新型城鎮化建設的減污降碳效應

摘要 新型城鎮化是區域經濟增長和綠色轉型的有力支撐。在經濟高質量發展階段，政府主導的新型城鎮化建設減污降碳的政策 效果有待驗證。該研究選取2004—2020年中國180個地級及以上城市數據，從“污染”和“碳排放”兩個維度構建雙重差分模型，實證 檢驗新型城鎮化建設的減污降碳效應及影響機制。研究發現：①新型城鎮化建設存在顯著的減污降碳效應，并且呈現逐年遞增的特 征，該結論在考慮了DID有效性檢驗和穩健性檢驗后依然成立。②異質性分析表明，從“區位-特征-規模”三維城市屬性看，減污降 碳效應在東部城市、非資源型城市、高人力資本城市和規模較大的城市更加顯著；分位數回歸估計結果顯示，新型城鎮化的減污降碳 效應呈邊際遞增趨勢。③機制分析表明，新型城鎮化除了直接對減污降碳存在促進作用，還可以通過推動三次產業結構整體升級、 服務業結構升級以及績效型技術創新而有效促進減污降碳，但投入型技術創新對減污降碳的影響尚不明顯。該研究為下一階段中 國區域污染治理提供了新思路，政府應協同推進新型城鎮化和減污降碳，同時借助產業結構升級和績效型技術創新以更加有效的方 式釋放新型城鎮化在區域綠色發展中的紅利。

關鍵詞 新型城鎮化；減污降碳；雙重差分模型；異質性

中圖分類號 F205 文獻標志碼 A 文章編號 1002-2104（2024）01-0033-13 DOI：10. 12062/cpre. 20230729

改革開放以來，在要素和投資規模的驅動下，中國經 濟實現了高速增長，城鎮化建設成就斐然［1］ 。國家統計 局數據顯示，2022年底GDP已突破100萬億元，城鎮化率 達到65. 22%。然而，以重數量輕質量為主的傳統城鎮化 在擴張的同時引發了環境承載力不足、能源利用效率低 和污染排放上升等一系列嚴重的資源環境問題［2］ ，使經 濟社會的可持續發展受到嚴重挑戰。“十四五”時期，中國 生態文明建設進入以降碳為重點戰略方向、推動減污降 碳協同增效、實現生態環境質量提升由量變到質變的關 鍵時期，黨的十九屆六中全會提出了要讓綠色成為普遍 形態的新要求。因此，如何在推進城鎮化的同時促進減 污降碳，有效提升環境質量，全面構筑綠色發展道路，成 為當下亟待解決的關鍵問題。

與此同時，中國經濟進入新常態階段，以城鎮化率增 長為主的傳統城鎮化已無法適應新常態下經濟發展的要 求，以質量提升為導向的新型城鎮化建設體系正全面推 進［3］ 。聚焦于綠色高質量發展的目標，政府主導的新型 城鎮化強調了低碳城市和綠色城市的重要性。黨的二十 大報告指出要深入實施新型城鎮化戰略，優化生產力布 局。在形成以國內大循環為主體的新發展格局中，新型 城鎮化將是增強中國可持續發展能力的重要戰略支撐。

2014 年，中共中央、國務院印發了《國家新型城鎮化規劃 （2014－2020年）》，在全國范圍內正式啟動了新型城鎮化 試點申報工作，試點地區主要任務之一是推進生態文明 體制，加快綠色城市和低碳城市建設。黨的十九屆六中 全會也再次強調要推進以人為核心的新型城鎮化，堅持 新型城鎮化發展過程中的生態共建，著力推動綠色發展， 這意味著新型城鎮化對提高城市環境共治能力進而有的 放矢地開展減污降碳工作具有重要的現實意義。基于 此，本研究以新型城鎮化試點政策為切入點，聚焦探討新 型城鎮化建設減污降碳的政策效果。

1 文獻綜述

現階段新型城鎮化建設已成為新常態下經濟綠色轉型和高質量發展的關鍵舉措，目前相關研究主要集中在 三個方面。

（1）關于新型城鎮化的內涵及其影響效應研究。一 是已有研究認為新型城鎮化是對傳統城鎮化道路的反思 和調整，涵蓋人本性、協同性、包容性和可持續性四個方 面的內容［4］ 。二是新型城鎮化的測度，部分學者以城鎮 人口比重和土地面積占比表征城鎮化［5-6］ 。一方面，勞動 力的自由流動使得大量農村勞動力遷移到城市，由于中 國城鄉分割的戶籍制度，這些遷移到城市的農村勞動力 并不計入城市人口；另一方面，土地城鎮化存在城市密集 擴張、重復建設、非法占用耕地和資源浪費等問題［7］ ，這 與新時代下高質量發展的要求不符。因此，人口城鎮化 和土地城鎮化無法全面反映新型城鎮化的內涵。進一步 地，一些學者從人口、生態、經濟和社會等多個維度構建 綜合評價指標體系對新型城鎮化進行測度［8］ 。三是新型 城鎮化的影響效應，主要集中于經濟和社會效應的研究。 就經濟效應而言，重點關注新型城鎮化對產業結構調整 和能源效率提升的影響［9］ 。在社會效應上，一方面，“先 城后產”的新型城鎮化發展路徑有利于居民福祉的提 升［10］ ；另一方面，新型城鎮化試點擴大了城市的流動人口 規模［11］ 。

（2）關于城鎮化對環境污染的影響研究。從既有文 獻看，城鎮化對環境污染的影響主要表現在三個方面。 一是城鎮化可以降低環境污染，如張騰飛等［12］ 認為城鎮 化可以通過清潔生產技術和人力資本積累進而降低環 境污染；鄧翔等［13］ 指出擴大城市規模可以減輕地區環境 污染程度。二是城鎮化加劇了環境污染，如邵帥等［2］ 認 為城鎮化與霧霾污染因樣本選擇的差異而表現出不同 的影響，全國范圍上城鎮化處于加劇霧霾污染的階段， 而東部地區城鎮化與霧霾污染表現為倒“U”型關系。三 是城鎮化對環境污染的影響呈非線性特征，穆懷中等［14］ 基于 27個國家面板數據，證實了城鎮化對環境污染呈先 上升后下降的影響；李佳佳［15］ 研究發現，全國、東部和西 部地區城鎮化對環境污染呈倒“N”型，而中部地區則為 “U”型。可見，城鎮化對環境污染的影響尚未得出一致 結論。

（3）關于政府相關政策對環境污染影響的研究。一 是區位導向型環境政策效果評估，如生態文明試點和國 家重點生態功能區等，研究表明國家重點生態功能區政 策的實施提升了環境質量［16-17］ 。二是非區位導向型環 境政策效果評估，如兩控區、河長制和碳排放權交易政 策等［18-19］ ，研究發現河長制達到了初步的水污染治理效 果。三是經濟導向型政策，如智慧城市、文明城市和高 鐵開通等，研究發現智慧城市和文明城市可以通過促進 技術創新和產業結構升級提升城市環境質量［20-21］ 。此 外 ，高 鐵 開 通 能 顯 著 降 低 城 市 霧 霾 污 染 和 工 業 碳 排放［22-23］ 。

通過對已有研究的梳理，鮮有文獻從政策評估的視 角出發，探究新型城鎮化建設產生的生態環境效應。鑒 于此，有必要將新型城鎮化試點視為一項準自然實驗，評 估新型城鎮化建設減污降碳的政策效果。本研究的貢獻 可能表現在三個方面：①立足綠色發展的背景和碳達峰 碳中和的新要求，從減輕環境壓力的視角切入，基于“污 染”和“碳排放”兩個維度，構建雙重差分模型檢驗新型城 鎮化建設減污降碳的政策效果；②從城市“區位-特征-規 模”三維框架、不同環境污染水平和碳排放水平下，探究 新型城鎮化減污降碳政策效果的差異性；③基于“生態文 明，綠色低碳”和“優化布局，集約高效”的新型城鎮化建 設原則，從直接和間接兩個渠道分析新型城鎮化減污降 碳的作用機制，并借助經驗數據和中介效應模型實證檢 驗作用機制的存在性。

2 理論分析與研究假說

目前，中國的城鎮化進程正處于以創新驅動和質量 提升為主的關鍵時期。與傳統城鎮化不同，新型城鎮化 需要轉變城鎮化的發展方式，解決傳統城鎮化發展中存 在的土地利用粗放、交通擁堵和環境污染等問題，最終促 進城鎮化向資源節約、綠色低碳和生態環保的方向轉 型［3］ 。此外，已有研究表明環境污染的影響因素主要有 產業結構和技術創新等方面［24-25］ 。因此，基于《國家新型 城鎮化規劃（2014－2020 年）》提出的“生態文明，綠色低 碳”“優化布局，集約高效”的基本原則，從直接和間接兩 方面分析新型城鎮化建設減污降碳的作用機制（圖1）。

2. 1 新型城鎮化建設減污降碳的直接影響機制

新型城鎮化直接促進減污降碳的原因包含三個方 面。第一，新型城鎮化明確提出要推進綠色城市的建設， 而綠色城市將生態文明的理念融入城市發展中，實施大 氣污染防治計劃，嚴格控制高耗能、高排放行業的發展， 并開展區域聯防聯控聯治，為減污降碳提供了主體理念 支持。第二，新型城鎮化強調人口、經濟、社會和環境的 協調發展，十九屆六中全會進一步指出要推進以人為核 心的新型城鎮化，加強城市規劃和管理，倡導文化傳承， 有利于促進環保知識的普及和應用，提高公民的環保意 識，從而促進減污降碳。第三，隨著新型城鎮化的發展， 城市交通布局更加合理，交通體系逐漸趨于完善，居民傾 向于選擇低碳的方式出行。而且，隨著新型城鎮化發展 中公共設施的完善，家庭能源消耗中的煤炭設備逐漸被 電氣化設施取代，家庭能源消費結構變得清潔化，也有利于減污降碳，從而提升生態環境質量。因此，本研究提出

假說1：新型城鎮化建設有助于促進減污降碳。

2. 2 新型城鎮化建設減污降碳的間接影響機制

新型城鎮化減污降碳的間接影響機制包含產業結構 升級和技術創新兩個方面。第一，新型城鎮化通過優化 產業結構進而促進減污降碳。新型城鎮化可以加速綠色 城市的建設，部分企業開展的低附加值生產線在新型城 鎮化可持續發展理念的要求下“關停并轉”，積極拓展其 他低污染、高效益的生產線，逐漸催生一批環境友好型和 知識密集型產業的集聚發展，從而引致產業結構升級。

新型城鎮化過程中也伴隨著人口集聚和生活方式的變 革，人口集聚為產業結構升級提供了人力資本支撐［26］ ，而 城市居民生活方式的變革擴大了工業制成品和生產性服 務的需求，促進了新興工業和生產性服務業的入駐，如光 纖通信、科技研發、金融保險和信息傳輸等產業，從而驅 動傳統產業結構升級和新興產業發展［27］ 。新型城鎮化還 實現了人才和產業的區際互動，有助于細化社會分工和 優化生產要素配置，可以通過蒂伯特選擇推動產業結構 升級［28］ 。因此，產業結構升級作為綠色經濟發展的基礎， 具有“污染控制體”和“資源轉換器”的作用，在一定程度 上決定著經濟發展模式和環境質量［29］ 。第二，新型城鎮 化通過提升技術創新水平進而促進減污降碳。新型城鎮 化提倡發揮城市創新載體的作用，增強城市創新能力。 為了建設新型城鎮化，試點地區會加大創新基礎設施投 入，營造創新的政策環境和制度環境，強化企業在技術創 新中的主體地位，依托教育和人才等優勢促進創新成果 轉化效率，從而提高當地的創新水平。新型城鎮化發展 也伴隨著高人力資本和創新人才的集聚，有利于創新基 地的形成，從而企業可以共享清潔生產技術和污染治理 等公共資源。新型城鎮化還是企業開展技術創新活動的 載體和依托，其帶來的創新要素集聚和知識傳播擴散在 較大程度上促進了技術創新。因此，技術創新作為優化 資源配置效率的手段，可以促進綠色生產技術的改進和 應用，在一定程度上有效降低環境污染［24］ 。基于上述分 析，本研究提出假說 2：新型城鎮化建設通過產業結構升 級和技術創新促進減污降碳。

3 模型設計、變量與數據說明

3. 1 模型設計

采用雙重差分模型考察新型城鎮化建設對工業 SO2 和碳排放的影響，基準回歸模型設定如下：

Yit = α1NewUrbanit + αXit + μi + υt + εit （1）

式中：下標 i 和 t 分別表示城市和年份。Yit 為被解釋 變量，代表城市 i 在 t 年份的人均工業 SO2排放量和人均 CO2排放量；NewUrbanit為新型城鎮化政策虛擬變量，是新 型城鎮化試點實施時間與是否為新型城鎮化試點的交乘 項。Xit 為控制變量，主要包含金融發展水平（Fin）、經濟 發展水平（Pgdp）、環境規制（Env）、能源結構（Ens）、環境 基礎設施（Cov）和人口規模（Den）；α1和α分別為核心解釋 變量和控制變量的待估參數；μi和υt分別表示城市和年份 固定效應；εit為隨機誤差項。

基于前文理論分析，為實證檢驗新型城鎮化減污降 碳的作用機制，在式（1）的基礎上增加兩個遞歸模型，構 建如下中介效應模型：

式中：式（2）為新型城鎮化對中介變量的影響，Mit為 中介變量，下文將對中介變量進行詳細闡述；β1和 β 分別 為核心解釋變量和控制變量的待估參數。式（3）為新型 城鎮化與中介變量對 Yit 產生的共同影響。?1、?、γ 分別為核心解釋變量、中介變量和控制變量的待估參數。若 β1、?1和?同時顯著，且| ?1 | lt; | α1 |，表明Mit存在部分中介 效應，即新型城鎮化的政策效果有一部分是通過 Mit實現 的。若β1和?顯著，而?1不顯著，則表明存在完全中介效 應。若 β1和 ?任意一個不顯著，可通過 Sobel檢驗判斷是 否存在中介效應。

3. 2 變量選取

3. 2. 1 被解釋變量

人均工業 SO2排放量（PS）和人均 CO2排放量（PC）為 被解釋變量（以下統稱環境副產品），綜合反映新型城鎮 化減污降碳的效果。“十一五”規劃提出把SO2被當作標桿 環境污染物來治理，“十三五”規劃進一步提出了將SO2排 放總量下降15%作為約束性指標，因此選取人均工業SO2 排放量作為衡量環境污染程度的指標。同時，作為CO2排 放國和負責任的大國，中國提出二氧化碳排放力爭于 2030 年前達到峰值，努力爭取 2060 年前實現碳中和，因 此選取人均CO2排放量作為衡量降碳效果的指標。

3. 2. 2 核心解釋變量

新型城鎮化試點政策變量（NewUrban）是核心解釋 變量。若一個城市在 t 年被設定為新型城鎮化試點城 市，則該城市 t 年及之后年份的 NewUrban 取值為 1，否則 取值為 0。2015 年 2 月國家發展和改革委員會正式公布 第一批新型城鎮化試點城市（鎮），2015 年 11 月和 2016 年 12 月公布了第二批和第三批新型城鎮化試點城市 （鎮）。因此，根據雙重差分模型設立的基本要求，本研 究將 2015 年及之后年份的政策時間虛擬變量設置為 1， 之前年份的虛擬變量設置為 0；新型城鎮化試點城市為 實驗組，分組虛擬變量設置為 1，非試點城市為控制組， 分組虛擬變量設置為 0。基于樣本數據有效性的考慮， 對實驗組和控制組的選取進行了以下處理：一是新型城 鎮化試點省份選擇省內地級及以上城市作為實驗組；二 是部分地級市的某個縣或某個區被納入新型城鎮化試 點（如北京市通州區、天津市薊州區等），如果將這些納 入實驗組，則會低估政策的凈效應［31］ ，同時與本研究采 用地級及以上城市層面的樣本不匹配，因此將這一類試 點刪除；三是刪除新型城鎮化試點縣級市、區、縣所在的 地級市；四是為了保證 2015 年 2 月新型城鎮化試點政策 的凈效應，剔除 2015 年底和 2016 年底新出現的新型城 鎮化試點地區。最終選定 180個地級及以上城市樣本數 據，其中有 57 個為試點城市，將其歸入實驗組，剩余 123 個城市為控制組（表 1）。

3. 2. 3 中介變量

產業結構升級。產業結構升級不僅涵蓋三次產業在 國民經濟比重中的變化，還包括某一國民經濟行業內部 結構的優化，如生活性服務業向生產性服務業的轉變。 因此，本研究從整體產業結構升級和服務業結構升級兩 個角度，檢驗新型城鎮化減污降碳的產業結構升級機制。 關于整體產業結構升級（Ais），借鑒付凌暉［32］ 的研究，用夾 角反余弦函數測算整體產業結構升級效果；關于服務業 結構升級（Fais），用生產性服務業從業人數占第三產業從 業人數的比重來表示［33］ 。

技術創新水平。技術創新的偏向不同，對生產過程 中的污染和碳排放的影響也不相同。一方面，投入型技 術創新可能不是“綠色偏向”的，而是以規模擴大和經濟 增長為主，從而不利于環境質量的提升；另一方面，績效 型技術創新可以提高能源效率，進而有利于減少生產過 程中的污染和碳排放。因此，分別從投入型技術創新和 績效型技術創新檢驗新型城鎮化減污降碳的技術創新機 制［2］ 。關于投入型技術創新（Pat），用科學技術支出占地 方公共財政支出的比重表示；關于績效型技術創新（Eff）， 用能源效率予以表征，限于市級層面數據的可得性，用單 位GDP全社會用電量表示。

3. 2. 4 控制變量

控制其他影響 SO2和 CO2排放的重要變量，可以獲得 更 為 準 確 的 估 計 結 果 ，具 體 如 下 ：① 金 融 發 展 水 平 （Fin）。金融作為現代經濟發展的核心，能夠在一定條 件下引導資本從高耗能、高污染的產業流向環境友好型 產業，進而促進社會經濟的可持續發展，用年末金融機 構信貸余額占 GDP 的比重表示金融發展水平［34］ 。②經 濟發展水平（Pgdp）。經濟發展水平與生態環境質量息 息相關，用人均 GDP 表示，并對其取對數。③環境規制 （Env）。合理的環境規制不僅能刺激企業進行創新活動，提高產品競爭力，還能有效控制環境質量，用工業固 體 廢 物 綜 合 利 用 率 表 示 環 境 規 制［35］。 ④ 能 源 結 構 （Ens）。中國的工業化進程導致了大量的能源消耗，而 煤炭等化石能源的燃燒是造成生態環境惡化的主要原 因，用工業用電占全社會用電的比重表示能源結構。 ⑤環境基礎設施（Cov）。作為一種外部性投入，環境基 礎設施為經濟社會的高質量發展和生態環境的保護提 供了支撐和保障，用建成區綠化覆蓋率表示環境基礎設 施。⑥人口規模（Den）。人口規模的擴大往往會導致消 費需求的不斷上升，促使能源消耗增加，從而對環境造 成不利的影響，用城市年末人口占行政區域面積的比重 表示人口規模。

3. 3 數據說明與描述性統計

基于 2004—2020年中國 180個地級及以上城市面板 數據進行實證研究。新型城鎮化試點數據來自 2015年 2 月發布的《國家新型城鎮化綜合試點方案》；CO2排放量來 自中國碳核算數據庫（CEADs），具體涵蓋水泥生產和化 石燃料燃燒所產生的相關碳排放；SO2排放量、中介變量 及控制變量來自《中國城市統計年鑒》。以2004年為基期 對有時間價值的變量（如 GDP、科學技術支出、公共財政 支出）進行平減處理；對部分缺失數據采用移動平均進行 處理；刪除因行政區劃調整和數據缺失嚴重的城市，包括 巢湖、三沙、儋州、畢節、銅仁、拉薩、日喀則、昌都、林芝、 山南、那曲、海東、吐魯番、哈密、思茅（普洱）、萊蕪、隴南、 襄陽（襄樊）、貴港、白山、汕頭、中衛、朔州、防城港、金昌、 資陽。變量的描述性統計見表2。

4 實證結果分析

4. 1 基準回歸結果

基于式（1）檢驗新型城鎮化建設是否可以有效促進減 污降碳，結果見表3。研究發現，無論是否加入控制變量， 新型城鎮化建設對人均工業SO2和人均CO2均存在負向影 響，且通過了 1% 顯著性水平檢驗，說明新型城鎮化建設 顯著降低了城市 SO2和 CO2的排放，其減污降碳效應確實 存在，即驗證了假說 1。具體而言，新型城鎮化建設減污 效應大于降碳效應，可能原因是：SO2對環境的破壞性強， 是影響居民健康的重要污染物，強化了公眾對環境保護的 社會訴求，所以治污容易成為改善城市環境的重點工作； 而CO2如果未達到十分嚴重的程度，政府和公眾對其識別 能力較弱，降碳需求不足，地方政府缺少降碳的激勵。因 此，新型城鎮化建設對SO2的治理效應更為突出。

控制變量中，金融發展水平的估計系數均為負，并通 過了1%顯著性水平檢驗，說明金融發展有助于降低SO2和 CO2的排放。經濟發展水平對SO2和CO2存在不同的影響， 表明經濟發展與 SO2、CO2存在復雜的經濟關系。環境規 制、能源結構、環境基礎設施和人口規模的估計系數均為 正，且分別通過了1%或5%的顯著性檢驗，說明現階段中 國環境規制和環境基礎設施還不足以降低SO2等環境副產 品的排放，需進一步增強環境規制的力度，同時深化環境 基礎設施建設；以煤炭為主的化石能源的燃燒增加了SO2 等環境副產品的排放，能源結構優化升級迫在眉睫；人口 規模的擴大增加了能源消費，進而對環境產生不利影響。

4. 2 DID估計的有效性檢驗

4. 2. 1 平行趨勢檢驗與動態效應

采用雙重差分模型對新型城鎮化進行政策效應評估 的前提是滿足平行趨勢假設，即新型城鎮化試點實施之 前，實驗組與控制組的人均工業 SO2排放量和人均 CO2排 放量不存在顯著差異。本研究以新型城鎮化試點前一期 作為基準組進行回歸，結果見表 4。從平行趨勢檢驗看， 人均工業 SO2排放量的 Before3 系數顯著為負，可能的原 因是新型城鎮化設想提出后，地方政府在為申報新型城 鎮化試點工作作準備，從而影響政策效果。但從整體看， 人均工業 SO2排放量和人均 CO2排放量的 Before2、Before3 系數是不顯著的，即實驗組和控制組的人均工業SO2排放 量和人均CO2排放量滿足平行趨勢假設。從動態效應看， 新型城鎮化政策實施當年，減污政策效應并不顯著，可能 原因是新型城鎮化政策效果存在時滯性；而在新型城鎮 化政策實施后的四年內，估計系數為負且通過了1%顯著 性水平檢驗，并且隨著時間的推移，系數值逐漸增加，表 明新型城鎮化減污降碳的效應在增大，試點政策產生了 積極影響；可能的原因是隨著新型城鎮化政策的實施與 推廣，試點政策逐漸趨于成熟，有助于降低 SO2和 CO2的 排放。

4. 2. 2 反事實檢驗

新型城鎮化試點始于 2015年，故在進行反事實檢驗 時將政策發生時點設置在 2015年之前，人為設定一個新 型城鎮化試點發生的時點，對其減污降碳效應進行檢驗， 如果估計系數不顯著，則表明城市SO2等環境副產品的減 少是由新型城鎮化引起的。本研究分別假設政策發生時 點為 2007 年、2008 年和 2009 年進行反事實檢驗，檢驗結 果見表5。結果顯示，通過人為設定不同的新型城鎮化政 策發生時點，NewUrban 估計系數均不顯著，表明城市 SO2 等環境副產品的減少確實是由新型城鎮化帶來的，進一 步支持了本研究的核心結論。

4. 3 其他穩健性檢驗

4. 3. 1 基于PSM?DID方法的檢驗

由于新型城鎮化建設的過程中，國家可能會優先考 慮經濟發展水平高、基礎設施完善、區域輻射帶動能力 強的地區作為試點城市，這可能會產生樣本自選擇問 題，并非隨機分組，從而導致基準回歸結果存在偏誤，因 此，本研究進一步采用 PSM?DID 方法進行穩健性檢驗。 具體地，分別以金融發展水平、經濟發展水平、環境規 制、能源結構、環境基礎設施和人口規模作為協變量進 行 Logit 回歸，按照半徑匹配法進行匹配。PSM 平衡性檢 驗結果顯示，匹配后金融發展水平、經濟發展水平等協 變量的標準化偏差均小于 10%，且匹配后協變量的 t 統 計值均不顯著，即接受實驗組和控制組無系統差異的原 假設，滿足平衡性檢驗。此外，本研究還通過繪制傾向 得分值概率密度圖檢驗實驗組和控制組的匹配效果（圖 2），結果顯示，經過 PSM 匹配后實驗組和控制組的傾向 得分概率密度分布更加接近，說明匹配效果較好，這在 平衡性檢驗的基礎上進一步表明本研究使用 PSM?DID 方法的合理性。基于匹配后的樣本進行回歸結果見表 3 的列（5）和列（6）。可以看出，對于不同的環境副產品， NewUrban 的估計系數均顯著為負，因此新型城鎮化的減 污降碳效應是穩健的。

4. 3. 2 排除其他政策影響

考慮到時間區間內的其他政策可能會影響新型城 鎮化建設減污降碳的政策效果，如 2018 年發布的《國務 院關于印發打贏藍天保衛戰三年行動計劃的通知》以及 開展的中央生態環境保護督察回頭看等。因此，借鑒石 大千等［31］ 的研究，將 2018年這一虛擬變量（Time）加入式 （1），將 2018 年之前的 Time 設置為 0，2018 年及之后年份 的設置為 1，以識別新型城鎮化減污降碳的政策效果是 否受到其他政策的影響。由表 6 的列（1）和列（2）可知， Time估計系數均顯著為負，表明 2018年實施的環保政策 是有效的。值得注意的是，考慮其他環保政策后，新型 城鎮化對人均工業 SO2排放量和人均 CO2排放量的影響 與基準回歸結果相比有所降低，但回歸系數的符號和顯 著性均未發生變化。這一結論表明新型城鎮化減污降 碳的政策效果存在被高估的現象，但政策效果依然存 在，并不影響本研究的核心結論，說明回歸結果是相對穩健的。

4. 3. 3 替換被解釋變量

以單位 GDP 的 SO2排放和單位 GDP 的 CO2排放分別 替換人均工業 SO2排放量和人均 CO2排放量重新進行估 計。表 6的列（3）、列（4）顯示，新型城鎮化對替代變量的 影響依然顯著為負，且系數值與基準回歸結果相差不大， 表明新型城鎮化的減污降碳效應不會因被解釋變量的衡 量方法不同而發生較大變化，回歸結果是穩健的。此外， 為了進一步增加估計結果的穩健性，結合工業廢水排放 量、工業SO2排放量和工業煙（粉）塵排放量使用熵權法來 構建環境污染指數（Index），由表 6 的列（5）可以看出，新 型城鎮化的減污效應依然顯著，說明估計結果是穩 健的。

4. 3. 4 剔除省會城市的影響

考慮到實驗組中部分樣本既是新型城鎮化試點又是 省會城市的雙重身份，同時控制組中也存在部分省會城 市。為了排除省會城市對新型城鎮化政策效果的干擾，本 研究將省會城市剔除：石家莊市、長春市、哈爾濱市、南京 市、杭州市、南昌市、武漢市、長沙市、廣州市、海口市、成都 市、貴陽市、昆明市、蘭州市、西寧市、烏魯木齊市。將16個 省會城市從全樣本中剔除后重新進行回歸。表6的列（6）、 列（7）顯示，剔除省會城市后，新型城鎮化減污降碳的政策 效果雖有所弱化，但回歸系數的符號和顯著性均未發生變 化，回歸結果依然穩健。

4. 3. 5 控制變量滯后一期

考慮到所選變量與新型城鎮化試點之間可能會存在 反向影響，為了降低潛在內生性問題，將金融發展水平、 環境規制等控制變量滯后一期處理。表 6 的列（7）和列 （8）顯示，新型城鎮化減污降碳的效果依然存在，且回歸 系數的顯著性和符號與基準回歸結果一致。

4. 4 異質性分析

4. 4. 1 城市“區位-特征-規模”三維異質性分析

考慮到基于總樣本回歸可能會掩蓋新型城鎮化的減 污降碳效應因城市屬性不同而存在的差異，因此，納入 “區位-特征-規模”三維城市屬性，研究新型城鎮化減污 降碳政策效果是否會因城市屬性的不同而產生異質性影 響。其中，依據城市區位將樣本劃分為東部城市和中西 部城市①；參照《國務院關于印發全國資源型城市可持續 發展規劃（2013—2020年）的通知》，將樣本城市劃分為資 源型城市和非資源型城市；城市特征從城市發展所需的 人力資本入手，選取高校在校生人數占年末總人口的比 重衡量人力資本水平，根據人力資本樣本均值（將研究時 段內所有城市人力資本水平進行平均，均值為 0. 14），將 城市劃分為低人力資本城市和高人力資本城市，人力資 本均值≥0. 14的為高人力資本城市，lt;0. 14的為低人力資 本城市；城市規模的劃分參照《國務院關于調整城市規模 劃分標準的通知》，將城市劃分為小型城市、大中型城市 和特大型城市三類。表7、表8和表9報告了城市區位、城 市特征和城市規模異質性估計結果。

從城市區位看（表 7）：第一，由列（1）—列（4）可知 NewUrban的估計系數在東部城市和中西部城市均顯著為 ， 負，但相較于中西部城市，東部城市的估計系數較大，表明 新型城鎮化的減污降碳效應呈現空間不均衡特征。主要 原因是東部城市具有區位和經濟發展環境優勢，經濟發展 水平高，基礎設施較為完善，便于新型城鎮化試點的推行； 而在區域經濟發展不均衡的大背景下，中西部城市經濟發 展水平較低，地方政府為了快速發展經濟，承接了更多污 染密集型產業［36］ ，而脆弱的環境承載能力和低污染控制 能力會加劇環境污染，從而導致中西部城市新型城鎮化減 排效果小于東部城市。此外，中西部地區產業結構升級水 平和技術創新水平較低，從而在一定程度上削弱新型城鎮化的減污降碳效果。第二，由列（5）—列（8）可知，相較于 資源型城市，新型城鎮化減污降碳的政策效果在非資源城 市更為顯著。這可能是因為資源型城市具有資源稟賦優 勢，地區經濟發展依托于資源相關的產業，但資源型城市 產業結構單一，產業深加工度低，產業轉型升級困難，經濟 發展以開發能源的重工業為主，從而會排放更多的環境污 染物，導致新型城鎮化的減污降碳效應在資源型城市較弱 甚至不顯著。

從城市特征看（表8）：新型城鎮化減污降碳的政策效 果存在城市特征異質性。人力資本水平高的城市減排效 應最大，而人力資本水平低的城市減排效應較小。對此 的理解是，新型城鎮化的推進依賴人力資本，人力資本能 夠提高新型城鎮化減污降碳的政策效果。此外，根據經 典的人力資本理論，高人力資本是勞動力市場有效的供 給主體，其更容易掌握新型城鎮化建設所需的相關技術 知識，便于新型城鎮化建設工作的開展，從而有助于減少 SO2等環境副產品的排放。

從城市規模看（表 9）：小型城市存在“只降碳、不減 污”的政策效果，而大中型和特大型城市的減污降碳政策 效果比較顯著，且相較于大中型城市，特大型城市NewUr? ban的估計系數較大，表明新型城鎮化的減污降碳效應存 在城市規模異質性。可能的原因是，相較于小型城市和 大中型城市，特大型城市往往集聚著高質量的人才，能較 快地掌握減污降碳所需要的技術，同時擁有更加先進的 治污降碳技術和綠色生產技術，在新型城鎮化試點的沖 擊下，這些城市在依靠自身稟賦發展的同時抓住政策紅 利，加快形成綠色生產的相關技術，更有助于降低 SO2和 CO2的排放，促進經濟綠色高質量發展。

4. 4. 2 人均工業SO2和人均CO2排放水平的異質性分析

采用面板分位數回歸模型，估計新型城鎮化的減污 降碳效應在 SO2和 CO2不同排放水平下可能存在的差異 性。表 10 給出了 10%、25%、50%、75% 和 90% 五個分位 點下 NewUrban的估計系數。可以發現，對于不同的環境 副產品，NewUrban的估計系數均顯著為負，且隨著分位點的增大，NewUrban的估計系數也在不斷增大，表明隨著城 市SO2等環境副產品排放的增加，新型城鎮化的減污降碳 效應呈現邊際遞增的特征。也就是說，對 SO2和 CO2排放 水平比較高的城市，新型城鎮化減污降碳的政策效果較 強。在新型城鎮化建設的過程中，低污染城市更加注重 環境質量的提升，而高污染城市容易被公眾感受到空氣 質量的惡化，從而呼吁政府提升生態環境質量。因此，新 型城鎮化在推進的過程中更加注重提升高污染城市的環 境質量，縮小與低污染城市之間的差距，從而為居民營造 一個良好的生活環境。

5 基于減污降碳成效的影響機制檢驗

新型城鎮化存在顯著的減污降碳政策效果，但是新 型城鎮化通過何種途徑產生減污降碳效應尚需要具體分 析。根據前文分析，新型城鎮化可能通過產業結構升級 和技術創新產生減污降碳的政策效果，基于此，在基準回 歸模型的基礎上，進一步檢驗是否存在產業結構升級和 技術創新機制。

5. 1 產業結構升級的機制分析

關于產業結構升級機制，分別從整體產業結構升級 和服務業結構升級兩個方面進行檢驗。回歸結果見表 11。列（1）、列（4）顯示，新型城鎮化對整體產業結構升 級和服務業結構升級的影響系數分別為 0. 076和 0. 017， 且均通過了 1% 的顯著性檢驗，這表明新型城鎮化推動 了國民經濟產業結構升級（整體產業結構升級和服務業 結構升級）。列（2）—列（3）和列（5）—列（6）顯示，產業 結構升級的估計系數分別為-0. 177、-0. 103、-0. 273 和 -0. 112，且通過了顯著性檢驗，表明產業結構升級能夠 降低 SO2等環境副產品的排放。此外，NewUrban 的估計 系數的絕對值小于基準回歸（表 3 列（2）、列（4））的估計 系數絕對值，表明產業結構升級發揮了部分中介效應， 即新型城鎮化可以通過優化產業結構從而達到減污降 碳的目的，驗證了假說 2。對此可以理解，新型城鎮化發 展過程中存在蒂伯特選擇和要素自由流動，實現了人才 和產業的區際互動，有助于形成合理的資源配置和地域 分工，助推產業結構升級；同時，產業結構升級有利于倒 逼綠色生產技術創新，從而實現減污降碳的目的，進而 促進經濟綠色轉型。

5. 2 技術創新的機制分析

關于技術創新機制，分別從投入型技術創新和績效 型技術創新兩個方面進行檢驗。回歸結果見表12。對于 投入型技術創新這一潛在中介變量，列（1）顯示，NewUr? ban的估計系數顯著為正，說明新型城鎮化對投入型技術 創新水平的提升存在助推作用，而列（2）、列（3）顯示， NewUrban的估計系數絕對值大于基準回歸結果中的系數 絕對值，且投入型技術創新加劇了 SO2等環境副產品排放，據此可以判定投入型技術創新并非新型城鎮化減污 降碳的中介變量。可能的原因是現階段中國投入型技術 創新并不是“綠色偏向”的，而是以生產導向為主，多側重 于經濟增長和生產規模的擴大［37］ ，同時以污染治理和清 潔研發等為主的綠色生產技術投入不足，所以投入型技 術創新并未有效提升環境質量。對于績效型技術創新而 言，列（4）顯示，新型城鎮化對績效型技術創新的影響在 1%水平上顯著為正，表明新型城鎮化能提高績效型技術 創新水平，列（5）、列（6）顯示，新型城鎮化和績效型技術 創新對 SO2等環境副產品均存在負向影響且通過顯著性 檢驗，這說明績效型技術創新是新型城鎮化減污降碳的 途徑之一，驗證了假說2。

6 結論與政策啟示

本研究從直接和間接兩個層面分析了新型城鎮化減 污降碳的理論機制，并選取 2004—2020 年中國 180 個地 級及以上城市面板數據，利用雙重差分模型實證檢驗了 新型城鎮化減污降碳的政策效果。研究結果表明：①新 型城鎮化存在顯著的減污降碳政策效果，在經過 DID 有 效性檢驗和穩健性檢驗后該結論依然成立，且隨著時間 的推移上述政策效果存在動態遞增趨勢。②新型城鎮化 的減污降碳效應因城市屬性不同而存在差異性。新型城 鎮化對東部城市、非資源型城市、人力資本水平高和規模 較大的城市影響效果更為顯著；同時，隨著人均工業 SO2 和人均CO2排放水平的提高，新型城鎮化的政策效果呈現 邊際遞增趨勢。③新型城鎮化除了直接對減污降碳產生 促進作用，還可以通過三次產業結構升級、服務業結構升 級以及績效型技術創新產生減污降碳，但投入型技術創 新機制暫未達到理想的環境改善效果。本研究從綠色發 展的視角證明了新型城鎮化帶來的生態環境效益，結合 所得結論，本研究的政策啟示如下。

第一，樹立綠色低碳發展理念，有序穩步擴大新型城 鎮化試點范圍，以新型城鎮化建設推動環境質量提升。 城鎮化發展并不必然是造成環境污染的原因，粗放型、低 效率的城鎮化發展方式才是生態環境的挑戰，因此要重 塑城鎮化發展理念，繼續堅持以質量提升和人的城鎮化 為主，結合綠色低碳發展理念，深入高質量推進新型城鎮 化建設，推廣集約、智能、綠色、低碳的生產方式，實現人 與自然和諧共生。

第二，重視區域差異，謀求區域均衡發展。鑒于新型 城鎮化減污降碳政策效果的異質性，地方政府應加強政 策實施過程中的包容性。研究表明，新型城鎮化的減污 降碳效應在中西部城市、資源型城市、低人力資本和規模 較小的城市較弱甚至不顯著。因此，在縱深推進新型城 鎮化建設的過程中，要及時推廣試點成功經驗，以點帶 面，梯次推進。同時要分類引導、因地制宜推進不同類型 城市的新型城鎮化發展。如將東部城市、高人力資本和 規模較大城市的試點經驗引入到政策效果尚未充分發揮 的城市，以充分釋放新型城鎮化中綠色發展的政策紅利， 促進區域協調發展。進一步地，中西部城市要在國家政 策傾斜的力度上進一步發揮西部大開發、中部崛起等戰 略優勢，積極推動產業結構升級和技術創新水平提升，以 此來推動減污降碳。同時，政府也要注重統籌規劃，建立 區域協調發展政策機制，為人才流動、知識轉移和基礎設 施連接等創造適宜的發展環境，促進大中小城市協調發 展，推動城市間基礎設施互聯互通、推進環保、公共服務、 民生福利等領域的共建共享。此外，資源型城市應提升 資源利用效率，優化經濟結構，推動產業結構升級，推進 新型城鎮化建設，以此促進生態環境質量提升。

第三，激發新型城鎮化發展中產業結構升級和績效 型技術創新對促進減污降碳的重要作用，實現“1+1gt;2”的 綠色發展效應。研究表明，新型城鎮化可以通過產業結 構升級和績效型技術創新實現減污降碳。因此要持續推 動產業結構升級和績效型技術創新，同時促進綠色生產技術和治污降碳技術的推廣和應用，促進新型城鎮化和 產業結構升級及績效型技術創新的有機聯動，形成具有 區域特色新型城鎮化與產業結構升級和績效型技術創新 協同發展的新路徑，以此來實現綠色發展。

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（責任編輯：王愛萍）