低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响.pdf

第 40 卷第 4 期经济经纬Vol.40No.42023 年 7 月Economic SurveyJul.2023低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响范贤贤,郭平(湖南大学 经济与贸易学院,湖南 长沙 410079)摘要:基于 20092019 年中国 255 个地级及以上城市的面板数据,采用双重差分模型评估了低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响及作用机制。结果表明:低碳城市试点政策能够促进城市经济高质量发展,三个批次试点政策对城市经济高质量发展的促进作用呈现递减趋势。机制检验显示,在低碳城市试点政策促进城市经济高质量发展过程中,技术创新具有正向中介作用,全要素生产率产生了负向中介作用。分城市区位来看,东部城市的低碳城市试点政策效应明显高于中西部城市。分城市规模、资源禀赋和环境规制来看,低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的促进作用仅存在于大城市、非资源城市和两控区城市。鉴于此,应根据城市特征实施适合自身发展的低碳政策,充分利用低碳城市试点政策的创新补偿效应,推动城市经济高质量发展。关键词:低碳城市试点政策;城市经济;经济高质量发展;环境规制基金项目:国家社会科学基金项目(18BJL025);安徽省高校人文社会科学重点项目(SK2021A0229);安徽生态与经济发展研究中心项目(AHST2019016)作者简介:范贤贤(1995 ),女,安徽宿州人,博士研究生,主要从事生态环境政策、绿色低碳发展、城市经济研究;郭平(1963 ),男,湖南株洲人,博士,教授,主要从事财政与税收政策研究。范贤贤为本文通信作者。中图分类号:C81;F061.3文献标识码:A文章编号:1006-1096(2023)04-0003-13收稿日期:2022-07-12 引言 城市作为区域高质量发展的中坚力量,在促进经济结构优化的同时,也成为能源消耗与污染物排放的主要来源地。传统城镇化发展造成的城市空气质量急剧下降,已经严重损害了居民健康,并制约了居民主观幸福感的提升(刘倩倩 等,2021)。随着以人为核心的新型城镇化进程的深入推进,研究如何推动城市经济高质量发展,对平衡城市经济发展与环境保护、建设健康宜居的城市生态空间具有重要的现实意义。政府环境治理是改善环境污染、实现经济高质量发展的有效途径(陈诗一 等,2018)。环境规制政策作为政府环境治理的手段,能够为城市经济发展与环境保护协同提供制度保障,有利于促进城市经济高质量、高水平增长。但也有学者发现环境规制政策在执行过程中往往会面临很大的阻力(Li et al,2016),环境规制政策实施效果并不理想(Wang et al,2021);即使环境规制政策减轻了环境污染,也往往是以牺牲生产率和经济增长率为代价的(Gray,1987;Barbera et al,1990;Chen et al,2018)。因此,环境规制政策能否促进城市经济高质量发展,实现经济发展与环境保护的双赢及其作用机制是什么,值得进一步探究。由此,本文选取低碳城市试点这一环境规制政策,分析其对城市经济高质量发展的影响机制,并对上述问题做出回答。选取低碳城市试点政策的原因主要在于:第一,低碳城市建设已成为我国新型城镇化进程中的必选项,符合我国实现碳达峰和碳中和目标的生态文明建设要求;第二,低碳城市试点政策具有“弱约束”“弱激励”的特征,为适应我国新的经济发展和污染减排目标,可能需要加以相应调整。与本文研究相关的文献主要体现在两个方面:一是环境规制对经济高质量的影响研究。在省级层面,王群勇等(2018)从经济增长数量和质量两个维度分析了环境规制对经济高质量发展的影响,发现环境规制显著抑制了经济增长数量,但能提升经济增长质量,且存在单门槛效应。也有学者发现环境规制未能显著促进3经济增长稳定性和产业结构升级(何兴邦,2018)。较低的环境规制水平是无效的,环境规制水平需跨越特定门槛值才能提高经济增长质量(卢维学 等,2022),但过高的环境规制水平又会抑制经济增长质量(陶静 等,2019)。涂正革等(2019)基于工业排污收费标准调整,采用双重差分模型考察了环境规制改革对经济高质量发展的影响,发现环境规制改革减排效应的实现依赖于环境执法强度。在城市层面,祁毓等(2016)选取环保重点城市是否达标这一准自然实验,考察了环境规制的“降污”效应和“增效”效应,发现短期内环境规制仅具有改善环境污染的作用。上官绪明等(2020)发现环境规制对城市经济高质量发展存在负向空间溢出,环境规制能够与科技创新协同推动经济高质量发展。可以看出,上述文献多从省级层面分析环境规制对经济高质量发展的影响,从城市层面分析的较少,且现有文献大多采用工业污染排放强度、环境治理投资额、排污费等来衡量环境规制,可能会导致研究结果存在内生性问题;虽有较少学者从政策角度研究环境规制对经济高质量发展的影响,但也未考虑低碳城市试点政策。二是低碳试点政策的影响。学术界对低碳试点政策的节能减排、污染治理效应进行了大量的研究。Ge-hrsitz(2017)采用双重倍差法发现德国低排放区政策能够有效改善城市空气质量。王华星等(2019)采用双重差分模型发现新型城镇化进程中低碳城市建设能够有效降低雾霾污染。Yu 等(2021)从城市碳排放绩效角度分析了低碳城市试点的影响,结果发现低碳城市试点政策有利于降低城市碳排放强度。还有学者发现低碳城市试点政策与创新城市试点政策协同对城市碳减排的作用更大(苏涛永 等,2022)。董梅等(2020)采用合成控制法检验了省区低碳试点对碳排放的影响,结果发现省区低碳试点对降低广东、云南、陕西和海南四省的碳排放并没有显著效果。不同的学者还从企业技术创新、企业研发投入、城市创新水平和城市绿色发展效率等微观和宏观层面评估了低碳城市试点政策的影响(徐佳 等,2020;Huang et al,2021;Tian et al,2021;Qiu et al,2021)。宋弘等(2019)在分析低碳城市建设对空气污染防治影响的基础上,通过成本收益法间接发现低碳城市建设所带来的收益要远远大于支出成本,并得出低碳城市建设有利于实现经济发展与环境保护双赢目标的结论。不难发现,现有文献关于低碳城市试点政策如何影响城市经济高质量发展的研究相对较少,且未将经济增长的基本面、社会成果和生态成果纳入同一个指标体系来分析。本文的边际贡献可能在于:(1)从经济增长的基本面、社会成果和生态成果维度测算城市经济高质量发展,并采用双重差分模型验证低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响。既为低碳城市试点政策评估提供有益补充,也能够直接回答环境规制政策能否促进城市经济高质量发展、实现经济发展与环境保护双赢这一现实问题。(2)重点关注了技术创新和资源配置在低碳城市试点政策影响城市经济高质量发展中的重要作用,进而识别低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响机制。(3)进一步从城市区位、城市规模、资源禀赋和环境规制的异质性角度详细探究城市发展不均衡对低碳城市试点政策实施效果影响的差异。一、政策背景与机制分析 (一)政策背景2010 年我国正式启动了第一批低碳试点,随后又在 2012 年和 2017 年依次开展了第二和第三批低碳试点。低碳试点城市陆续出台相关政策法规,实施低碳技术、低碳产业等措施。大量研究表明,低碳城市试点政策不仅能够降低碳排放量,对经济发展和污染治理也具有显著影响。为判断低碳城市试点政策与环境污染和经济发展之间的关系,绘制试点城市与非试点城市 PM2.5、工业污染排放和经济增长率的变化趋势图(图 1)。从 PM2.5 的变化趋势来看,试点城市的 PM2.5 一直低于非试点城市。20092013 年试点城市与非试点城市的 PM2.5 呈现 N 形的变化趋势,2013 年后则一直处于下降趋势。从工业“三废”排放值的变化趋势来看,试点城市的工业“三废”排放值一直高于非试点城市。20092011 年试点城市与非试点城市的工业“三废”排放值呈现上升趋势,二者之间差距较大。20112013 年呈现小幅下降,20132017 年则在小幅上升后呈现大幅下降趋势,20172019 年继续保持平稳下降,同时二者间的差距逐渐缩小。从经济增长率变化来看,20092011 年试点城市与非试点城市的经济增长率呈现上升趋势,二者间的差异较小。20112015 年持续大幅下降,20152017 年出现回升,之后又呈现下降趋势,二者间的差异逐渐拉开。总的来看,低碳试点城市实施后,PM2.5、工业“三废”排放和经济增长率均显著下降。低碳城市试点政策使得低碳试点城市工业“三废”排放与非试点城市的差距逐渐缩小,经济增长率则逐渐高于非试点城市。这说明与非试4点城市相比,低碳城市试点政策在降低试点城市污染物排放的同时,也提高了试点城市的经济增长率。因此,可以初步判断低碳城市试点政策能够促进城市经济高质量发展,实现经济发展与环境保护的双赢。图 1试点城市与非试点城市 PM2.5、工业“三废”和经济增长率的变化趋势(二)机制分析一是技术创新效应。首先,低碳城市建设激励试点城市进行低碳技术研发。为促进低碳技术水平的提升,试点城市大力引进节能环保技术,建立低碳技术创新研发、孵化和推广应用的公共综合服务平台,并加大对清洁环保生产项目的财政补贴,有利于激励企业自主创新,加快绿色生产技术的创新研发,促进清洁技术进步,降低能源消耗和污染排放,提升生态资本。同时,技术创新水平的提高也有利于改善劳动生产效率,扩大经济生产活动的可能性边界,实现经济提质增效。其次,为进行低碳城市建设,低碳试点城市制定第三产业定量发展目标,大力发展低碳产业。试点城市积极引进新技术、新能源、新材料等新兴产业,并给予资金、人才、技术的政策支持,推动制造业迈向绿色化、服务业迈向高端化,进而有利于传统生产方式的技术革新,促进绿色清洁技术的开发与应用,为产业结构向知识技术密集型方向转变提供内生动力,推动绿色产业体系建立,实现城市经济高质量发展。最后,低碳城市试点政策使得低碳试点城市的环境规制水平提升,也会倒逼污染密集型企业加大创新投入,实现绿色转型(宋德勇 等,2022),进而有利于城市经济高质量发展。基于以上分析,本文提出如下假说。假说 1:低碳城市试点政策能够促进技术创新,进而推动城市经济高质量发展。二是资源配置效应。为进行低碳城市建设,低碳试点城市制定环境治理目标。一方面,短期内为实现环境政策目标,企业必然需要重新配置要素资源,升级生产设备,加大环境治理投入。这样会导致生产要素从生产性活动转向环境污染治理,在一定程度上会挤占生产性投资,使得企业生产中的有效劳动和资本投入减少,降低企业单位劳动产出,不利于企业的要素生产率提升(秦琳贵 等,2020),进而对经济提质增效产生阻碍作用(祁毓 等,2016)。另一方面,在政府约束性污染管控下,劳动力要素会向环境规制强的地区配置,而资本和企业等要素会向环境规制弱的地区配置(张彩云 等,2020)。因此,低碳城市试点政策的实施可能会扭曲资源配置结构,降低资源配置效率,不利于城市经济高质量发展。基于以上分析,本文提出如下假说。假说 2:低碳城市试点政策可能会降低资源配置效率,进而弱化对城市经济高质量发展的促进作用。5 二、模型设定、变量选取与数据说明 (一)模型设定为解决现有文献中普遍存在的内生性问题,采用双重差分模型进行因果识别,基准模型设定如下:Qualityit=0+1LCCit+Controlit+ui+vt+it(1)式(1)中,下标 i 和 t 分别表示城市和时间。Qualityit为被解释变量。LCCit为核心解释变量,1为本文重点关注系数,该系数若显著大于 0,则表示低碳城市试点政策能够推动城市经济高质量发展。Controlit为选取的一系列控制变量。ui为城市固定效应,vt为时间固定效应,it为随机扰动项。另外,为探究低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的作用机制,式(1)进一步拓展为:Mit=0+1LCCit+Controlit+ui+vt+it(2)Qualityit=0+1LCCit+2Mit+Controlit+ui+vt+it(3)式(2)和式(3)中,Mit为中介变量,其余变量含义与基准模型一致。(二)变量选取1.城市经济高质量发展学者们普遍认同对经济高质量发展的衡量应有一个广义多层面的指标体系。本文借鉴师博等(2019)和张治栋等(2019)的做法,从经济增长的基本面、社会成果和生态成果三个维度构建指标体系,并通过对各维度指标进行均等权重赋值测算城市经济高质量发展。具体的指标选取见表 1。表 1城市经济高质量发展的指标体系一级指标二级指标三级指标 经济增长基本面经济增长强度城市实际人均 GDP经济增长稳定性增长率变异系数的倒数经济增长合理性1-泰尔指数经济增长外向性进出口总额/GDP经济增长社会成果教育水平每万人在校大学生人数医疗水平每万人医生数经济增长生态成果雾霾污染PM2.5 浓度工业污染工业废水、废气和固体污染排放经济增长的基本面主要包括以下几个方面:(1)经济增长强度。采用以 2009 年为基期的城市实际人均 GDP 表示,反映居民的生活水平。(2)经济增长稳定性。采用经济增长率变异系数的倒数表示。以五年期滚动窗口的移动平均型的标准差系数来计算 GDP 增长率的变异系数。GDP 增长率变异系数越大,表示经济增长越不稳定。(3)经济增长合理性。用 1 与泰尔指数的差值来衡量,表示经济增长过程中产业结构与就业结构的耦合程度,反映经济结构的均衡发展。泰尔指数具体计算公式如下:TL=ni=1YiY()lnYiLi/YL()(4)其中,Y 表示产业总产值,L 表示总就业人数,n 表示产业部门数,Yi为 i 产业产值,Li为 i 产业就业人数。(4)经济增长外向性。采用进出口总额与 GDP 的比值来衡量。经济增长的社会成果维度是“创新发展”和“共享发展”理念的表征。本文通过教育和医疗考察创新驱动和社会成果共享。人力资本是知识和技术进步的重要载体,能够推动城市创新体系建设。教育水平的提升有利于获得更多的人力资本,本文采用每万人中在校大学生人数作为代理变量来表征人力资本的教育水平。医疗水平通过每万人医生数来衡量,医疗水平越高,居民健康越能够获得充分保障,越能反映出经济发展中的社会福利和发展成果共享。经济增长的生态成果是“绿色发展”理念的表征,包括雾霾污染和工业污染。严重的雾霾污染是城市空气质量下降的主要原因,制约着城市经济高质量发展(张煜晖 等,2020)。据统计,以 PM2.5 为主的空气污染天数在城市总污染天数中的占比高达 70%以上(王华星 等,2019),说明雾霾已经成为城市空间中的典型空气污染物。本文采用 PM2.5 浓度来衡量雾霾污染,反映城市发展过程中生产和生活等各方面活动造成的6生态压力。工业污染也是城市经济发展中产生的主要污染物,采用工业废水排放量、工业二氧化硫排放量和工业烟粉尘排放量来衡量工业污染。2.低碳城市试点政策本文通过低碳试点城市的虚拟变量与政策实施前后的时间虚拟变量相乘测算得出低碳城市试点政策的代理变量。低碳城市试点政策先后实施了三个批次,本文将三个批次的低碳试点城市作为“处理组”。低碳城市试点时间分别为 2010 年 7 月 19 日、2012 年 11 月 26 日和 2017 年 1 月 7 日,由于政策发布实施的时间并不统一,若政策实施的时间在当年的 7 月份之后,那么选后一年作为政策实施节点,即后一年起取值为 1,当年及之前取值为 0。3.控制变量根据现有相关研究,选取以下 4 个控制变量:政府干预采用财政支出与 GDP 的比值衡量;实际利用外资水平采用实际利用外资占 GDP 的比值衡量;人口集聚采用单位城市面积人口数表示;信息化水平主要表现在互联网应用上,本文采用互联网用户数来衡量。4.中介变量城市创新水平用专利申请授权数表示。资源配置效率基于 DEA-Malmquist 指数模型用相邻两期交叉参比法测算得出。其中,总产出为实际 GDP;劳动投入为各城市年平均从业人数;资本投入为资本存量,借鉴张军等(2004)的做法,采用永续盘存法计算得出。(三)数据来源与描述性统计PM2.5 浓度数据取自加拿大达尔豪斯大学大气成分分析组发布的观测数据,技术创新数据来自国家知识产权局。其余数据来源于中国城市统计年鉴中国城市建设统计年鉴,少数缺失数据来自统计局发布的统计公报或采用插值法补充。数据涵盖了 20092019 年全国 255 个地级及以上城市,其中 69 个低碳试点城市作为处理组,186 个非低碳试点城市作为控制组。表 2 为所用变量的描述性统计结果。表 2变量描述性统计变量符号样本量均值方差最小值最大值经济高质量发展Quality28050.449 0.047 0.292 0.652 低碳城市试点政策LCC28050.123 0.329 0 1技术创新Innov28050.518 1.218 0.001 16.610 资源配置Tfp28051.309 0.979 0.122 8.031 政府干预Gov28050.181 0.079 0.023 0.698 外商直接投资Fdi28050.018 0.019 0.000 0.204 人口密度Popd28050.045 0.034 0.000 0.276 信息化水平Infor280597.20 124.75 0.020 1535.17 三、结果分析 (一)基准回归结果基于以上分析,本文通过逐步引入控制变量进行基准回归,回归结果见表 3。列(1)为不加控制变量的回归结果,列(2)列(5)为逐步引入控制变量的回归结果。可以看出,在控制时间和城市固定效应后,不管是否加入控制变量,所有回归结果均显著为正。由表 3 列(5)的回归结果可知,低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的作用约为 0.0064,低碳城市试点政策能够显著推动城市经济高质量发展。这可能是因为低碳城市试点政策能够提高经济增长的稳定性和合理性,并显著降低能源利用强度,有效改善我国环境污染问题,实现绿色发展。整体来讲,低碳城市试点政策对经济社会发展的正向影响大于负向影响,有利于促进城市经济高质量发展,实现城市经济发展与环境保护的双赢。(二)稳健性检验1.平行趋势检验政策实施前,处理组和控制组能否满足平行趋势是进行双重差分设计必须考虑的前提假设。也就是说,低碳城市试点政策的回归系数反映的是政策实施后的处理效果,而不是低碳城市试点政策与城市经济高质量发展之间已存在的趋势。为了排除这一问题,采用事件分析法进行平行趋势检验,回归结果见图 2。可以7看出,在政策实施前,低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的回归系数在 0 附近且不显著,满足平行趋势假设。低碳城市试点政策实施后,回归系数值逐渐提升,且均通过显著性检验,说明低碳城市试点政策能够促进城市经济高质量发展,且这种促进作用具有持续性。表 3基准回归结果变量经济高质量发展(Quality)(1)(2)(3)(4)(5)LCC0.0089 0.0078 0.0079 0.0071 0.0064 (6.59)(5.88)(5.93)(5.41)(4.87)Gov-0.0759 -0.0772 -0.0710 -0.0668 (-8.64)(-8.78)(-8.10)(-7.68)Fdi0.0668 0.0674 0.0645(2.59)(2.63)(2.54)Popd0.0479 0.0428 (6.68)(6.00)Infor0.3586 (7.11)_cons0.4481 0.4619 0.4609 0.6220 0.6007 (1373.31)(282.31)(274.21)(25.72)(24.89)时间固定效应YesYesYesYesYes城市固定效应YesYesYesYesYesR20.90780.91040.91070.91220.9139N28052805280528052805注:括号内为 t 值统计量,、分别表示在 1%、5%、10%的置信水平上显著。下表同图 2平行趋势检验2.安慰剂检验为排除不可观测因素对回归结果的影响,采用随机选取个体作为处理组的方法进行间接安慰剂检验。根据处理组数量随机选取 69 个城市作为“伪处理组”,生成“伪政策虚拟变量”。基于基准回归模型,分别重复进行 500 次、1000 次回归,结果见图 3。可以看出,估计系数大都集中在零附近,大多数估计值的 p 值都大于 0.1,即在 10%的水平上不显著。这表明回归结果未受到不可观测因素的影响,研究结论稳健。3.其他稳健性检验第一,剔除直辖市。不同城市间存在政治经济特征差异,北京、天津、上海和重庆作为直辖市,也在试点城市名单中,会使得所选试点城市之间及其与非试点城市之间存在显著差异,进而造成估计偏差。因此,本文将北京、天津、上海和重庆的数据删除,重新回归,结果见表 4 第(1)列。可以看出,低碳城市试点政策仍能显著促进城市经济高质量发展。第二,考虑胡焕庸线。胡焕庸线东西侧在人口分布、空气质量和经济发展水平等方面发展不平衡,东侧的人口密度、空气质量和经济发展水平高于西侧。而绝大多数低碳试点城市位于胡焕庸线的东侧,这种分布特征可能会影响估计结果。本文引入胡焕庸线的虚拟变量进行回归,结果见表4 第(2)列,本文研究结论仍然成立。第三,采用 PSM-DID 方法。考虑到低碳试点城市可能存在样本非随机8选择问题,导致样本选择偏差,进而造成内生性问题。为解决这一问题,本文采用倾向得分匹配法(PSM)找出与处理组相似的控制组,消除试点城市与非试点城市间的差异,然后进行 DID 模型回归,回归结果见表 4第(3)列。低碳城市试点政策估计系数的显著性和符号未发生变化,表明回归结果是稳健的。第四,缩尾处理。为防止被解释变量中存在极端值影响回归结果,本文进一步对被解释变量在 1%和 99%水平上进行缩尾处理,回归结果见表 4 第(4)列。可以看出,回归系数仍显著为正。图 3安慰剂检验表 4稳健性检验结果变量(1)(2)(3)(4)剔除直辖市考虑胡焕庸线PSM-DID缩尾处理LCC0.0046 0.0073 0.0067 0.0059 (3.53)(5.29)(4.86)(4.70)控制变量YesYesYesYes_cons0.5875 0.5969 0.6039 0.6082 (24.74)(24.68)(23.03)(26.30)时间固定效应YesYesYesYes城市固定效应YesYesYesYesR20.91720.91410.9118 0.9084N27612805 255727494.考虑其他环境政策的影响国家对环境保护越来越重视,政府陆续出台各类环境政策,以实现经济增长与环境保护双赢。为排除其他相关环境政策对研究结论可能造成的影响,本文梳理了 2009 年以来的环境政策,选取了与本文研究相关的 2012 年出台的 PM2.5 重点监测政策以及 2013 年出台的大气排放限值政策和碳排放交易试点政策,并将上述三个政策的虚拟变量加入基准模型中进行回归,结果见表 5。从回归结果可以看出,分别引入 PM2.5 重点监测政策、大气排放限值政策和碳排放交易试点政策的虚拟变量后,低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的回归系数仍显著为正,与基准回归结论保持一致,表明本文研究结论是稳健的。表 5考虑其他环境政策的稳健性检验结果变量(1)(2)(3)LCC0.0056 0.0063 0.0063 (4.28)(4.84)(4.80)PM2.5 重点监测0.0056 (5.00)大气排放限值政策0.0069 (4.09)碳排放交易试点政策-0.0014(-0.78)控制变量YesYesYes_cons0.5977 0.5892 0.6041 (24.87)(24.32)(24.63)时间固定效应YesYesYes城市固定效应YesYesYesR20.91480.91450.9140N2805280528059 四、进一步分析 (一)不同批次的效果低碳试点城市的选取总共分为三个批次,且不同批次的试点任务和目标存在差异,这可能会使得不同批次的低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响效果存在差异。因此,本文对三个批次的试点分别进行了回归,回归结果见表 6。可以看出,不同批次试点对城市经济高质量发展的影响存在差异。第一与第二批试点的回归系数为正,且通过了 1%水平的显著性检验,第三批试点虽然为正,但未通过显著性检验。同时,第一批试点的回归系数最大,其次是第二批次,最后是第三批次,说明三个批次的实施效果存在递减的趋势。这可能是因为第一批试点城市的有效性是地方政府判断该试点政策是否继续实施的依据。为保证低碳城市试点政策能够取得可复制的经验,实现在全国范围的推广,中央和地方政府会高度关注第一批试点城市的实施效果。试点城市往往会有很大的激励开展低碳措施,更大程度地促进城市经济高质量发展。但由于第一批试点发挥了较好的示范作用,后面获批的试点城市容易模仿第一批试点的低碳措施,产生“搭便车”现象,反而会降低实施效果。表 6分批次回归结果变量第一批试点第二批试点第三批试点LCC0.0182 0.0117 0.0009(4.51)(6.25)(0.50)控制变量YesYesYes_cons0.5801 0.5962 0.6096 (22.29)(21.26)(23.16)时间固定效应YesYesYes城市固定效应YesYesYesR20.90820.90460.9142N216723542442(二)影响机制分析基于中介效应模型进一步验证低碳城市试点政策推动城市经济高质量发展的作用机制,回归结果见表 7。从技术创新效应来看,列(1)中,低碳城市试点政策对技术创新的回归系数显著为正,表明低碳城市试点政策有利于技术创新,验证了“波特假说”。列(2)中,低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的回归系数为 0.0043,小于基准回归的 0.0064,说明技术创新效应对城市经济高质量发展具有部分正向中介作用。低碳城市试点政策通过促进技术创新推动城市经济高质量发展,验证了假说 1。低碳城市试点政策实施后,试点城市地方政府设置低碳发展专项资金,为低碳技术研发、低碳项目建设和低碳产业示范提供资金支持,有效激发企业创新活力。同时,试点城市加强对污染物排放的监测,能够在短期内激发企业开展创新活动,倒逼企业进行与节能减排相关的技术改进,实现节能减排,进而有利于城市经济高质量发展。从资源配置效应来看,列(3)中低碳城市试点政策对全要素生产率的回归系数显著为负,表明低碳城市试点政策会抑制全要素生产率。列(4)中全要素生产率对城市经济高质量发展的回归系数显著为负,低碳城市试点政策仍能显著促进城市经济高质量发展,但回归系数小于基准回归系数,表明资源配置效应对城市经济高质量发展具有部分负向的中介作用。低碳城市试点政策会抑制全要素生产率,进而弱化对城市经济高质量发展的促进作用,验证了假说 2。这可能是因为严格的环境监管增加了生产力较低企业退出的可能性,并降低了潜在污染密集型企业进入的可能性,导致行业内的大量资源重新分配(Yang et al,2021),在一定程度上会阻碍企业生产规模扩张,进而抑制生产率提升。另一方面,短期内环境规制提升导致企业生产成本大幅增加,挤出了有效劳动和资本的投入,也不利于全要素生产率的提升,进而使得低碳城市试点政策引发的资源配置效应弱化了对城市经济高质量发展的促进作用。01表 7影响机制回归结果变量技术创新效应(1)Innov(2)Quality资源配置效应(3)Tfp(4)QualityLCC0.4180 0.0043 -0.2424 0.0022 (9.36)(3.25)(-4.78)(8.78)Innov0.0051 (8.82)Tfp-0.0125 (-10.33)控制变量YesYesYesYes_cons16.1212 0.5188 -0.70000.6001 (19.66)(20.32)(-0.75)(24.87)时间固定效应YesYesYesYes城市固定效应YesYesYesYesR20.85430.91650.70930.9140N2805280528052805(三)异质性分析由于低碳试点城市类型覆盖面较广,城市间的特征存在一定差异,可能会使低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响效果存在差异,因此本文从以下四个方面进行异质性分析。1.城市区位异质性由于地理位置的差异,我国不同区域在经济发展水平、产业结构、对外贸易和空气质量等各方面存在明显差异,可能会影响低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的促进作用。一般来说,东部地区地理位置优越,其经济发展水平、产业结构和对外贸易要优于中部和西部地区,但也造成空气质量低于中部和西部地区。本文将样本划分为东部、中部和西部地区进行检验,回归结果见表 8。从回归结果可以看出,三大区域回归系数均显著为正,但地区间回归系数存在明显差异,其中东部地区大于中部和西部地区,说明低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的促进作用在东部地区更加明显。这是由于凭借其地理位置带来的经济发展便利,东部地区能够提供低碳城市建设所需的技术和人才支持。同时,我国东部地区在低碳城市建设中采取的环境规制更加严格,对环境污染的治理更有效。而相比东部地区,中西部地区环境规制并未有效减轻环境污染(Lu et al,2021),导致低碳城市试点政策对东部地区城市经济高质量发展的促进作用更大。表 8基于城市区位及规模的异质性检验结果变量城市区位东部城市中部城市西部城市城市规模大城市中等城市小城市LCC0.0106 0.0088 0.00470.0099 0.0026-0.0075(4.92)(3.12)(1.82)(4.60)(1.55)(-1.14)控制变量YesYesYesYesYesYes_cons0.5197 0.6010 0.5056 0.5068 0.6942 0.2008(13.64)(12.00)(8.39)(14.71)(19.90)(1.40)时间固定效应YesYesYesYesYesYes城市固定效应YesYesYesYesYesYesR20.90920.84990.92240.93340.90000.9314N106710786609901738772.城市规模异质性研究表明,城市人口规模带来的规模集聚效应,能够带动经济增长。但过高的城市人口规模也会产生拥挤效应,抑制经济增长。另外,城市人口规模的增加也伴随着生产性和生活性污染的加剧。本文依据城市人口规模进一步将样本划分为大城市、中等城市和小城市进行回归分析,回归结果见表 8。结果显示,大城市的回归系数显著为正,中等城市和小城市的回归系数分别为 0.0026 和-0.0075,但未通过显著性检验,说明城市规模越大,低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的促进作用越显著。这可能是因为大城市基础设11施完善,对人口和资源具有虹吸作用,有利于吸引优秀人才集聚,促进人力资本水平提升,为低碳城市建设中的城市创新、产业结构升级提供人才支持,进而能够有效发挥其规模经济效应。而且大城市的人口集聚作用还能够显著提升城市环境监管水平,保障低碳城市试点政策的有效实施,进而有利于推动城市经济高质量发展。而中小城市基础设施的建设相对匮乏,且对人力资本的吸引力较弱,技术创新动力不足,这使得低碳城市试点政策对中小城市经济高质量发展的实施效果受到制约。特别是,对于小城市而言,低碳城市建设使得城市建设资金投向低碳项目,虽然能够抑制环境污染,但受制于人力和技术,小城市无法兼顾经济发展,造成经济增长的损失,进而不利于城市经济高质量发展。3.城市资源禀赋的异质性“资源诅咒”理论认为自然资源会抑制企业创新行为,阻碍经济增长(Sachs et al,1999)。因此,本文根据全国资源型城市可持续发展规划(20132020 年)划定的资源城市,将样本分为资源城市和非资源城市进行回归,回归结果见表 9。低碳城市试点政策对资源城市经济高质量发展的回归系数为正但不显著,对非资源城市的回归系数显著为正,说明低碳城市试点政策仅促进了非资源试点城市经济高质量发展。这可能是因为,资源型城市产业结构多为资源消耗型和环境污染型,低碳城市建设直接导致资源城市相关企业停产整顿,这虽然在很大程度上降低了污染排放,但也使得企业短期内无法进行生产活动,抑制了生产效率。同时,资源城市产业转型升级面临更多的困难,企业需要投入更多的资金进行转型升级,短期内不利于经济增长效率的提升。因此,低碳城市试点政策未能促进资源城市经济高质量发展。表 9基于城市资源禀赋及环境规制的异质性检验结果变量资源禀赋资源城市非资源城市环境规制两控区非两控区LCC0.00200.0078 0.0065 0.0009(0.84)(4.78)(4.20)(0.37)控制变量YesYesYesYes_cons0.6569 0.5484 0.5601 0.6435 (16.04)(18.23)(19.47)(15.26)时间固定效应YesYesYesYes城市固定效应YesYesYesYesR20.86760.92280.92830.8875N11111694166111444.城市环境规制的异质性低碳城市试点政策实施前,我国还实施了其他一系列环境规制政策。本文选取比较典型的两控区政策,考察不同环境规制下低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响是否存在差异。本文将样本分为两控区和非两控区进行回归,回归结果见表 9。低碳城市试点政策对两控区城市经济高质量发展的回归系数显著为正,对非两控区城市的回归系数不显著,说明低碳城市试点政策仅能促进两控区城市经济高质量发展,也说明低碳城市试点政策与两控区政策对促进城市经济高质量发展具有协同效应。这可能是因为,低碳城市试点政策更容易在两控区城市开展。两控区城市已经建立了环境规制体系,城市已具备绿色发展意识。因此,在实施低碳城市试点政策时,两控区城市需要投入的资金和人力成本相对较小,能够更好地落实政策目标要求,进而更有利于实现城市经济高质量发展。五、结论与政策建议 发展低碳经济是促进城市绿色低碳转型、实现城市经济高质量发展的必由之路。本文采用双重差分模型全面评估了低碳城市试点政策对城市经济高质量发展的影响及作用机制。结果显示:低碳城市试点政策能够显著促进城市经济高质量发展,且这种促进作用存在“分批次”效果,其中,第一批试点对城市经济高质量发展的回归系数最大,其次为第二批次,最后为第三批次;同时,第一和第二批次试点对城市经济高质量发展的促进作用更显著。机制分析结果发现,低碳城市试点政策能够通过提升技术创新水平促进城市经济高质量发展,但也会通过抑制全要素生产率弱化对城市经济高质量发展的促进作用。异质性分析发现,在城市区位方面,低碳城市试点政策对东部地区城市经济高质量发展的促进作用大于中西部地区;在城市规模、资源禀赋和环境规制方面,低碳城市试点政策仅能促进大城市、非资源城市和两控区城市的经济高质量发展,21而在中小城市、资源城市和非两控区城市中不显著。基于以上结论,本文得出如下三个方面的政策启示。第一,积极推广低碳试点的成功经验,逐步扩大试点范围。同时,也要建立定期监督和评估机制,避免低碳试点城市间相互模仿导致实施效果不佳。第二,地方政府应进一步加大对技术研发的财政资金和政策支持力度,提高人力资本水平,形成良好的创新环境,充分发挥创新补偿效应,缓解低碳城市试点政策所引致的全要素生产率下降。第三,应根据不同城市的发展特征和功能定位,采用差异化的低碳发展策略。对于中西部地区城市,应主要采取市场激励型和公共参与型的低碳策略,积极引导企业进行低碳技术研发,实现创新驱动城市经济高质量发展。对于中小城市,应加强大城市对周边中小城市在低碳人才和技术等方面的辐射,充分调动大城市的引领作用,促进城市间的均衡发展,实现低碳政策的更大效果。对于资源城市,在实施低碳政策的同时,要结合政府扶持政策,加大对积极转型城市的扶持力度,进而推动城市经济高质量发展。对于非两控区城市,可以适时开展一些环境规制政策,设置相应的环境规制目标,发挥环境规制政策间的协同作用,实现城市经济高质量发展。选取 PM2.5 作为空气污染物的原因在于目前 PM2.5