原文标题：低碳城市试点是否实现了区域绿色创新的“量质并进”？——基于政府支持与绿色金融的协同视角

原文作者：杨剑，江嘉华

发表期刊：生态经济

关键词：低碳城市试点；区域绿色创新；政府支持；绿色金融；双重差分法；协同效应

一、引言

在全球气候变化与能源安全双重挑战的背景下，推动绿色低碳发展已成为国际社会的普遍共识与行动指南。低碳城市试点作为区域环境规制的重要政策工具，也是推动城市绿色转型的关键举措，旨在通过局部区域的先行先试，探索适应本地特色的低碳发展路径，为全国乃至全球的绿色低碳转型提供宝贵经验与示范效应。绿色创新作为低碳发展的核心驱动力，不仅涵盖了清洁能源技术的研发与应用，还包括了产业结构的优化升级、能源消费模式的根本转变以及公众低碳生活方式的普及等多个层面。鉴于此，厘清低碳城市试点对区域绿色创新的实际驱动作用，并探讨如何进一步释放其政策红利，对于我国实现“双碳”目标与高质量发展具有重要价值。

二、研究假设

低碳城市试点作为一种环境规制手段，对其区域绿色创新影响存在两种对立的理论解释。波特假说认为，合理设计的环境规制能产生“创新补偿效应”，激励绿色技术创新，促进产业转型升级（如孙超等研究支持）；而“遵循成本”理论则指出，严厉规制会抬高企业治理成本，产生“挤出效应”，抑制创新活动。此外，学术界强调规制可能引发企业层面的“骗补型”或“策略型”创新，影响绿色创新质量；但在区域层面，城市因需兼顾低碳转型与经济发展，会主动引进高新绿色科技产业，既要求创新数量也要求质量提升。市场选择机制将淘汰依赖策略型创新的企业，促进实质性创新，从而整体提升区域绿色创新水平。据此，本文提出研究假设：

H1：实施低碳城市试点政策能够有效提升区域绿色创新的数量。

H2：实施低碳城市试点政策能够有效提升区域绿色创新的质量。

政府支持对于城市创新发展发挥着重要作用。科技创新的负外部性会导致企业存在长期负面影响与潜在风险，甚至会增加社会成本和损害公共利益，此外，研发资金不足也是阻碍企业创新发展的重要问题。政府支持一方面能够为企业补贴绿色创新研发资金，缓解融资压力，促进区域绿色创新数量的提升；另一方面，获得政府补贴的企业会向市场传递利好信息，获得更多社会投资，促进企业高质量发展，从而促进区域绿色创新质量的提升。此外，在低碳城市试点政策推行初期，共计29个试点城市设立了专项扶持基金，重点支持低碳技术研发与创新活动，累计投入资金超过50亿元。显然，地方政府的财政支持对区域绿色创新的发展起到了关键的作用。基于此，提出以下研究假设：

H3：低碳城市试点通过加大政府支持力度实现区域绿色创新“量质并进”。

弗里曼的国家创新体系理论指出，创新是一种国家层面的活动，政策制度在推动技术创新中扮演着至关重要的角色。绿色金融是我国金融支持绿色低碳经济发展的具体表现，具有促进经济发展和环境保护的双重功能。绿色金融与传统金融在多个维度存在本质区别，主要体现在资金配置的市场属性、投资决策的影响因素、市场有效性信号的传递、金融工具的创新路径以及风险管理机制等方面。在低碳试点政策的推动下，政府通过发行绿色基金和绿色债券等绿色金融工具、完善贷款担保机制，以及拓宽企业的融资渠道等方式，促进了企业绿色技术创新和产业优化升级，在一定的程度上减轻了企业创新成本与技术合作上的困难，从而推动区域绿色创新的发展。此外，绿色金融有利于引导资金流向绿色低碳产业领域，增强对绿色低碳产品研发与生产的投资力度，从而促进新能源、节能环保等产业发展。基于此，提出以下研究假设：

H4：低碳城市试点通过推动绿色金融发展实现区域绿色创新“量质并进”。

中央和地方通过资源导向型政策（尤其是财政型政策），结合政府拨款与社会资金引导来实现政策目标。具体而言：低碳城市试点吸引社会资本流向低碳领域，倒逼地方政府与企业加大绿色技术研发投入；绿色金融通过定向支持绿色项目并利用金融工具分散风险，形成“政策—资金”正反馈循环；在资金配置、风险分担与市场推动的共同作用下，进一步形成“政策—资金—技术”正反馈循环，产生“1+1＞2”的协同效应，从而有效推动区域绿色创新。基于此，提出以下研究假设：

H5：在低碳城市试点框架下，政府支持与绿色金融对区域绿色创新的“量”与“质”存在显著的协同效应。

三、研究设计

（一） 模型设定

由于低碳城市试点政策具有分阶段推行的特点，本文将其实施视为一次准自然实验。为此，研究采用了多期双重差分模型，将实施政策的城市设为实验组，未实施城市作为对照组，以评估政策效应。双重差分模型如式（1）所示：

式中：被解释变量innit代表区域绿色创新水平，涵盖数量与质量两个维度。核心解释变量didit为政策虚拟变量。Controlit为控制变量集合，α0是常数项，系数α1用以衡量政策的处理效应。此外，模型纳入了城市固定效应θi与年份固定效应λt。下角标i和t分别对应城市与时间。

基于上文的理论分析，本文拟考察政府支持与绿色金融是否发挥中介作用。据此，在式（1）的基础上，进一步构建如下中介效应模型式（2）、（3）：

式（2）、（3）中：中介变量Mit系指政府支持（sci）与绿色金融（gf）；β0与γ0为常数项。在中介效应检验中，系数β1和γ2是检验中介作用的关键，若其回归结果均显著，则可证实该效应存在；γ1反映政策变量对结果变量的直接效应。其他变量定义则与式（1）一致。

（二） 数据来源与描述性统计

由于低碳城市试点政策分别在2010、2012、2017年逐步展开，为了确保数据的完整性与连续性，本文选取的时间跨度为2006—2021年，研究范围覆盖中国276个地级市，剔除了北京、天津、上海、重庆四个直辖市，西藏和新疆两个自治区，以及港澳台地区，并剔除了在样本时间内数据严重缺失的个别城市，最终保留实验组城市117个，对照组城市159个，共4416个研究样本。数据主要来源于《中国城市统计年鉴》以及各省份的统计年鉴、CNRDS数据库、政府工作报告和国民经济和社会发展统计公报。对于少量的数据缺失和异常值情况，采用了插值法进行补充和修正。上述变量的描述性统计结果如表2所示。

四、实证结果与分析

（一）基准回归结果

为从实证层面考察低碳城市试点对区域绿色创新的影响，本研究依托于城市面板数据，对模型（1）进行回归分析，据此评估政策实施的具体效果及统计显著性。基准回归结果如表3所示，did的系数在控制变量加入前后均在0.01的水平上显著为正，证实了低碳城市试点实现了区域绿色创新“量质并进”，且对区域绿色创新质量提升的效果更强。

（二） 政策分阶段回归分析

由于低碳城市试点政策分别从2010、2012、2017年逐步推进，相对应政策的“启动”“深化”和“优化”过程，因此，再次分析政策在推进过程中的“启动—深化—优化”阶段差异，在式（1）的基础上进一步构建以下模型：

式中：phase1、phase2和phase3为分阶段虚拟变量，对每个城市，若其进入试点且在阶段时间范围内，则对应阶段虚拟变量赋值为1，否则为0。phase1为政策启动阶段，对应时间为2010—2012年；phase2为政策深化阶段，对应时间为2013—2016年；phase3为政策优化阶段，对应时间为2017—2021年。其他变量含义与式（1）相同。回归结果如表4所示。

低碳城市试点政策对区域绿色创新的影响呈现阶段性动态差异：启动阶段，政策主要推动绿色创新数量增长（系数0.273），但对质量提升不显著；深化阶段，数量与质量均显著增强（系数分别为0.490和1.264），政企协同效应显现；优化阶段，两者进一步放大（系数达1.126和3.784），质量提升尤为突出。这表明绿色创新数量在各阶段均显著正向且效应递增（H1成立），而绿色创新质量存在滞后性，需政策长期作用才能实质性提升（H2成立）。

（三） 稳健性检验

平行趋势检验：为避免估计偏差，双重差分法要求实验组与对照组在政策干预前的变化趋势保持一致，即满足平行趋势假设。对低碳城市试点的动态效应进行平行趋势检验，具体模型如下所示：

鉴于低碳城市试点政策对区域绿色创新的影响存在时滞效应，本文选择了政策实施前四年和后三年的时间范围作为政策窗口期来进行研究。其中，k代表低碳城市试点的实施时间，其他变量均和式（1）相同。具体如图1所示。平行趋势检验结果显示，在政策实施前的四个时期，核心解释变量did的回归系数均不显著，其95%置信区间包含0。这表明在政策冲击前，实验组与对照组的绿色创新水平并未呈现系统性差异，满足平行趋势假设。而在政策实施当期及随后两期，did的系数均显著为正，证实低碳城市试点政策对区域绿色创新产生了持续的促进作用。

为缓解遗漏变量导致的内生性问题，进行安慰剂检验：随机抽取试点城市并构建“伪政策”变量，重复1000次后估计伪系数。结果显示，伪系数密集分布在零附近，绝对值远小于真实政策效应系数，且多数P值大于0.1，证实前文估计结果稳健，不受不可观测因素或随机性影响。

针对多期双重差分可能存在的异质性处理效应问题，采用Bacon分解检验。结果表明，“好对照组”（包括从未接受实验组和尚未接受实验组）的权重之和为90.6%，异质性处理效应对估计结果影响较小。

为缓解异常值导致的估计偏误，对所有连续变量进行上下1%的双边缩尾处理。重新回归后，核心解释变量仍在1%水平上显著为正，表明排除极端值干扰后，低碳城市试点对区域绿色创新的正向促进作用依然稳健。

替换被解释变量：采用绿色实用新型专利申请量和绿色发明专利申请量分别作为区域绿色创新数量和质量的替代指标。回归结果显示，低碳城市试点虚拟变量仍然显著为正，进一步证实基准结果的稳健性。

为控制随省份与时间变化的潜在混淆因素，在基准回归中加入省份—时间联合固定效应。结果表明，核心政策变量的系数仍在1%水平上显著为正，印证了基准估计结果的可靠性。

排除同期其他政策干扰：将中国碳排放交易试点、大气重点控制区、新能源示范城市等同期政策逐一纳入基准模型。回归结果显示，低碳城市试点虚拟变量的系数均在1%水平上显著为正，表明低碳城市试点对区域绿色创新的正向影响是独立且稳健的。

五、进一步讨论

（一） 机制分析

中介效应分析表明，低碳城市试点通过加大政府支持力度和促进区域绿色金融发展两条路径，显著提升了区域绿色创新的数量与质量。回归结果显示，政府支持与绿色金融的中介效应均显著，且核心政策变量（did）系数相较于基准回归有所减小，证实了部分中介作用。因此，假设H3和H4成立。

协同效应分析基于“政策—资金—技术”正反馈循环，引入政府支持与绿色金融的交互项。回归结果表明，交互项系数在0.01水平上显著为正，说明政府支持与绿色金融在低碳城市试点促进区域绿色创新的“量”与“质”上具有协同促进作用，政府与市场的“混合融资”更有效地推动了区域绿色创新，假设H5得到验证。

（二） 异质性分析

异质性分析表明，低碳城市试点政策对区域绿色创新的影响存在显著的地域差异：政策显著提升了东部地区的绿色创新数量（得益于其丰富的科技资源与较强的研发投入）和中部地区的绿色创新质量（在创新基础相对较弱背景下政策效应反而更为突出），但对西部地区的绿色创新促进作用不明显（因其经济基础薄弱、产业结构依赖高耗能行业、科技创新积累不足）。东部地区因资源分配不均等问题，绿色创新质量未同步提升；中部地区则因技术难度与风险导致绿色创新数量相对较少。

六、研究结论与政策启示

（一） 结论

低碳城市试点政策显著推动了区域绿色创新的“量质并进”，其中对创新质量的提升作用更为突出且具有滞后性，经过多种稳健性检验结论依然成立。机制分析表明，政策通过强化政府支持力度和促进绿色金融发展两条路径发挥作用，且两者存在显著的协同效应。异质性分析显示，政策对东部地区绿色创新数量的提升效应更显著，对中部地区绿色创新质量的促进作用更明显。

（二） 政策建议

将低碳发展理念融入城市规划，加大对低碳技术的研发推广力度，鼓励企业、高校与科研机构协同攻关，形成自主知识产权成果，推动区域绿色创新实现量质并进。加大政府支持力度以助推绿色金融发展。政府应优化财政支出结构，设立专项绿色创新资金，引导社会资源优化配置；同时鼓励金融机构创新绿色金融产品与服务，扩大绿色信贷投放，降低企业绿色研发成本，形成“政策—资金—技术”正反馈循环，发挥“1+1＞2”的协同效应。合理优化区域间创新资源，促进跨区域绿色创新合作。针对我国区域发展差异，建立区域绿色发展共同体，将绿色技术创新融入区域协作规划，推动产学研深度融合和绿色技术联盟建设，整合资源、技术与人才优势，实现区域协同绿色创新与高质量发展的双赢。

七、原文摘要

低碳城市试点政策本质上是推动城市绿色转型和可持续发展的环境规制工具。探讨其对区域绿色创新的影响效应，对于完善环境政策理论框架和指导城市绿色发展实践具有双重意义。基于2006—2021年中国276个城市的面板数据，运用多期双重差分法，系统考察了低碳城市试点对区域绿色创新的影响，同时深入分析了政策效应的作用渠道和区域异质性。研究发现：（1）低碳城市试点实现了区域绿色创新的“量质并进”，区域绿色创新质量的提升效果更大且具有滞后效应，经过一系列检验，结论依然稳健。（2）机制检验表明，低碳城市试点通过强化政府支持力度与推动绿色金融发展两条路径实现区域绿色创新的“量质并进”，且二者存在显著的协同效应。（3）异质性检验表明，低碳城市试点政策对东部地区绿色创新数量的提升效应更为显著，而对中部地区绿色创新质量的促进作用更为明显。

作者：

聂炜欣 中央财经大学金融学院硕士研究生

指导老师：

王 遥 中央财经大学绿色金融国际研究院院长