高污染、高耗能和低水平的產業不斷向要素密集型產業發展，不僅有利于城鎮化質的提高，也為城市低碳經濟發展提供了充足的發展動力。張漫在對新型城鎮化下低碳路徑分析中發現，產業結構優化是重要的影響因素，產業結構隨著城鎮化不同發展階段而不斷優化，快速發展的第三產業為生活部門，以要素密集型產業為主，碳排放較少[13]?；诖?，本文提出：

假設3：新型城鎮化建設中現代化工業的發展和要素密集型新興產業的興起形成的結構優化效應，促進城市低碳技術創新。

三、研究設計

(一)模型設定

本文根據雙重差分法(DID)模型設立的基本步驟，分別設立實驗組和控制組虛擬變量和時間虛擬變量。首先，關于地區虛擬變量，將2014年實施國家新型城鎮化綜合試點的地區設立為實驗組，定義為1；未實施新型城鎮化綜合試點的地區設立為控制組，定義為0。在選取實驗組與控制組樣本的過程中，由于本文使用的是地級市層面的數據，而在設立綜合試點地區時，如深圳市光明新區和浙江省蒼南縣龍港鎮等只將地級市內的某一區或縣(鎮)作為試點城市，試點范圍并沒有覆蓋整個城市區域，如果將這一類試點城市納入DID模型會低估新型城鎮化建設的創新效果，因此在選擇樣本時將這一類地區剔除?；诖?，本文最終將合肥、揚州和寧波等54個地級市作為實驗組，將其他229個地區作為控制組進行對照。其次，關于時間虛擬變量的設立，由于中國從2014年開始實施新型城鎮化試點政策，因此2014—2018年為政策實施后，定義為1；2005—2013年為政策實施前，定義為0。根據上述分析，基于雙重差分法，本文設定的基本回歸模型為：

Y02it=α0+α1POLICYi+α2YEARt+α3(POLICYi×YEARt)+εit

(1)

其中：i表示地區，t表示時間，Y02為被解釋變量，表示低碳技術創新水平；POLICY表示地區虛擬變量，YEAR表示時間虛擬變量，POLICY×YEAR是準DID交互項，α0、α1、α2和α3分別為相關系數，ε表示擾動項。

考慮到相關遺漏變量對解釋變量的影響，本文在式(1)的基礎上加入了一系列對低碳技術創新可能造成直接或間接影響的控制變量，得到模型如下：

Y02it=α0+α1POLICYi+α2YEARt+α3(POLICYi×YEARt)+α4Xit+εit

(2)

其中：Xit代表的控制變量包括產業結構、地區經濟發展水平、環境規制、研發投入和人力資本水平。

在現實情況下，中國各個城市在經濟發展水平以及自然條件等方面存在較大的差異，這種城市異質性使得時間效應一致性的條件難以得到滿足。因而，在使用雙重差分法之前應盡可能選擇各方面特征與實驗組相似的非新型城鎮化綜合試點城市作為匹配的控制組。為了解決這一問題，本文在1983年Rosenbaum等提出的傾向得分匹配法(PSM)的基礎上，借鑒石大千等的方法最終采用雙重差分法與傾向得分匹配法相結合(PSM-DID)的方法，從而更加準確地評估新型城鎮化建設對低碳技術創新的影響效應[14]。具體的處理過程為：首先，使用logit回歸處理傾向得分；其次，進行傾向得分匹配，為了滿足平衡性的匹配原則，不僅要使得實驗組和控制組所分別對應的傾向得分匹配值在數值上盡量相近，同時也要滿足各控制變量在匹配后的實驗組和控制組之間分布較均勻；然后，根據傾向得分匹配法匹配出相對應的特征最為相似的實驗組與控制組；最后，利用雙重差分法對匹配后的實驗組與控制組進行回歸。

根據上述方法，本文進一步得到的PSM-DID計量模型為：

(3)

(二)指標選取與數據來源

1.低碳技術創新

本文的被解釋變量為低碳技術創新水平，在借鑒王為東等[15]的研究基礎上，依據2017年10月由美國專利局(USPTO)和歐洲專利局(EPO)聯合公布的CPC-Y02專利分類系統，采用中國人在國內申請的Y02分類申請專利數來衡量低碳技術創新水平，并對其取對數處理。具體而言，根據最新的CPC-Y02專利分類系統的標準，Y02專利主要包括Y02B與建筑有關的低碳技術,Y02C對溫室氣體進行捕捉、存儲、封存或處置的技術,Y02E與能源發電、輸電、配電相關的低碳技術,Y02T與交通運輸相關的低碳技術,Y02W與廢水處理或廢物管理有關的低碳技術,Y02P生產或加工貨物中的低碳技術。

2.控制變量

在相關文獻研究的基礎上，本文依次選取了產業結構、地區經濟發展水平、環境規制、研發投入和人力資本水平等會對低碳技術創新水平產生直接或者間接影響的變量作為本文實證研究的控制變量。(1)產業結構。用第二產業增加值占GDP的比重來衡量，記為str。(2)地區經濟發展水平。隨著地區經濟發展水平的提升，消費者對于綠色環保產品的要求更高，需求也會增加，因而會促進低碳技術創新水平的提升[16]，用地區實際人均GDP的大小來表示該地區的經濟發展水平，并取對數，記為pgdp。(3)環境規制?；谕蹁h等[17]的研究，對環境規制強度的衡量用地區工業污染治理投資完成額與GDP總額的比值大小來衡量，記為er。(4) 研發投入。用研究與試驗發展經費內部支出與GDP的比值來衡量地區的研發投入強度的大小，記為rd。(5) 人力資本水平。用平均受教育年限來表示人力資本水平的高低，記為lab。

本文實證研究數據以2005—2018年為研究區間，中國283個地級市的面板數據作為研究對象。其中，各地區Y02專利數來自于Incopat專利檢索數據庫，第二產業增加值與GDP總值數據均來源于歷年《中國統計年鑒》，研究與發展試驗經費數據來源于《中國科技統計年鑒》，地區工業污染治理投資完成額數據來源于歷年《中國環境統計年鑒》，平均受教育年限數據來源于歷年《中國勞動統計年鑒》。

四、實證結果及分析

(一)新型城鎮化建設實施前后的簡單對比分析

在進行實證檢驗之前，本文采用比值法從而更加直觀地比較在新型城鎮化政策實施前(2005—2013年)與政策實施后(2014—2018年)各主要變量在綜合試點地區和非綜合試點地區的均值變化情況。以被解釋變量低碳技術創新水平Y02為例，首先計算出在新型城鎮化政策實施前綜合試點地區與非綜合試點地區Y02均值的比值，其次計算出在新型城鎮化政策實施后綜合試點地區與非綜合試點地區Y02均值的比值，然后再將這兩個比值做差，最后通過觀察這一差值的特征來初步反映新型城鎮化建設政策的實施對于低碳技術創新水平的影響。

從表1所示的新型城鎮化實施前后各主要變量均值比較的結果可以看出：(1)對于被解釋變量低碳技術創新水平來說，政策實施后在綜合試點地區和非綜合試點地區Y02的數值均有所提高，這一結果初步表明新型城鎮化政策的實施對于低碳技術創新水平具有促進作用。具體來說，綜合試點地區的低碳技術創新水平在政策實施前后都比非綜合試點地區高；此外，在政策實施前綜合試點地區的Y02值比非綜合試點地區高出9.77%，政策實施后這一比例擴大為20.17%。(2)從控制變量來說，綜合試點地區產業結構、地區經濟發展水平、環境規制強度、研發投入強度和人力資本水平在新型城鎮化政策實施后均有所提高。

值得注意的是，以上對新型城鎮化政策實施前后各主要變量均值的簡單對比分析中并沒有控制其他影響因素，不能說明新型城鎮化政策的實施對低碳技術創新水平的提升具有促進作用，因而本文進一步采用DID方法和PSM-DID方法來實證檢驗這一影響作用是否存在。

(二)新型城鎮化建設對低碳技術創新的影響

根據上文的分析，本文將2014年實施的新型城鎮化建設政策看作一次準自然實驗，在此基礎上利用DID法分析新型城鎮化建設對低碳技術創新的影響，影響效果如表2所示。

表1 新型城鎮化建設政策實施前后各主要變量的均值比較

表2 新型城鎮化建設對低碳技術創新的影響(DID法)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

在表2中，列(1)為未加入任何控制變量的基準回歸，列(2)—列(6)為依次加入了產業結構、地區經濟發展水平、環境規制、研發投入和人力資本水平等會對低碳技術創新水平產生直接或者間接影響的控制變量的回歸結果?？梢钥闯觯菏紫?，對于本文的核心解釋變量POLICY×YEAR來說，在依次加入控制變量的過程中其回歸系數的符號方向和顯著性均沒有根本性的改變，且均在1%的水平上顯著為正，表明新型城鎮化建設政策的實施顯著促進了低碳技術創新水平的提升。其次，從控制變量來看，地區經濟發展水平、環境規制和人力資本水平的回歸系數在1%的水平上顯著為正。這表明，在現有基礎上進一步提高地區經濟發展水平、環境規制和人力資本水平可以對低碳技術創新產生正面的促進效應。與此同時，產業結構和研發投入的回歸系數顯著為負，表明第二產業占比越大、研發投入強度越大會阻礙低碳技術水平發展。對于產業結構變量來說，在第一、二、三產業中，第二產業生產制造過程對環境的污染更大，因而第二產業占比越高越不利于低碳技術創新，這一結果與傅京燕等[18]的研究結果相一致。此外，在包含了本文所有控制變量的列(6)中可以看出，除POLICY的回歸系數不顯著外，其他變量均通過了1%水平上的顯著性檢驗，表明利用DID法得到的回歸結果較穩健。

(三)基于PSM-DID方法的檢驗

現實情況中，在沒有實施新型城鎮化政策之前，由于新型城鎮化建設綜合試點城市與其他城市的變化趨勢不一致，故無法滿足DID法的假設條件。因此，本文采用雙重傾向性得分匹配法進行進一步的穩健性檢驗。運用PSM-DID法的具體步驟為：首先，采用Logit模型，以政策虛擬變量POLICY為因變量，以產業結構、地區經濟發展水平、環境規制、研發投入和人力資本水平等相應變量為協變量，計算傾向得分值，并根據傾向得分值匹配出新型城鎮化建設城市的配對城市。根據具體的匹配后樣本采用kernel核匹配法進行傾向得分的核匹配；其次，在進行PSM-DID檢驗之前，需對匹配后實驗組和控制組的各變量的平衡性進行檢驗，如果檢驗結果顯示各變量之間不存在顯著差異，則說明支持使用PSM-DID法。表3為進行匹配之后的平衡性檢驗結果。

從表3可以看出，各協變量的t統計量均不顯著，說明各協變量在進行匹配后均不存在顯著性的差異，表示低碳技術創新水平的結果變量存在較為顯著的差異，這一結果表明該匹配是有效的，因此本文采用PSM-DID方法具有合理性。

表4是采用PSM-DID方法進一步分析新型城鎮化建設的實施對低碳技術創新水平的影響結果。其中，列(1)未加入任何控制變量，列(2)加入了控制變量?？梢钥闯觯?1)和列(2)中核心解釋變量POLICY×YEAR在1%的水平上都顯著為正。在進一步將其與表2 DID法的結果對比之后發現在數值上的差異也不明顯。這一結果說明本文的實證結論具有較好的穩健性，表明新型城鎮化建設政策的實施有效地促進了低碳技術創新。

表3 傾向得分匹配有效性檢驗

注：***表示在1%的水平上顯著

表4 新型城鎮化建設對低碳技術創新的影響(PSM-DID法)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

(四)新型城鎮化建設影響低碳技術創新的機制檢驗

從前文基于PSM-DID法的實證結果可以看出新型城鎮化政策的實施對低碳技術創新水平有顯著的促進作用，為了進一步探究這一影響產生的具體中間機制，本文借鑒Baron等[19]的方法對中間機制進行驗證。具體驗證步驟如下：(1)將新型城鎮化建設交互項POLICY×YEAR與三大效應分別進行回歸，若回歸系數顯著，說明新型城鎮化建設對三大效應產生影響；(2)將交互項與低碳技術創新水平進行回歸，若回歸系數顯著，說明新型城鎮化建設影響低碳技術創新；(3)將新型城鎮化建設交互項和三大效應同時納入計量模型與低碳技術創新水平進行回歸，若回歸系數變得不顯著或者顯著但顯著性有所下降，則說明新型城鎮化建設通過三大效應影響低碳技術創新水平。依據上述驗證步驟，本文依次設立了以下的實證模型：

ysit(jgit,jsit)=β0+β1(POLICYi×YEARt)+β2Xit+εit

(4)

Y02it=δ0+δ1(POLICYi×YEARt)+δ2Xit+εit

(5)

Y02it=η0+η1(POLICYi×YEARt)+η2jsit(ysit,jgit)+η3Xit+εit

(6)

其中：ys為要素配置效應，用綠色全要素生產率表示；jg為結構優化效應，用第二產業增加值占第三產業增加值的比重衡量；js為技術外溢效應，用人均專利授權數來表示。其中，式(4)用于驗證新型城鎮化建設對三大效應是否產生影響；式(5)分別驗證三大效應是否影響低碳技術創新水平；式(6)將三者同時放入回歸方程，對中間機制進行驗證。

表5是中間機制的實證檢驗結果，其中列(1)—列(3)依次對應的是式(4)—式(6)的回歸結果。結果表明，列(1)中要素配置效應、結構優化效應和技術外溢效應這三大效應的回歸系數均顯著為正，表明在新型城鎮化的建設過程中正向促進了三大效應的產生。列(2)的回歸結果表明，三大效應對低碳技術創新均有顯著的促進作用。列(3)的回歸結果表明在同時分別加入三大效應、新型城鎮化建設的交互項與低碳技術創新水平回歸后，新型城鎮化建設交互項對低碳技術創新的回歸系數及顯著性均有所變化：影響系數由0.048降至0.014，系數顯著性由1%變為10%，這說明在加入要素結構效應的變量后回歸系數依然顯著，但是系數變小了，顯著性也有所降低，這一結果證實新型城鎮化建設通過要素配置效應對城市低碳技術創新水平產生正向的影響。同理分析，可以得到新型城鎮化建設還通過結構優化效應和技術外溢效應促進低碳技術創新。

表5 新型城鎮化建設影響低碳技術創新的機制檢驗

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

五、新型城鎮化建設影響低碳技術創新的異質性分析

從城市特征異質性的分析角度出發，需要考慮哪些城市發展特征對新型城鎮化建設具有推進的作用，并具有一定的政策參考價值與現實意義。城鎮化是一個巨大的系統工程，首先，人本視角下的新型城鎮化理念認為人口因素對新型城鎮化建設具有重要的影響，其中人口的遷移會帶來人才的集聚從而影響新型城鎮化建設進程。其次，地區經濟發展水平和基礎設施發展也是與城鎮化發展密切相關的因素?；诖耍疚囊来畏謩e以城鎮人口比、地方財政支出和城鎮基礎設施水平這3個指標來對上述城市發展特征進行異質性分析，檢驗對于具有不同發展特征的城市新型城鎮化建設對技術創新的影響是否具有差異性，進而為政策設計提供參考。在具體的實證分析過程中，用地區城鎮常住人口占該地區總人口的比重表示人口因素，用地方財政支出額占GDP的比值來表示地方政府的財政支出強度，用城鎮人均道路面積代表城鎮基礎設施的發展水平。

從城市規模異質性的角度出發，在新型城鎮化的建設過程中，可能同時存在因城市規模較大而形成的經濟集聚效應以及因城市規模過大而造成的擁擠效應，進而對城市低碳技術創新具有不同方向及不同程度的影響效果。本文依據2014年最新發布的《關于調整城市規模劃分標準的通知》，以城區常住人口數量為劃分標準分為小型、中等和大型等6種不同規模的城市，對不同規模城市新型城鎮化建設的低碳技術創新效應進行實證分析。

表6為新型城鎮化建設影響低碳技術創新的異質性分析結果。首先，在關于城市特征異質性的分析結果中，對于城鎮人口占比較低的城市，新型城鎮化建設促進低碳技術創新的效果不顯著，而城鎮人口占比較高的城市，新型城鎮化建設的低碳技術創新效應顯著為正。這表明人口因素是新型城鎮化建設的重要推動因素，能有效促進低碳技術創新發展。人口城鎮化是新型城鎮化發展的重要特征，隨著人才的快速集聚，綠色生產技術得到大力發展，為經濟可持續發展提供源源不斷的動力；對于基礎設施水平較低的城市而言，新型城鎮化建設對低碳技術創新的作用為正但不顯著，而在基礎設施水平較好的城市中，這種正向的促進作用均顯著且系數相對更大，表明城市基礎設施建設都是新型城鎮化建設過程中促進低碳技術創新的有力支撐；從地方政府財政支出的角度分析，高地方財政支出反而不利于新型城鎮化建設過程中的低碳技術創新效應，這是因為地方財政支出水平越高，地方政府的干預程度越大，在地方政府競爭中，政府會以犧牲環境保護為代價追求短期的經濟增長效益。其次，從城市規模異質性的分析結果看，小型城市的回歸系數為-0.072，不利于低碳技術創新。而較大規模城市的回歸系數依次為0.017、0.201、0.244、0.434和0.467，且都通過了顯著性檢驗。進一步分析發現，不同規模城市的低碳技術創新效應也存在著差異，城市規模越大，回歸系數的數值也逐漸增大，新型城鎮化建設對于低碳技術創新的促進效應越顯著。

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著

六、結論與啟示

本文基于2005—2018年我國283個地級市的面板數據，利用DID法以及PSM-DID法從理論和實證上研究了新型城鎮化建設這一政策的實施對低碳技術創新的影響。本文的實證研究結果表明，新型城鎮化建設顯著促進了我國的低碳技術創新水平。通過中間機制的實證研究表明，新型城鎮化建設主要通過要素配置效應、結構優化效應和技術外溢效應促進低碳技術創新。而在進一步的異質性分析中，發現對于城鎮人口比重、地區經濟發展水平以及產業結構程度越高的城市，新型城鎮化建設的推進對低碳技術創新水平的促進效果越好；此外，在城市規模異質性研究中，規模越大的城市低碳創新效果越明顯。

通過上述研究，得到如下政策啟示：

第一，在新型城鎮化建設過程中，地區經濟發展水平、環境規制和人力資本3個變量的提高會促進低碳技術創新，因此要更加注重地區經濟發展水平的提高，適度提升環境規制強度以及在人力資本方面的投資力度。同時，綠色發展理念作為五大發展理念之一，應與新型城鎮化建設的推進共同協調發展，充分發揮要素配置效應、結構優化效應以及技術外溢效應三大效應在新型城鎮化建設過程中的低碳技術創新作用，增強城鎮自主綠色生產技術創新，走低碳、綠色和可持續發展的新型城鎮化道路。

第二，政府的過度干預反而不利于低碳技術創新。因而，新型城鎮化建設中，在發揮市場“看不見的手”的作用的同時，政府要明確自身的定位，盡量避免由于政府過多的行政干預而導致不利于新型城鎮化建設的推進。此外，地方政府應積極發揮自身的主體能動性，依據不同地區的經濟發展現狀、資源稟賦以及人口規模等影響城鎮化建設的因素，因地制宜，探索科學合理的城鎮規劃模式以及投資決策。

第三，城市規模越大越有利于低碳技術創新。因此，對于大規模城市來說，在保持自身發展優勢的基礎上，要發揮大城市的集聚效應和規模效應。同時，還要不斷推進行政體制改革，優化調整產業布局，促進大中城市和小城市協調發展。