城市創新能否助力低碳經濟發展
——創新型城市試點政策對碳強度的影響評估及機制分析

王雅莉，侯林岐，朱金鶴

(石河子大學 經濟與管理學院，新疆 石河子 832003)

0 引言

發展低碳經濟是中國承擔全球環境責任的重要體現，也是實現中華民族偉大復興的戰略之舉。當下，日益增長的溫室氣體排放已經成為人類社會可持續發展的重大威脅。中國長期以來致力于通過降低碳排放強度(以下稱碳強度)，推動低碳經濟發展。2020年12月，習近平總書記在“氣候雄心峰會”上宣布，到2030年將實現單位GDP二氧化碳排放較2005年下降65%以上，且力爭2030年前二氧化碳排放達到峰值，2060年前實現碳中和。上述愿景實現有賴于全社會在生活方式、生產技術、能源結構、經濟體系上的綠色轉型。

城市作為創新活動的空間載體和創新要素的集聚高地，是低碳經濟發展中不可或缺的責任主體和行動單元[1-2]。為加快創新型城市建設，2016年科技部聯合發改委制定《建設創新型城市工作指引》，旨在把“創新驅動發展作為城市經濟社會發展的核心戰略”，并營造“優良的人居環境和城市生態”。事實上，中國早在2008年就設立深圳為首個國家創新型城市，2010年又審批通過大連、青島等41個城市，2011年確立長春、連云港等在內的6個城市，2012年增加3個城市，2013年、2018年又分別新增10個與17個城市；截至2018年末，已有76個地級以上城市和2個縣級市成為國家創新型城市試點。

那么，城市創新政策能否助力低碳經濟發展？這是本文將研究的問題。當下，學界關于創新與低碳經濟關系的探索尚有局限，主要表現為：第一，學界多聚焦于低碳政策對技術創新的倒逼作用。如有研究證明，低碳城市試點政策能夠促進上市公司綠色專利申請數增加、提升城市創新指數和創業指數[1,3]，且碳排放權交易試點政策有助于激發企業低碳技術創新[4-5]，但是鮮有研究關注創新政策對低碳經濟發展的推動作用。第二，現有低碳經濟研究多從研發投入、專利數量視角切入，少有探究政府參與下創新政策的低碳經濟效應。如Xu & Lin[6]、Yu & Xu[7]指出，增加研發投入能從工業層面降低能源強度、減少二氧化碳排放；李巍和郗永勤[8]、Churchill等[9]證明，R&D投入、專利數、財政科技支出有助于促進低碳發展。第三，關于創新政策促進低碳經濟發展的路徑研究較匱乏。如聶飛和劉海云[10]證明，創新型城市政策對FDI質量具有正向影響，而FDI質量提升有利于遏制國內污染；張華和豐超[2]證明，創新型城市政策能夠通過促進科技創新、優化產業結構和轉變發展方式等提升碳排放績效。

為準確評估城市創新對低碳經濟發展的影響，本文將創新型城市政策視作一項準自然實驗，采用多期雙重差分方法評估創新型城市試點對降低碳強度的政策效應及作用機制。相比于以往文獻，本文的邊際貢獻包括：第一，在研究視角上，王少劍和黃永源[11]指出，對于發展中國家來說，用碳強度量化減排目標比碳排放總量或人均碳排放量指標更有現實意義。因此，本文以碳強度為切入點，探究城市創新對低碳經濟發展的推動作用，從而擴充政府參與下創新政策對碳強度影響的研究視角。第二，在作用機制上，在參考Grossman & Krueger[12]、Brock & Taylor[13]研究的基礎上，從規模經濟效應、技術進步效應和結構轉型效應3個角度考察經濟集聚、全要素生產率和產業結構在城市創新助力低碳經濟發展中的中介作用，厘清創新政策影響低碳經濟發展的路徑。第三，在研究深度上，不僅考察創新型城市政策對低碳經濟發展的推動作用，而且對比分析低碳城市、文明城市、智慧城市、碳排放權交易試點與環境重點監控等系列政策沖擊對低碳經濟發展的影響效果，并圍繞地理位置、人口規模、行政等級和資源稟賦進行異質性探討。

1 理論分析與研究假設

1.1 創新型城市政策對低碳經濟發展的推動作用

創新是低碳經濟發展的根本保證，國家創新型城市建設的考核指標、主要任務、驅動模式均與低碳經濟發展有著深刻的內在關聯。具體表現為：第一，綠色低碳理念蘊含在創新型城市建設考核指標中?！督ㄔO創新型城市指標體系》闡明了創新型城市的具體考核指標，其中包括萬元GDP綜合能耗、單位GDP二氧化碳排放等突出綠色低碳的基礎指標與特色指標。這些指標要求試點城市將綠色低碳技術研發作為技術創新的重要維度，從而推動低碳經濟發展[2]。第二，創新型城市建設以實現社會可持續發展為主要任務，而低碳是經濟社會可持續發展的重要內容。一方面，低碳經濟發展源于可持續發展，如二氧化碳減排措施是推動可持續發展的重要舉措[2]；另一方面，由科技部印發的《關于進一步推進創新型城市政策工作的指導意見》指出，創新型城市的主要任務包含“加快經濟發展方式轉變、促進經濟社會協調可持續發展……”等具體項目[10]。由此可見，創新型城市建設也是推進低碳經濟發展的過程。第三，創新驅動模式符合低碳經濟發展要求。創新型城市建設要求城市驅動力由傳統的資源、資本轉向科技、知識、人才等創新要素。這種驅動模式有助于生活理念轉向低碳消費、低碳出行[14]，有助于生產模式由資源、勞動密集型向知識、技術密集型過渡，有助于傳統行業發展融合“互聯網+”、數字經濟等新技術優勢[15]，有助于城市發展由高投入、高消耗的粗放型轉向綠色低碳的集約式?；谏鲜龇治?，本文提出研究假設：

H1：創新型城市政策能夠有效降低碳強度。

1.2 創新型城市政策對低碳經濟的推動路徑

環境問題的根源在于規模、技術與結構變化[16]，碳排放作為環境問題的一種，與污染物排放具有同根同源的典型特征。碳排放與污染物排放均包含煤、石油、天然氣等化石能源的燃燒[17]，企業污染能源的利用效率、清潔生產技術水平均是造成碳排放與污染物排放的直接影響因素[18]，并且碳排放與污染物排放在治理方式上具有共同點，如政府環保政策、排污許可、稅收管制均有助于提高污染企業進入壁壘與環境成本，進而減少碳排放與污染物排放[5,19]。同時，碳排放與污染物排放在產生根源、治理方式上的共同特征決定了低碳經濟與綠色經濟的推動路徑也具有相似性。Grossman & Krueger[12]、Brock & Taylor[13]指出，經濟活動對環境的影響會通過規模變化效應、技術進步效應和結構轉型效應3個途徑產生。其中，經濟規模總量增長會加大排放量，即規模變化效應對碳排放的預期通常為負[16]，但規模經濟效應對碳排放的影響卻不甚相同。集聚經濟理論認為，集聚會產生規模經濟效應與擁擠效應[20]，當經濟聚集處于一定閾值范圍內時，信息、知識和技術的溢出效應更顯著、污染治理更集中、資源利用效率更高，即規模經濟效應有利于節能減排[21,22]?；诖耍疚膹囊幠＝洕⒓夹g進步效應和結構轉型效應3個方面探討創新型城市政策的低碳推進路徑，其理論機制如圖1所示。

圖1 創新型城市政策對低碳經濟的推進路徑Fig.1 Promotion path of innovative urban policy to low-carbon economy

1.2.1 規模經濟效應

創新型城市政策能夠吸引不同生產要素在城市空間內聚集，伴隨聚集形成的規模經濟效應可降低碳強度。一方面，經濟聚集是規模經濟效應發揮的基礎，而創新型城市政策能夠帶來生產要素的空間集聚。《建設創新型城市工作指引》指出，創新型城市建設應以創新要素集聚為重點任務[2]，該任務導向會推動試點城市創新服務聚焦、創新資源集聚、創新主體集聚與新興產業聚變。理論上，稅收優惠、財政補貼、金融支持等創新服務聚集無疑會加快對國內外資金、技術、人才與信息等創新資源的吸納[23-25]，在創新資金、創新人才、創新信息和創新技術等生產要素的共同作用下，加快新興產業聚變與創新型產業聚集，進而形成以創新型城市試點為中心的吸附效應、聚合效應和規模效應[2]。另一方面，經濟集聚具有兩面性，關于聚集能否助力節能減排一直是學界爭論的焦點。理論上，工業污染排放量主要取決于生產技術、治污努力程度以及公眾與政府的監督成本，上述機制都具備規模經濟性[26]，而緊湊的生產模式和環境治理模式有助于提高人力、物力等要素利用率。事實上，聚集通過規模經濟效應產生的節能減排效應也得到一些證實。如陸銘和馮皓[26]證明，經濟活動的空間集聚有利于降低單位工業污染排放強度；任曉松[27]指出，現階段城市經濟集聚水平提高有利于降低碳強度。綜上所述，本文提出研究假設：

H2：創新型城市政策能夠通過規模經濟效應降低碳強度。

1.2.2 技術進步效應

創新型城市政策的直接目的是提高城市技術水平，而技術進步是解決環境問題的重要手段[2]。一方面，創新型城市旨在建設以科技創新為核心驅動力的城市，并以加強科學技術基礎能力建設、突破產業關鍵核心技術為任務導向。在《建設創新型城市指標體系》中，明確要求地方研發投入占生產總值的2.5%以上、科技進步貢獻率達60%以上。曾婧婧和周丹萍[28]、徐換歌和蔣碩亮[25]指出，創新型城市試點具有強烈的政策引導作用和標桿示范作用，不僅能夠激發本城市在全要素生產率、R&D支出和專利價值等方面提升創新能力，而且有利于促進相鄰城市創新能力提升。另一方面，技術進步對二氧化碳排放的遏制作用也得到學界的普遍認同。從排放規?？矗茉雌蛐图夹g進步有助于降低能源消耗強度，清潔生產技術進步有助于在生產過程或末端治理中減少二氧化碳量排放[29]。從產出規?？?，技術進步有助于提高要素邊際生產率，帶動企業擴大產出、彌補成本增加。由于要素邊際生產率提高，總產出增大，全局碳強度得以降低。綜上所述，本文提出研究假設：

H3：創新型城市政策能夠通過技術進步效應降低碳強度。

1.2.3 結構轉型效應

創新型城市政策能夠倒逼城市產業結構轉型，而產業結構轉型升級是緩解經濟活動對環境影響的重要路徑。一方面，《建設創新型城市指標體系》中包含高新技術企業數占規模以上工業企業數比重、知識密集型服務業增加值占地區GDP比重等與產業結構高級化相關的指標[2]，這意味著通過驗收評估的城市在一定程度上實現了產業結構升級。胡兆廉等[24]指出，創新型城市建設通過構建相應創新指標體系，能夠促進創新要素聚集和創新環境改善，進而推動產業結構轉型。另一方面，產業結構是影響環境的關鍵因素。從產業結構高級化的低碳經濟效應來講，工業是能源消耗的主要領域，產業結構由資源密集型轉向知識、技術密集型有助于降低經濟增長對能源資源的依賴，進而降低碳排放強度[30]。從產業結構合理化角度而言，產業分工細化、專業化合作頻繁、要素從低生產效率部門向高生產效率部門轉移有助于提高資源利用效率、降低碳排放強度[2]。當下，針對產業結構高級化的低碳經濟效應研究很多，但是關于產業結構合理化的低碳經濟效應尚未達成一致結論。如李巍和郗永勤[8]指出，高技術產業耗能更少、碳排放更低，碳強度僅為全行業的5.3%；程中華等[31]指出，產業結構高級化的減排效應較顯著，而產業結構合理化的減排效應較弱。綜上所述，本文提出研究假設：

H4：創新型城市政策能夠通過結構轉型效應降低碳強度。

2 實證設計與數據說明

2.1 模型構建

本文將創新型城市試點作為一項準自然實驗，利用多期雙重差分方法，考察城市創新政策能否助力低碳經濟發展。在研究對象上，考慮到數據有效性，剔除數據缺失嚴重的城市，保留275個地級以上城市作為研究對象。在研究批次上，考慮到數據可得性，將研究時間定為2005—2018年，以2008年、2010年、2011年、2012年、2013和2018年通過的76個創新型城市作為實驗組，其它未獲批城市作為對照組。在研究方法上，參考胡兆廉等、曾婧婧和周丹萍[24,28]的研究，構建多期雙重差分模型以識別創新型城市低碳經濟效應。基準回歸模型設定如下：

Yit=α0+α1DIDit+∑α2controlit+∑city+∑year+εit

(1)

其中，i和t分別表示城市與時間；Yit表示被解釋變量，即碳強度；DIDit為本文核心解釋變量，代表城市是否入選創新型城市試點；controlit為一系列城市層面的控制變量；city和year為城市與年份虛擬變量；ε為不可觀測的隨機誤差項。

2.2 數據說明

(1)被解釋變量：碳強度(CI)。城市碳強度由每單位GDP的二氧化碳排放量取對數表示。借鑒任曉松、張般若和李自杰[27,30]的核算方法，采用天然氣、液化石油氣、全社會用電量三類能源消費測算。其中，我國城市發電仍然以煤炭為主力，因此以燃煤發電測度二氧化碳排放。測算公式如式(2)-式(3)所示。

CO2=Cn+Cp+Ce=kEn+vEp+φ(η×Ee)

(2)

CI=CO2/GDPreal

(3)

式中，CO2表示二氧化碳排放總量，CI表示二氧化碳強度，GDPreal表示城市實際生產總值；Cn、Cp和Ce分別代表天然氣、液化石油氣和全社會用電量產生的二氧化碳排放量；En為天然氣消費量、Ep為液化石油氣消費量、Ee為全社會用電量；k為天然氣排放系數，v為液化石油氣排放系數，φ為煤電燃料鏈溫室氣體排放系數，η為總發電量中煤電比重。其中，二氧化碳排放系數參考任曉松(2020)[27]的研究與《省級溫室氣體清單編制指南》，將天然氣、液化石油氣和煤電燃料鏈溫室氣體的排放系數分別設定為2.162 2kg/m3、3.101 3kg/kg、1.302 3kg/kW·h。

(2)解釋變量：創新型城市虛擬變量(DID)。本文核心解釋變量的設定以城市是否出現在國家科技部網站公布的試點名單上為依據。該變量界定如下：對于城市i來講，t∈[未獲稱號，獲得稱號)，DIDit=0；t∈[獲得稱號，保持稱號]，DIDit=1。

(3)中介變量：經濟集聚程度(Gather)、全要素生產率(TFP)和產業結構高級化(Structure)。第一，由于經濟聚集是規模經濟效應發揮的基礎[22]，因此采用經濟集聚反映規模經濟效應，而經濟聚集通常以非農產業増加值/城市行政土地面積表征。第二，技術進步是技術創新或技術引進的結果，表現為全要素生產率提升[32]，因此采用全要素生產率反映技術進步效應。借鑒孫曉華和郭玉嬌[33]的研究，利用公式TFP=Ln(Y/L)-θLn(K/L)計算得到。其中，Y為產出，以國內生產總值衡量；K為固定資產投資總額，是利用永續盤存法計算得到的資本存量；L為勞動力，以從業總人數衡量，θ為資本產出彈性，取1/3。第三，程中華等[31]指出，產業結構高級化的低碳經濟效應相較于產業結構合理化的低碳經濟效應更顯著，因此采用產業結構高級化反映結構轉型效應，產業結構高級化通常以第三產業產值/第二產業產值表征。

(4)控制變量：人口總量(Population)、財政科教偏向(Finance)、綠化水平(Green)、公共交通(Bus)、人口素質(Student)和對外開放(Open)。其中，人口總量和財政科教偏向參考張般若與李自杰[30]的研究，分別采用年末常住人口數、財政科教支出/財政總支出衡量；綠化水平和公共交通參考逯進[34]的研究，分別采用綠地面積、百萬人擁有公共汽電車輛表征；人口素質和對外開放參考卞元超等[16]的研究，分別采用百萬人擁有大學生數、外商直接投資占 GDP 比重衡量。

以上數據中，創新型城市名單來自國家科技部網站，城市科技水平數據來源于中國研究數據服務平臺(CNRDS)，發電量中煤電比重由《中國電力統計年鑒》獲取，其它數據來自2006—2019年的《中能源統計年鑒》、《城市統計年鑒》。相關變量描述性統計如表1所示。

3 實證結果分析

3.1 基礎回歸結果

為了控制不同批次試點之間的稟賦差異，以證明創新型城市試點政策效果具有普適性，參考朱金鶴等[35]的研究方法，作如下設計：一方面，采用未控制時間效應的單差分模型和雙向固定效應下的雙重差分模型，對比評估全樣本下創新型城市政策對低碳經濟發展的推動作用，回歸結果如表2的第(1)-(2)列所示；另一方面，利用雙向固定效應下的雙重差分模型分批次估計創新型城市政策對碳強度的影響，回歸結果如表2的第(3)-(7)列所示?？紤]到數據滯后性，難以獲得政策實施后2018年確立的第六批試點樣本數據，因此參考陳晨和張廣勝[23]的研究，將第六批試點僅作為對照組，檢驗前五個批次的政策效應。

表1 變量描述性統計結果Tab.1 Descriptive statistical results of variables

表2的回歸結果初步證明創新型城市政策對低碳經濟發展具有推動作用，且各批次的效果存在差異。一方面，在全樣本下無論是采用單差分模型估計還是雙重差分模型估計，創新型城市試點對碳強度的政策效應均顯著為負，說明創新型城市政策在整體上能夠有效降低碳強度；而單差分模型下的估計系數明顯高于雙重差分模型下的估計系數，說明單差分模型會在一定程度上造成政策效應的高估。另一方面，2010年、2011年與2013年3個批次的政策效應分別在1%、5%和10%的水平下顯著負相關，而2008年與2012年批次的政策效應并不顯著。原因可能是，2010年僅有深圳1個城市成為試點，2012年有3個城市成為試點，實驗組樣本量較少，因此難以呈現政策效果；2010年有39個地級及以上城市成為試點，占試點總數的54.17%，因此2010年批次的政策效應系數估計值最大且最顯著。這在一定程度上證明了假設H1。

表2 基礎回歸估計結果Tab.2 Basic regression estimation results

3.2 平行趨勢假設檢驗

平行趨勢假設是雙重差分模型結果無偏的重要前提。借鑒徐佳和崔靜波[1]的研究方法，對各城市面臨政策沖擊的年份以及該年份之前的碳強度進行檢驗，若回歸結果顯示伴隨碳強度變化處理組與對照組不存在顯著差異，則樣本滿足平行趨勢假設。本文采用圖示方法報告平行趨勢檢驗結果，圖2是在95%置信區間下創新型城市政策對碳強度的回歸系數。

圖2 平行趨勢假設檢驗結果Fig.2 Test results of parallel trend hypothesis

結果表明，創新型城市政策對城市碳強度的回歸系數在政策實施前為正且沒有通過顯著性檢驗，說明實施前伴隨城市碳強度變化處理組與對照組不存在顯著差異，樣本結構滿足平行趨勢假設。當城市入選為全國創新型城市試點后，城市創新政策對碳強度的回歸系數開始顯著為負，且在政策實施后的4年內其絕對值呈上升趨勢，表明創新型城市建設對碳強度的抑制作用逐漸提升；在政策實施后的7～10年內該作用增速放緩，這可能是因為在試點政策推行初期，創新驅動下的城市轉型空間較大，能充分釋放政策紅利，進而降低碳強度，但到后期依靠單個政策難以持續維持抑制效果。

3.3 穩定性分析

(1)基于傾向得分匹配的雙重差分。為避免創新型城市試點獲批并非是完全隨機選擇的結果，也為規避由其它不可觀測、不隨時間變化因素導致城市低碳經濟發展能力存在差異，本文采用傾向匹配的雙重差分方法對回歸結果進行穩健性檢驗。參考朱金鶴等[36]的研究，以控制變量作為匹配變量，利用Logit模型和K近鄰匹配法進行假設檢驗，最終得到匹配后的樣本3 649個。經過匹配處理后，各變量處理組與控制組檢驗結果均接受無系統差異的原假設。在此基礎上，依據上述匹配結果對模型進行估計，結果如表3第(1)列所示?？梢园l現，創新型城市試點政策對碳強度的影響依然在5%水平下顯著為負，說明基準回歸結果具有一定穩健性。

(2)替代變量法。本文采用能源消費強度作為碳強度的代理變量，重新進行回歸?；貧w結果如表3中第(2)-(3)列所示，可以發現，創新型城市試點政策對能源消費強度的政策效應在5%與10%水平下顯著為負，較之基準回歸系數估計值有所上升。這一方面表明創新型城市具有的節能減排效果并不因為替換核心解釋變量而受到顯著影響；另一方面表明相比碳強度，創新型城市試點政策對能源消費強度的抑制作用更顯著。

(3)子樣本檢驗。由于創新型城市試點選擇存在“挑選贏家”的行為動機，可能引發政策效應評估偏誤?；诖耍疚奶蕹幚斫M中的北京、上海、廣州、深圳等一線與新一線城市子樣本，重新估計創新型城市試點的低碳經濟效應，回歸結果如表3第(4)列所示?？梢园l現，一方面，在剔除一線與新一線城市后，回歸結果依然在10%水平下顯著為負，佐證了基準回歸結果的穩健性；另一方面，子樣本政策效應的估計系數相較于全樣本結果有所上升，說明創新型城市試點對普通城市碳強度的抑制作用強于一線與新一線城市。

(4)排除其它政策影響。由于在設定創新型城市試點政策虛擬變量時無法排除同期內其它政策對碳強度的影響，即無法回答處理組與控制組的碳強度變化是由創新型城市試點政策帶來的，還是同時期其它政策帶來。因此，本文依次將智慧城市(ZH)、低碳城市(DT)、文明城市(WM)、碳排放權交易試點城市(TJ)與環境保護重點監測城市(JK)5種政策設置為虛擬變量納入回歸，以評估創新型城市試點政策對碳強度的凈效應，變量界定方法與創新型城市試點政策的虛擬變量(DID)一致。具體計算公式如下：

Yit=λ0+λ1DIDit+λ2ZHit+λ3DTit+λ4WMit+λ5TJit+λ6JKit+∑λ7controlit+∑city+∑year+εit

(4)

表3 創新型城市試點低碳經濟效應穩定性分析結果Tab.3 Stability analysis results of pilot low carbon economy effect in innovative cities

回歸結果表明，創新型城市試點政策能夠獨立于其它政策之外對碳強度產生抑制作用。除文明城市試點政策外的智慧城市、低碳城市、碳排放權交易和環境保護重點監測城市等試點政策均可以在一定程度上推動城市節能減排；在推動效果上，碳排放權交易政策>創新型城市政策>智慧城市政策>低碳城市政策>環境保護重點監控政策。具體來看：第一，在納入其它政策虛擬變量后的第(1)-(6)列中，創新型城市試點對碳強度的政策效應依然在1%或5%水平下顯著為負，表明創新型城市試點政策具有降低碳強度的凈效應。第二，ZH、DT、TJ和JK政策在第(1)、(2)、(4)、(5)和(6)列中均保持1%或5%水平下的負向顯著，且除第(3)列外，創新型城市估計系數的絕對值相較于上文回歸結果(-0.082)均有上升，表明除文明城市外的其它4種城市政策也能夠降低碳排放強度，而創新型城市對低碳經濟發展的促進作用因為智慧城市、低碳城市和碳排放交易權和環境保護重點監控試點政策的實施而得到增強。第三，從第(6)列中各政策試點的估計系數不難發現，TJ>DID>ZH>DT>JK，表明創新型城市政策與其它試點政策在降碳減排效果上存在差異。①碳排放權交易試點政策效果明顯優于低碳城市試點政策，這可能是由于碳排放權交易試點是市場化減排利器，相比于行政命令型的環境規制方式，更能激發企業降碳的內驅力，因此能夠取得更好的政策效果；②智慧城市試點政策效果僅次于創新型城市試點政策，這可能是由于智慧城市試點與創新型城市試點在政策目標上具有相似性，均具有推動科技進步、促進創新賦能的試點建設要求，因此在政策效果上較相近；③相比其它政策，環境保護重點監測城市試點政策的降碳減排效果較弱，這可能是因為環境保護重點監測城市試點政策是針對企業污染排放展開，而非碳排放，但污染排放與碳排放具有同根同源、共同治理特征，因此該政策具備降低碳強度的效果但效果一般；④文明城市的政策目標更加偏向城市道德素質建設，而道德素質的提升周期較長且在實踐中非正式環境規制的作用弱于正式環境規制，因此不能顯著促進城市碳強度下降。

(5)反向因果檢驗。為通過實證進一步排除低碳強度地區更容易獲批創新型城市的可能性，參考逯進[35]的研究方法，將創新型政策試點作為被解釋變量，且考慮到環境改善存在一定時滯性，因此將滯后兩期的碳強度作為解釋變量進行回歸?？梢灶A見的是，若回歸結果顯著則證明碳強度低的城市更容易獲批創新型試點，反之則證明創新型試點獲批與城市碳強度無關，結果如表5所示?？梢园l現，表5中第(1)-(6)列均未通過顯著性檢驗，表明不存在反向因果關系。這是因為創新型城市評選指標涉及創新要素集聚、創新創業環境、創新社會貢獻等多個方面，而低碳發展只是創新貢獻中的一部分，因此不存在城市碳強度較低更容易獲批試點的可能性。

表4 排除其它政策影響的穩定性分析結果Tab.4 Stability analysis results excluding other policy impacts

表5 反向因果檢驗結果Tab.5 Results of reverse causality test

3.4 安慰劑檢驗

為排除由人為設定或遺漏變量引起的系統性偏誤，進一步通過安慰劑檢驗以確?；貧w結果的穩健性。①構建虛擬的創新型城市政策時間，以創新型城市試點獲批前的1～3年作為政策虛擬變量，納入模型重新回歸，結果如表6中第(1)-(3)列所示；②構建虛擬的創新型城市試點，從每批次隨機抽取相同樣本量的城市作為假設的各批次試點，建立虛擬政策變量并重新回歸，如表6中(4)-(8)列所示，結果顯示，創新型城市政策對碳排放的抑制作用不存在人為設定的可能。表6中(1)-(8)列的政策效應均未通過顯著性檢驗，表明創新型城市政策效應只在國家科技部網站公布的既定時間和既定城市下才顯著，基準回歸結果不存在系統性偏誤，研究假設H1得到驗證。

4 中介機制檢驗

理論分析指出，創新型城市試點能夠通過規模、技術和結構三種效應助力低碳經濟發展。為了進一步檢驗創新型城市政策對碳強度的影響機制，以經濟集聚代表規模經濟效應，全要素生產率代表技術進步效應，產業結構升級代表結構轉型效應，參考胡兆廉等[24]、朱金鶴[35]的研究方法，在模型(1)的基礎上構建中介效應計量模型如下：

Mediait=β0+β1DIDit+∑β2controlit+∑city+∑year+εit

(5)

Innovateit=γ0+γ1DIDit+γ2Mediait+∑controlit+∑city+∑year+εit

(6)

其中，Mediait為中介變量，其它變量含義與前文一致，模型(5)為創新型城市虛擬變量對中介變量的回歸方程，模型(6)為創新型城市虛擬變量與中介變量共同對碳強度的回歸方程?？梢灶A見的是，基礎回歸中，在α1顯著的情況下，若β1、γ1與γ2均顯著，則說明Mediait在創新型城市的低碳經濟效應中承擔部分中介作用，回歸結果如表7所示。

回歸結果表明，創新型城市政策可以通過提升經濟集聚程度、提高全要素生產效率、加快產業結構升級三條通路發揮規模經濟效應、技術進步效應與結構轉型效應，進而助力低碳經濟發展。具體來看：表7中第(1)列為基準回歸結果，結果顯示，創新型城市政策對碳強度的系數估計值為-0.082且在5%水平下顯著，滿足機制檢驗的前提要求；第(2)-(7)列分別為三大效應機制檢驗結果。一方面，創新型城市政策對經濟集聚、全要素生產率與產業結構升級的影響均在1%或5%水平下顯著為正，說明創新型城市政策能夠誘發三大效應。另一方面，經濟集聚、全要素生產率與產業結構升級對碳強度的影響均在1%、5%和10%的水平下顯著為負，說明三大效應發揮能夠有效降低碳強度。同時，加入中介變量的創新型城市政策對碳強度影響系數的絕對值較基準回歸有所降低，進一步說明三大效應在創新型城市助力低碳經濟發展中承擔部分中介作用。至此，假設H2、H3、H4得以證明。

表6 安慰劑檢驗結果Tab.6 Placebo test results

表7 中介效應檢驗結果Tab.7 Test results of mediating effect

5 異質性分析

(1)地理位置異質性。本文構建地理位置虛擬變量(D1)，按照地理位置，將樣本劃分為東部(D11)、中部(D12)和西部(D13)三組，將地理位置虛擬變量與政策變量交互項帶入模型，分析地理位置異質性下創新型城市政策對碳強度影響的差異，如表8第(1)-(3)列所示。結果顯示，創新型城市政策對碳強度的抑制效果呈現由東到西遞增的空間差序格局。其原因可能是，相比于中西部城市，東部城市碳排放強度初始值較低，經濟發展并不依賴于高污染高耗能產業，因此創新驅動的邊際作用有限；而中部地區是中國重要的制造業集群地，地區工業化尚處于起步上升階段，依靠創新驅動能夠促進經濟發展從粗放型轉向集約型，因此創新驅動的邊際作用較顯著。

(2)人口規模異質性。本文構建人口規模虛擬變量(D2)，結合《關于調整城市規模劃分標準的通知》，將樣本劃分為超大特大型城市(D21)、Ⅰ型大城市(D22)和Ⅱ型大城市(D23)三組，將人口規模虛擬變量與政策變量交互項帶入回歸模型，分析人口規模異質性下創新型城市政策對碳強度影響的差異，回歸結果如表8中第(4)-(6)列所示。結果顯示，人口規模與創新型城市碳強度抑制效果呈現倒U型關系。其原因可能是，一方面，超大與特大類城市如北京、上海、廣州等城市的要素利用效率、要素生產效率和產業結構高級化水平均較高，因此創新型城市政策的邊際作用有限；另一方面，人口是城市發展的生產力與消費力，而Ⅱ類大城市人口規模較小，集約式發展所需的內在驅動力和人才聚集力均不足，因此Ⅰ類大城市創新對碳排放的抑制作用最顯著。

(3)行政等級異質性。本文構建行政等級虛擬變量(D3)，將樣本劃分為高行政等級城市(直轄市、副省級和省會城市，D31)與普通城市(D32)，將行政等級虛擬變量與政策變量交互項帶入回歸模型，分析行政等級異質性下創新型城市政策對碳強度影響的差異，回歸結果如表8中第(7)-(8)列所示。結果顯示，創新型城市對副省會、省會城市碳強度的抑制作用強于普通城市。其原因可能是，行政級別高的城市積累了更多要素存量，且相較于要素匱乏的一般地市，高等級城市在創新型城市建設過程中能靈活自主地調配資源，集中力量謀創新優勢。

(4)資源稟賦異質性。構建資源稟賦虛擬變量(D4)，按照國務院印發的《全國資源型城市可持續發展規劃(2013-2020年)》通知，將城市劃分為資源型城市(D41)與非資源型城市(D42)，將資源稟賦虛擬變量與政策變量交互項帶入回歸模型以分析資源稟賦異質下創新型城市對碳強度影響的差異，結果如表8中第(9)-(10)列所示。結果顯示，資源型城市創新對碳強度的抑制作用強于非資源型城市。其原因可能是，非資源型城市的初始資源依賴度較低，創新水平相對前沿，創新驅動下的轉型空間小于資源型城市，而資源型城市的碳排放總量與碳度均處于高值，實施創新驅動的邊際效用更顯著。

表8 異質性檢驗結果Tab.8 Heterogeneity test results

6 結論與政策建議

創新驅動是低碳經濟發展的根本保證，而低碳經濟是應對氣候問題的必然選擇。本文將2008年開始實施的創新型城市試點作為一項準自然實驗，利用2005—2018年全國275個城市面板數據，采用多期雙重差分方法評估創新型城市試點對降低碳強度的政策效應及作用機制。研究得出：①創新型城市試點政策能夠在降低碳強度的基礎上推動低碳經濟發展，且各批次的推動效果具有差異，不同試點政策的推動效果依次為碳排放權交易政策>創新型城市政策>智慧城市政策>低碳城市政策>環境保護重點監控政策；②創新型城市政策可以通過提升經濟集聚程度、提高全要素生產效率、加快產業結構升級3條路徑發揮規模經濟效應、技術進步效應與結構轉型效應，進而助力低碳經濟發展；③創新型城市試點政策抑制碳強度的邊際作用呈現出由東到西遞增的地理空間差序格局、由高到低遞減的城市等級差序格局，人口規模與碳強度抑制效果呈現倒U型關系，資源型城市的試點效果優于非資源型城市。

本文政策啟示為：第一，促進城市創新與低碳經濟深度融合，完善創新型城市試點的頂層設計。一方面，應加大創新型城市試點專項資金支持，通過財政補貼、融資優惠和綠色金融等政策，引導企業加大研發投入、加快低碳技術突破；另一方面，應提高創新型城市試點考核中低碳創新指標權重，以綠色低碳為導向對城市創新成果進行評估。第二，以技術進步引領產業結構高級化，以經濟集聚帶動經濟發展集約化。一方面，技術進步是產業結構高級化的重要途徑，應以技術進步加快工業化進程、促進落后產能淘汰、推動需求結構改善、帶動新興產業發展。另一方面，促進產業園內部的知識溢出和技術溢出，發揮經濟集聚的規模效應，并以城市為依托，形成以城市群和都市圈為基礎的要素聚集高地。第三，發揮不同政策工具的協同作用，鼓勵城市發展因地制宜。一方面，創新型城市、智慧城市與低碳城市是標桿型激勵方式的代表，在標桿型激勵獲得治理成效的同時，重視并落實碳排放權交易等市場型激勵方式，輔之環境重點監控等反激勵方式，或在多重嵌套政策下提高環境治理效率。另一方面，創新型城市建設需因地制宜，如技術突破類創新任務應加大向東部與高行政級別城市分配，技術利用與學習類創新任務加大向Ⅱ類大城市與資源型城市傾斜。