“兩型社會”試驗區建設能否提升城市低碳競爭力

摘要：全國資源節約型和環境友好型社會建設綜合配套改革試驗區旨在通過“先行先試”探索一條有別于傳統模式的工業化、城市化發展新路。基于2004—2020年長江經濟帶107個城市的面板數據，以“兩型社會”試驗區設立為準自然實驗，運用PSM-DID方法來評估該政策與城市低碳競爭力的因果關系及作用機制。研究結果表明，“兩型社會”試驗區設立對城市低碳競爭力提升具有顯著的促進作用，與長株潭城市群相比，武漢城市圈的低碳競爭力受“兩型社會”試驗區政策影響更為顯著，城市規模越大受政策影響越顯著。機制分析表明，“兩型社會”試驗區通過降低能源強度、提升城市交通水平、加強環境保護等路徑提高城市低碳競爭力。因此，應繼續推進“兩型社會”試驗區改革探索，提高政策精準度和實施力度，并由點及面在全國范圍內推廣制度創新經驗，加快建設人與自然和諧共生的現代化。

關鍵詞：“兩型社會”試驗區；低碳競爭力；環境保護；綠色技術創新

基金項目：湖北省社會科學基金項目“湖北依托三大都市圈建設區域創新共同體的路徑與機制研究”（HBSK2022YB618）

中圖分類號：F127 文獻標識碼：A 文章編號：1003-854X（2024）07-0051-08

一、引言與相關文獻綜述

2005年，黨的十六屆五中全會首次提出要加快建設資源節約型、環境友好型社會。2007年，武漢城市圈和長株潭城市群被選定為“兩型社會”建設綜合配套改革試驗區（以下簡稱“兩型社會”試驗區）。武漢城市圈和長株潭城市群相繼出臺相關政策措施大力推進 “兩型社會”試驗區建設。那么，“兩型社會”試驗區政策實施效果如何？是否有效促進城市低碳競爭力？目前，鮮有研究對“兩型社會”試驗區設立與城市低碳競爭力的因果關系進行識別。基于此，本文利用雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）進行實證檢驗，并進一步探討其作用機制。

“兩型社會”試驗區的政策效果及示范推廣價值日益受到政府部門和學術界的重視。現有文獻傾向于考察試驗區設立對綠色發展的影響（1），以及對農業綠色發展（2）、工業綠色發展（3）、污染物排放的影響（4）和生態文明的關系（5）。作用機制方面，李谷成和李欠男認為試驗區設立可改善通信基礎設施和提高金融發展水平，從而促進農業綠色發展（6）；徐雷等利用中介效應檢驗，認為試驗區設立可通過影響人口城鎮化率、第二、三產業占比等指標促進區域工業綠色發展（7）。以上研究增進了學術界對“兩型社會”試驗區政策作用效果的認識和理解，但上述文獻多關注“兩型社會”理念中環境友好的一面，對資源節約的研究相對缺乏。

關于城市低碳競爭力的研究主要圍繞概念界定、評價體系構建等內容展開。澳大利亞氣候研究機構與英國第三代環境主義組織（E3G）聯合發布的研究報告《20國集團（G20）低碳競爭力》將低碳競爭力定義為在減少溫室氣體排放的同時促進經濟高速發展的能力。國內學者對低碳競爭力的概念也進行了研究，陳靜等認為，低碳競爭力是在減少溫室氣體排放的同時具有社會可持續發展的能力（8）。李彩惠等認為低碳競爭力是在兼顧經濟發展、環境承載能力綜合水平以及碳排放約束力下實現可持續發展的能力（9）。部分學者應用主成分分析法（10）、動態因子分析法（11）等方法嘗試建立低碳競爭力評價體系。

在上述文獻的研究基礎上，本文的邊際貢獻在于：一是利用雙重差分傾向得分匹配法（PSM-DID）識別“兩型社會”試驗區設立對城市低碳競爭力的影響，并進行分組檢驗以準確評估“兩型社會”試驗區政策實施效果。二是提出“兩型社會”試驗區通過降低能源強度、提升城市交通水平、加強環境保護等路徑提高城市低碳競爭力，并引入中介效應模型進行檢驗，深化試驗區設立對城市低碳競爭力作用機制的認識。

二、機制分析

（一）能源強度

能源作為生產過程的必要投入品或中間產品，是造成碳排放的直接因素。能源強度測度了單位產出消耗的能源總量。在其他條件不變的情況下，降低能源強度意味著能源效率提升，有利于促進碳排放減少（12）。此外，能源強度降低意味著單位產出能耗減少及生產率提升，降低生產成本，引致產值增加，從而促進經濟增長。低碳競爭力反映的是在降低溫室氣體排放的同時實現經濟增長的能力。因此，降低能源強度可實現碳減排與經濟增長的雙目標，從而促進低碳競爭力的提升。“兩型社會”試驗區的規劃、方案、條例中均提出了各種促進能源節約使用的政策，包括發展節能環保產業、完善能源價格機制、鼓勵節能環保技術使用等措施。這些節能政策可以通過激發和引導企業進行節能技術的創新、促進個人節約使用能源等方式，降低能源強度，提高能源利用效率，從而促進城市低碳競爭力的提升。據此，本文提出如下假設：

假設1：“兩型社會”試驗區可通過降低能源強度來提升城市低碳競爭力。

（二）城市交通水平

湖北、湖南兩省在試點區頒布與實施了一系列關于交通基礎設施的政策措施。通過對試點區實行政策的梳理，發現各個試點地區均采取了與當地實際情況相適應的政策措施，以提升城市交通水平。一方面，“兩型社會”試驗區深入開展綠色出行行動，加大綠色交通基礎設施建設力度，優化交通運輸結構，包括推廣新能源汽車、大力發展城市軌道交通等，推進交通建設向低碳環保轉型；另一方面，“兩型社會”試驗區通過構建一體化綜合交通網絡，打造高質量綜合運輸服務體系等，進一步提高綜合交通運輸網絡效率，對于降低城市交通運輸二氧化碳排放強度發揮了積極作用。據此，本文提出如下假設：

假設2：“兩型社會”試驗區可通過提升城市交通水平促進城市低碳競爭力提升。

（三）環境保護

為推進環境友好型社會建設，湖北、湖南兩省在試點區頒布實施一系列環境保護措施。具體而言，“兩型社會”試驗區實施的各項政策工具可歸納為兩類：命令控制型環境規制，包括排污許可、關停高污染高能耗企業等；市場型環境規制，主要包括排污權交易、綠色信貸、生態補償機制等。命令控制型環境規制通過制定較為嚴格的減排目標、明確的技術標準來限制企業的污染排放，這會增加企業的排污和治污成本（13），倒逼污染型企業轉向清潔行業或進行綠色技術創新，帶動產業結構轉型升級（14），改善碳排放績效（15），從而促進城市低碳競爭力提升。市場型環境規制通過補貼、排污權交易制度等市場化手段為企業的創新行為提供經濟激勵、降低了企業技術創新的風險、緩解了企業研發資金的緊張（16），以激發企業進行綠色技術創新，從而促進城市低碳競爭力提升。據此，本文提出如下假設：

假設3：“兩型社會”試驗區可通過加強環境保護促進城市低碳競爭力提升。

三、研究設計

（一）研究方法

1. DID方法

“兩型社會”試驗區涉及武漢、黃岡、黃石、咸寧、鄂州、孝感、長沙、株洲、湘潭9個城市。為了考察“兩型社會”試驗區政策實施對城市低碳競爭力的影響，本文選用雙重差分法對其政策效果進行評價。具體步驟如下：將“兩型社會”試驗區的初始時間2008年視為政策發生時間點，研究政策發生對各城市低碳競爭力的影響。本文以長江經濟帶107個地級市作為總的研究對象，將“兩型社會”試驗區涉及城市作為處理組，剩余地級市作為控制組，構建以下雙重差分模型：

Yit=α0+α1Treatit×Timeit+α2Xit+γi+μt+εit （1）

其中，Yit為被解釋變量，表示第i個城市t時間點的城市低碳競爭力。Treatit為政策虛擬變量，即試點城市為處理組，Treatit取值為1，其他城市為控制組，Treatit取值為0；Timeit為時間虛擬變量，即2008年之前Timeit取值為0，2008年以后Timeit取值為1。Xit為模型中的一系列控制變量，也是傾向得分匹配法中的協變量。γi為城市固定效應，μt為時間固定效應，εit為殘差。Treatit×Timeit為核心解釋變量，其系數α1反映了排除其他干擾因素后，“兩型社會”試驗區政策對城市低碳競爭力的因果效應。α1為正，且在一定統計水平上顯著，表明“兩型社會”試驗區設立能促進城市低碳競爭力的提升，且α1越大，其促進作用越明顯；若α1為負且統計上顯著，則表明試驗區設立阻礙城市低碳競爭力的提升；如果α1在統計水平上不顯著，則表明試驗區設立與城市低碳競爭力無明顯相關關系。

2.傾向得分匹配法（PSM）

雙重差分的應用必須滿足一定的假設條件，如果這些條件不滿足將導致結果嚴重偏離真實的因果效應。其中最關鍵的一個前提假設是共同趨勢假設，即處理組和對照組在未受到政策沖擊前應該有相同的變化趨勢（17）。由于城市間存在異質性，有必要在作雙重差分之前進行數據處理，以使其盡可能滿足共同趨勢假設。傾向得分匹配法是一種比較流行的消除樣本選擇偏誤的方法（18）。其具體的操作過程如下：首先，計算傾向得分。建立Logit回歸，因變量為政策處理虛擬變量，處理組取值為1，對照組取值為0，自變量為評價兩組相似度的一些指標，即協變量。在此基礎上，計算每個城市成為處理組的概率，即傾向得分：

Pi（X）=Pr（cityit=1|Xi）=L[g（Xi）] （2）

其中，cityit為處理組虛擬變量；Xi表示第i個城市的特征變量（協變量），即DID模型中的控制變量；g（·）為線性函數，L（·）為logistic函數。

其次，利用計算的傾向得分，選取k近鄰匹配方法對城市樣本進行匹配，使得每個處理組的城市從對照組中找到與其傾向得分最匹配的城市為其對照組。

最后，對匹配結果進行平衡性檢驗。

3. PSM-DID方法

PSM可以較好地解決樣本選擇偏誤問題，DID則可以很好地對政策效應進行評估，并且能避免因遺漏而產生的內生性問題。基于此，本文采取PSM-DID方法評估“兩型社會”試驗區政策影響城市低碳競爭力的效果。具體步驟為：（1）進行傾向得分匹配，找到匹配組；（2）利用處理過的對照組和處理組，進行DID估計，具體模型如下：

YitPSM=α0+α1Treatit×Timeit+α2Xit+γi+μt+εit （3）

YitPSM為匹配后的城市低碳競爭力，其他變量與（1）式相同。

（二）變量說明

1.被解釋變量。王利偉等采用單位GDP碳排放這一單因素指標對城市和城市群的低碳發展水平進行測度，但以單因素指標衡量城市低碳競爭力有失偏頗，不能對城市低碳競爭力進行較為全面的刻畫（19）。參考郭海湘等（20）和藍慶新等（21）的做法，建立綜合評價指標體系，采用熵值法得到綜合指數以代表城市低碳競爭力。基于地級市層面數據可得性，本文共選取18個指標（詳見表1）。

2.核心解釋變量。以“兩型社會”試驗區的時間虛擬變量（Timeit）和“兩型社會”試驗區的政策虛擬變量（Treatit）的交互項表示。

3. 控制變量（協變量）。本文參考史丹（22）和李衛兵（23）等學者的研究，選取以下控制變量：政府支出規模，以地方一般公共預算支出占地區生產總值的比重表示；科技創新，以科技支出占一般公共預算支出比重表示；外商投資，以當年實際使用外資金額占地區生產總值的比重表示；金融發展能力，以年末金融機構人民幣各項貸款余額占地區GDP的占比表示；第二產業發展水平，以第二產業占地區生產總值的比重表示；基礎設施，以人均道路面積的對數表示；第三產業發展水平，以第三產業占地區生產總值的比重表示。

4.中介變量。根據前文的理論分析，本文選取能源強度、交通基礎設施、環境保護三個中介變量。由于地級市的能源消耗總量難以獲取，對省級能源數據進行分解得到地級市能源消耗總量，即各市能源消耗總量＝（各省能源消耗總量×各市GDP）/各省GDP，能源強度以能源消耗總量占地區生產總值的比重表示；交通基礎設施以道路面積占行政區域土地面積的比重來表示；環境保護基于工業二氧化硫排放量、工業氮氧化物排放量、污水處理廠污水處理效率、生活垃圾無害化率四個指標，采用熵值法測算綜合指數來表示。

主要變量的描述性統計結果見表2。

（三）數據來源

本文所采用的數據來自于《中國城市統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、中國國家統計局、《中國城鄉建設統計年鑒》。受地級市相關數據缺失的限制，本文采用2004—2020年的數據。少量缺失值采取線性插值的方法予以補齊。

四、實證結果分析

（一）傾向得分匹配結果

本文采用k近鄰匹配方法，k取1，其平衡性條件檢驗結果顯示，匹配后各變量的標準化偏差絕

大部分小于10%，而且從 T 檢驗的結果來看，實驗組與對照組在匹配后無顯著差異，說明匹配基本滿足了平衡性假設，匹配得到的對照組城市能夠控制樣本的自選擇效應。通過傾向得分值概率密度分布函數圖可以看出，匹配前處理組和對照組的變化趨勢并不一致，并不滿足雙重差分法的共同趨勢假設。匹配后，兩組樣本的數據變化趨勢幾乎重合，選擇性偏誤基本消除。

（二）DID結果分析

根據前文構建的基準回歸模型，本文考察“兩型社會”試驗區設立對城市低碳競爭力的量化影響，結果如表3所示。表3中，第（1）列未加入控制變量，第（2）列加入部分控制變量，第（3）列加入全部控制變量。所有模型都控制了時間固定效應和城市固定效應。三個估計結果都表明，交互項估計系數均為正且通過1%的顯著性檢驗，這意味著“兩型社會”試驗區設立對城市低碳競爭力有顯著的正向作用。

（三）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

本文參考Jacobson等提出的事件研究法對平行趨勢假設進行檢驗（24），具體如下所示：

YitPSM=α0+δ1Tit+α2Xit+γi+μt+εit （4）

其中Tit為一組虛擬變量，若城市i在第t年實行了“兩型社會”試驗區政策，則為1，否則為0。其余各變量與式（3）含義相同。本文重點關注系數δ1，其反映了“兩型社會”試驗區政策實行第t年試驗區城市與非試驗區城市低碳競爭力的差異。本文以“兩型社會”試驗區政策實行前的2004年為基期作上述檢驗，具體檢驗結果見圖1。從圖1可以看出，政策實行前的圖像在0值附近分布，且估計系數均不顯著。這說明在試驗區設立以前，試驗區城市與非試驗區城市并無顯著差異，研究樣本通過了平行趨勢檢驗。進一步分析，該政策實行后，估計系數呈現上升趨勢且為正，表明“兩型社會”試驗區建設能顯著促進城市低碳競爭力提升。

2.安慰劑檢驗

為了檢驗實證結果多大程度受到隨機因素或遺漏變量的影響，本文參照盧盛峰等的做法（25），通過隨機篩選“兩型社會”試驗區涉及城市并隨機產生政策實行時間，據此構造實行時間-城市兩個層面的隨機實驗。在此基礎上進行基準回歸，得到政策和時間虛擬變量的交互項估計系數。為進一步增強安慰劑檢驗的效力，將上述過程重復進行500次，繪制出交互項的估計系數分布圖。估計系數分布在0值附近且服從正態分布，很大一部分回歸結果不顯著。基準回歸中系數估計值（0.0142）獨立于虛假回歸系數分布。為此，可以判定本文的基準回歸結果通過安慰劑檢驗，結果相對穩健。

3.進一步穩健性檢驗

在估計“兩型社會”試驗區設立對城市低碳競爭力的影響過程中，不可避免會受到其他政策影響的干擾，從而高估或者低估試驗區的估計效應（26）。為識別和解決這一問題，本文搜索“兩型社會”試驗區設立之后的年份發生的其他政策事件，發現2010年以來，長江經濟帶各省市先后實行了各種與產業、低碳、綠色發展相關的政策。本文篩選出其中3個影響較大的政策，進行穩健性檢驗（見表4）。

（1）設立承接產業轉移示范區。國家從2010年開始在長江經濟帶設立了皖江城市帶承接產業轉移示范區、湘南承接產業轉移示范區、湖北荊州承接產業轉移示范區、江西贛南承接產業轉移示范區和重慶沿江承接產業轉移示范區。這些產業轉移示范區的設立，可能導致當地工業污染加重，碳排放增加，從而降低城市低碳競爭力。因此有必要剔除產業轉移示范區城市，對模型結果進一步檢驗。回歸結果顯示，時間和政策的交互項估計系數在1%的水平上顯著且為正，表明本文的結論相對穩健。

（2）實施長江經濟帶發展戰略。為了剔除長江經濟帶發展戰略實施的異質性對本文研究結果的干擾，本文參考史丹和李少林的做法（27），剔除2016年以后的樣本。回歸結果顯示，交互項系數在5%的水平上顯著，且對城市低碳競爭力的影響方向未發生改變。這表明，排除長江經濟帶發展戰略政策干擾后，本文結論依然穩健。

（3）實施低碳試點政策。2010年國家設定了第一批低碳試點城市和省份，該試點政策涉及很大一部分長江經濟帶城市，2012年設立了第二批低碳試點城市。為排除低碳試點政策的影響，本文參考史丹等的做法（28），選取三重差分的方法克服這一問題。具體而言，將試驗區城市中的低碳試點城市設置為新的政策處理變量DDD，2008年及以后取1，其余全部為0。回歸結果顯示，系數仍在1%的水平上顯著且為正，表明本文的估計結果相對穩健。

（四）異質性檢驗

1.長株潭城市群和武漢城市圈的政策效應對比

為了進一步厘清“兩型社會”試驗區設立對長株潭城市群和武漢城市圈的政策效應異質性，本文將樣本分為長株潭城市群和武漢城市圈再進行回歸，估計結果如表5所示。估計結果顯示，長株潭城市群的交互項估計系數為正且通過10%的顯著性檢驗，交互項系數為0.0129。武漢城市圈的交互項系數為0.0153，且在1%水平上顯著。無論從顯著性還是系數大小來看，相比于長株潭城市群，“兩型社會”試驗區設立對武漢城市圈的低碳競爭力的影響更為顯著。可能的原因在于武漢城市圈豐富的創新資源為“兩型社會”設立提升城市低碳競爭力提供了有力的保障。

2.基于城市規模的異質性分析

不同的城市規模可能會對“兩型社會”試驗區提升城市低碳競爭力的作用效果產生影響。對于一個城市而言，規模較大更容易產生集聚效應，促進資源合理配置和提高要素利用效率，從而減少能耗、降低環境污染；同時，大規模城市也會產生擁擠效應，引致城市病，加劇環境污染（29）。“兩型社會”試驗區通過交通基礎設施的完善擴大集聚效應，降低擁擠效應。同時，試驗區還通過各種降污減排的政策措施減少擁擠效應給環境和資源帶來的負面影響。基于上述考慮，本文認為“兩型社會”試驗區設立不僅可以加強集聚效應，也可以降低擁擠效應。為了進一步厘清“兩型社會”試驗區設立對不同規模城市影響的異質性，本文參考張躍勝等做法（30），使用城市市轄區年末總人口作為判定城市規模大小的依據，按是否大于100萬人口將城市分為大規模城市和中小規模城市。大規模城市為：武漢、長沙、株洲、鄂州，試驗區其他城市為中小規模城市。結果表明，“兩型社會”試驗區設立對大規模城市的低碳競爭力有顯著的提升效果；對中小規模城市低碳競爭力的提升不顯著。這表明大規模城市實施“兩型社會”試驗區政策對城市低碳競爭力的促進作用更加明顯。

五、作用機制檢驗

根據前文的機制分析，“兩型社會”試驗區政策通過降低能源強度、提升城市交通水平、加強環境保護等路徑提升城市低碳競爭力。本文通過構建中介效應模型對上述三種影響機制進行檢驗。本文采用溫忠麟和葉寶娟提出的中介效應方法（31），該方法已在研究中廣泛應用（32）。可用下面三個方程進行中介效應檢驗，模型（5）與模型（3）一致：

YitPSM=α0+cTreatit×Timeit+α2Xit+γi+μt+εit （5）

Mit=α0+ aTreatit×Timeit+α2Xit+γi+μt+εit （6）

YitPSM=α0+c’Treatit×Timeit+bMit+α2Xit+γi+μt+εit

（7）

其中，Mit為中介變量。a為解釋變量對中介變量Mit的效應，b為控制了解釋變量的影響之后，中介變量Mit對被解釋變量YitPSM的效應。檢驗步驟具體如下：（1）第一步，檢驗方程（5）中系數c，若顯著，則中介效應成立，并進行后續檢驗。（2）第二步，檢驗方程（6）中系數a和方程（7）中系數b，若兩個都顯著，則間接效應顯著，進行第四步檢驗。若至少有1個不顯著，則進行第三步。（3）第三步，用Bootstrap法直接檢驗原假設：a×b=0，若顯著，則間接效應顯著，進行第四步。否則停止分析。（4）第四步，檢驗方程（7）中系數c’，若不顯著，則直接效應不顯著，表明模型只存在中介效應，若顯著，則進行下一步檢驗。（5）第五步，比較a×b和c’的符號，若符號一致，則存在部分中介效應，并報告中介效應占總效應的比例a×b/c。若符號相異，則存在遮掩效應，此時要報告間接效應和直接效應之比的絕對值|a×b/c’|。

能源強度中介效應檢驗。第一步檢驗，觀察表3第（3）列，交互項系數顯著，存在中介效應。第二步檢驗，表6第（1）（2）列結果顯示，交互項系數估計值為-0.137，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，這表明“兩型社會”試驗區設立降低了能源強度；能源強度的系數估計值為-0.0269，且在 1% 的水平上通過了顯著性檢驗，這表明降低試驗區的能源強度可以促進城市低碳競爭力的提升。因此，可以說明中介變量的間接效應顯著。第四、五步檢驗，表6 第（2）列的交互項系數顯著為正，可以認為存在部分中介效應，中介效應占總效應的比例為26%。至此，假設1得到驗證。

交通基礎設施中介檢驗。第一步檢驗，觀察表3第（3）列，交互項系數顯著，存在中介效應。第二步檢驗，表6第（3）（4）列結果顯示，交互項系數估計值為0.0521，且在5%的水平上通過了顯著性檢驗，這表明“兩型社會”試驗區設立提升了城市交通水平；交通基礎設施的系數估計值為0.0237，且在 1% 的水平上通過了顯著性檢驗，這表明試驗區的交通水平提升可以促進城市低碳競爭力的提升。因此，可以說明中介變量的間接效應顯著。第四、五步檢驗，表6 第（4）列的交互項系數顯著為正，可以認為存在部分中介效應，中介效應占總效應的比例為8.6%。至此，假設2得到驗證。

環境保護中介效應檢驗。第一步檢驗，觀察表3第（3）列，交互項系數顯著，存在中介效應。第二步檢驗，表6第（5）（6）列結果顯示，交互項系數估計值為0.0926，且在1%的水平上通過了顯著性檢驗，這表明“兩型社會”試驗區設立加強了環境保護；環境保護的系數估計值為 0.0424，且在 1% 的水平上通過了顯著性檢驗，這表明試驗區加強環境保護可以促進城市低碳競爭力的提升。因此，可以說明中介變量的間接效應顯著。第四、五步檢驗，表6 第（6）列的交互項系數顯著為正，可以認為存在部分中介效應，中介效應占總效應的比例為2.8%。至此，假設3得到驗證。

六、研究結論和政策建議

本文基于2004—2020年長江經濟帶107個地級市的面板數據，采用熵值法得出綜合指標以表征城市低碳競爭力，運用雙重差分傾向得分匹配法考察“兩型社會”試驗區設立對城市低碳競爭力的作用效果和作用機制。本文研究結論表明，“兩型社會”試驗區設立對城市低碳競爭力提升有顯著的促進作用，該結論經過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗、剔除了長江經濟帶三大政策干擾等一系列穩健性檢驗，結論依然顯著。異質性分析表明，相比于長株潭城市群，“兩型社會”試驗區建設對武漢城市圈的政策效果更顯著；與此同時，城市規模越大，“兩型社會”試驗區對城市低碳競爭力的促進作用越顯著。機制分析表明，“兩型社會”試驗區建設可通過降低能源強度、提高城市交通水平、加強環境保護三個方面影響城市低碳競爭力。

基于上述研究結論，本文提出如下政策建議：

第一，通過提煉試驗區改革經驗、形成典型示范案例等方法，由點及面地在全國范圍內推廣“兩型社會”試驗區制度創新經驗。

第二，探索多元化綠色交通建設，如發展輕軌地鐵等軌道交通、提升城市公交服務水平、構建共享單車共享汽車等共享經濟新模式等。

第三，提高政策精準度，充分發揮政策協同效應。要有針對性地設計政策，提高政策的精準度；倡導多種環境規制工具的協同使用，從而更好發揮不同環境規制工具的創新效應，進一步擴大政策作用效果。

第四，發揮“有為政府”和“有效市場”的作用，處理好政府和市場關系。政府應通過對法律手段、行政命令、財稅政策的綜合運用，引導企業和個體進行低碳生產、生活、消費。同時，推進能源價格市場化改革、完善用能權有償使用和交易制度、加快建設全國用能權交易市場，以激勵企業進行綠色技術創新。

注釋：

（1）（23） 李衛兵、李翠：《“兩型社會”綜改區能促進綠色發展嗎？》，《財經研究》2018年第10期。

（2）（6） 李谷成、李欠男：《“兩型社會”試驗區的設立促進了農業綠色發展嗎？——基于PSM-DID模型的實證》，《農林經濟管理學報》2022年第2期。

（3）（7） 徐雷、楊家輝、鄭理：《“兩型社會”試驗區設立是否助推了區域工業綠色發展？》，《科學決策》2020年第12期。

（4） 顏建軍、李軍艷、徐雷：《政府環境規制對污染物排放的影響研究——以“兩型社會”試驗區為例》，《南開經濟研究》2021年第4期。

（5） 秦尊文、劉陶：《生態文明與兩型社會建設的關系——基于武漢市兩型社會建設的實踐經驗》，《江漢論壇》2014年第9期。

（8） 陳靜、程東祥、諸大建：《基于灰理想關聯分析的中國城市低碳競爭力評價》，《資源科學》2012年第9期。

（9） 李彩惠、霍海鷹、李雅潔、侯瑋：《基于突變級數模型的城市低碳競爭力評價及障礙因子診斷分析》，《資源科學》2015年第7期。

（10）（20） 郭海湘、葉文輝、劉曉、謝韻典：《武漢城市圈城市低碳競爭力仿真評價》，《中國地質大學學報》（社會科學版）2015年第5期。

（11）（21） 藍慶新、姜峰：《人口老齡化能否推動低碳競爭力發展？——基于省級面板數據的實證研究》，《經濟社會體制比較》2018年第4期。

（12） 邵帥、張曦、趙興榮：《中國制造業碳排放的經驗分解與達峰路徑——廣義迪氏指數分解和動態情景分析》，《中國工業經濟》2017年第3期。

（13） 徐佳、崔靜波：《低碳城市和企業綠色技術創新》，《中國工業經濟》2020年第12期。

（14） 周叔蓮、王偉光：《科技創新與產業結構優化升級》，《管理世界》2001年第5期。

（15） 王群偉、周鵬、周德群：《我國二氧化碳排放績效的動態變化、區域差異及影響因素》，《中國工業經濟》2010年第1期。

（16） 張兵兵、周君婷、閆志俊：《低碳城市試點政策與全要素能源效率提升——來自三批次試點政策實施的準自然實驗》，《經濟評論》2021年第5期。

（17） 黃煒、張子堯、劉安然：《從雙重差分法到事件研究法》，《產業經濟評論》2022年第2期。

（18） 董艷梅、朱英明：《高鐵建設能否重塑中國的經濟空間布局—基于就業、工資和經濟增長的區域異質性視角》，《中國工業經濟》2016年第10期。

（19） 王利偉、馬堯天、歐陽慧：《我國城市群低碳化布局的基本特征及影響因素》， 《宏觀經濟研究》 2017年第5期。

（22）（27）（28） 史丹、李少林：《排污權交易制度與能源利用效率—對地級及以上城市的測度與實證》，《中國工業經濟》2020年第9期。

（24） L. S. Jacobson， R. J. LaLonde， D. G. Sullivan， Earnings Losses of Displaced Workers， The American Economic Review， 1993， 83（4）， pp.685-709.

（25） 盧盛峰、董如玉、葉初升：《“一帶一路”倡議促進了中國高質量出口嗎——來自微觀企業的證據》，《中國工業經濟》2021年第3期。

（26）（29） 石大千、丁海、衛平、劉建江：《智慧城市建設能否降低環境污染》，《中國工業經濟》2018年第6期。

（30） 張躍勝、張少鵬、王曉紅：《“雙碳”目標下低碳城市建設對城市高質量發展的影響——基于低碳城市試點政策的準自然實驗》，《西安交通大學學報》（社會科學版）2022年第5期。

（31） 溫忠麟、葉寶娟：《中介效應分析：方法和模型發展》，《心理學進展》2014年第5期。

（32） 林建浩、趙子樂：《均衡發展的隱形壁壘：方言、制度與技術擴散》，《經濟研究》2017年第9期。

作者簡介：白潔，湖北省社會科學院長江流域經濟研究所研究員，湖北武漢，430077；曾慧，湖北省社會科學院長江流域經濟研究所，湖北武漢，430077。

（責任編輯 李燈強）