文獻分析 | 低碳城市試點是否實現了區域綠色創新的“量質并進”？——基于政府支持與綠色金融的協同視角

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（來源：中央財經大學綠色金融國際研究院）

原文標題：低碳城市試點是否實現了區域綠色創新的“量質并進”？——基于政府支持與綠色金融的協同視角

原文作者：楊劍，江嘉華

發表期刊：生態經濟

關鍵詞：低碳城市試點；區域綠色創新；政府支持；綠色金融；雙重差分法；協同效應

一、引言

在全球氣候變化與能源安全雙重挑戰的背景下，推動綠色低碳發展已成為國際社會的普遍共識與行動指南。低碳城市試點作為區域環境規制的重要政策工具，也是推動城市綠色轉型的關鍵舉措，旨在通過局部區域的先行先試，探索適應本地特色的低碳發展路徑，為全國乃至全球的綠色低碳轉型提供寶貴經驗與示范效應。綠色創新作為低碳發展的核心驅動力，不僅涵蓋了清潔能源技術的研發與應用，還包括了產業結構的優化升級、能源消費模式的根本轉變以及公眾低碳生活方式的普及等多個層面。鑒于此，厘清低碳城市試點對區域綠色創新的實際驅動作用，并探討如何進一步釋放其政策紅利，對于我國實現“雙碳”目標與高質量發展具有重要價值。

二、研究假設

低碳城市試點作為一種環境規制手段，對其區域綠色創新影響存在兩種對立的理論解釋。波特假說認為，合理設計的環境規制能產生“創新補償效應”，激勵綠色技術創新，促進產業轉型升級（如孫超等研究支持）；而“遵循成本”理論則指出，嚴厲規制會抬高企業治理成本，產生“擠出效應”，抑制創新活動。此外，學術界強調規制可能引發企業層面的“騙補型”或“策略型”創新，影響綠色創新質量；但在區域層面，城市因需兼顧低碳轉型與經濟發展，會主動引進高新綠色科技產業，既要求創新數量也要求質量提升。市場選擇機制將淘汰依賴策略型創新的企業，促進實質性創新，從而整體提升區域綠色創新水平。據此，本文提出研究假設：

H1：實施低碳城市試點政策能夠有效提升區域綠色創新的數量。

H2：實施低碳城市試點政策能夠有效提升區域綠色創新的質量。

政府支持對于城市創新發展發揮著重要作用。科技創新的負外部性會導致企業存在長期負面影響與潛在風險，甚至會增加社會成本和損害公共利益，此外，研發資金不足也是阻礙企業創新發展的重要問題。政府支持一方面能夠為企業補貼綠色創新研發資金，緩解融資壓力，促進區域綠色創新數量的提升；另一方面，獲得政府補貼的企業會向市場傳遞利好信息，獲得更多社會投資，促進企業高質量發展，從而促進區域綠色創新質量的提升。此外，在低碳城市試點政策推行初期，共計29個試點城市設立了專項扶持基金，重點支持低碳技術研發與創新活動，累計投入資金超過50億元。顯然，地方政府的財政支持對區域綠色創新的發展起到了關鍵的作用。基于此，提出以下研究假設：

H3：低碳城市試點通過加大政府支持力度實現區域綠色創新“量質并進”。

弗里曼的國家創新體系理論指出，創新是一種國家層面的活動，政策制度在推動技術創新中扮演著至關重要的角色。綠色金融是我國金融支持綠色低碳經濟發展的具體表現，具有促進經濟發展和環境保護的雙重功能。綠色金融與傳統金融在多個維度存在本質區別，主要體現在資金配置的市場屬性、投資決策的影響因素、市場有效性信號的傳遞、金融工具的創新路徑以及風險管理機制等方面。在低碳試點政策的推動下，政府通過發行綠色基金和綠色債券等綠色金融工具、完善貸款擔保機制，以及拓寬企業的融資渠道等方式，促進了企業綠色技術創新和產業優化升級，在一定的程度上減輕了企業創新成本與技術合作上的困難，從而推動區域綠色創新的發展。此外，綠色金融有利于引導資金流向綠色低碳產業領域，增強對綠色低碳產品研發與生產的投資力度，從而促進新能源、節能環保等產業發展。基于此，提出以下研究假設：

H4：低碳城市試點通過推動綠色金融發展實現區域綠色創新“量質并進”。

中央和地方通過資源導向型政策（尤其是財政型政策），結合政府撥款與社會資金引導來實現政策目標。具體而言：低碳城市試點吸引社會資本流向低碳領域，倒逼地方政府與企業加大綠色技術研發投入；綠色金融通過定向支持綠色項目并利用金融工具分散風險，形成“政策—資金”正反饋循環；在資金配置、風險分擔與市場推動的共同作用下，進一步形成“政策—資金—技術”正反饋循環，產生“1+1＞2”的協同效應，從而有效推動區域綠色創新。基于此，提出以下研究假設：

H5：在低碳城市試點框架下，政府支持與綠色金融對區域綠色創新的“量”與“質”存在顯著的協同效應。

三、研究設計

（一） 模型設定

由于低碳城市試點政策具有分階段推行的特點，本文將其實施視為一次準自然實驗。為此，研究采用了多期雙重差分模型，將實施政策的城市設為實驗組，未實施城市作為對照組，以評估政策效應。雙重差分模型如式（1）所示：

式中：被解釋變量innit代表區域綠色創新水平，涵蓋數量與質量兩個維度。核心解釋變量didit為政策虛擬變量。Controlit為控制變量集合，α0是常數項，系數α1用以衡量政策的處理效應。此外，模型納入了城市固定效應θi與年份固定效應λt。下角標i和t分別對應城市與時間。

基于上文的理論分析，本文擬考察政府支持與綠色金融是否發揮中介作用。據此，在式（1）的基礎上，進一步構建如下中介效應模型式（2）、（3）：

式（2）、（3）中：中介變量Mit系指政府支持（sci）與綠色金融（gf）；β0與γ0為常數項。在中介效應檢驗中，系數β1和γ2是檢驗中介作用的關鍵，若其回歸結果均顯著，則可證實該效應存在；γ1反映政策變量對結果變量的直接效應。其他變量定義則與式（1）一致。

（二） 數據來源與描述性統計

由于低碳城市試點政策分別在2010、2012、2017年逐步展開，為了確保數據的完整性與連續性，本文選取的時間跨度為2006—2021年，研究范圍覆蓋中國276個地級市，剔除了北京、天津、上海、重慶四個直轄市，西藏和新疆兩個自治區，以及港澳臺地區，并剔除了在樣本時間內數據嚴重缺失的個別城市，最終保留實驗組城市117個，對照組城市159個，共4416個研究樣本。數據主要來源于《中國城市統計年鑒》以及各省份的統計年鑒、CNRDS數據庫、政府工作報告和國民經濟和社會發展統計公報。對于少量的數據缺失和異常值情況，采用了插值法進行補充和修正。上述變量的描述性統計結果如表2所示。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

為從實證層面考察低碳城市試點對區域綠色創新的影響，本研究依托于城市面板數據，對模型（1）進行回歸分析，據此評估政策實施的具體效果及統計顯著性。基準回歸結果如表3所示，did的系數在控制變量加入前后均在0.01的水平上顯著為正，證實了低碳城市試點實現了區域綠色創新“量質并進”，且對區域綠色創新質量提升的效果更強。

（二） 政策分階段回歸分析

由于低碳城市試點政策分別從2010、2012、2017年逐步推進，相對應政策的“啟動”“深化”和“優化”過程，因此，再次分析政策在推進過程中的“啟動—深化—優化”階段差異，在式（1）的基礎上進一步構建以下模型：

式中：phase1、phase2和phase3為分階段虛擬變量，對每個城市，若其進入試點且在階段時間范圍內，則對應階段虛擬變量賦值為1，否則為0。phase1為政策啟動階段，對應時間為2010—2012年；phase2為政策深化階段，對應時間為2013—2016年；phase3為政策優化階段，對應時間為2017—2021年。其他變量含義與式（1）相同。回歸結果如表4所示。

低碳城市試點政策對區域綠色創新的影響呈現階段性動態差異：啟動階段，政策主要推動綠色創新數量增長（系數0.273），但對質量提升不顯著；深化階段，數量與質量均顯著增強（系數分別為0.490和1.264），政企協同效應顯現；優化階段，兩者進一步放大（系數達1.126和3.784），質量提升尤為突出。這表明綠色創新數量在各階段均顯著正向且效應遞增（H1成立），而綠色創新質量存在滯后性，需政策長期作用才能實質性提升（H2成立）。

（三） 穩健性檢驗

平行趨勢檢驗：為避免估計偏差，雙重差分法要求實驗組與對照組在政策干預前的變化趨勢保持一致，即滿足平行趨勢假設。對低碳城市試點的動態效應進行平行趨勢檢驗，具體模型如下所示：

鑒于低碳城市試點政策對區域綠色創新的影響存在時滯效應，本文選擇了政策實施前四年和后三年的時間范圍作為政策窗口期來進行研究。其中，k代表低碳城市試點的實施時間，其他變量均和式（1）相同。具體如圖1所示。平行趨勢檢驗結果顯示，在政策實施前的四個時期，核心解釋變量did的回歸系數均不顯著，其95%置信區間包含0。這表明在政策沖擊前，實驗組與對照組的綠色創新水平并未呈現系統性差異，滿足平行趨勢假設。而在政策實施當期及隨后兩期，did的系數均顯著為正，證實低碳城市試點政策對區域綠色創新產生了持續的促進作用。

為緩解遺漏變量導致的內生性問題，進行安慰劑檢驗：隨機抽取試點城市并構建“偽政策”變量，重復1000次后估計偽系數。結果顯示，偽系數密集分布在零附近，絕對值遠小于真實政策效應系數，且多數P值大于0.1，證實前文估計結果穩健，不受不可觀測因素或隨機性影響。

針對多期雙重差分可能存在的異質性處理效應問題，采用Bacon分解檢驗。結果表明，“好對照組”（包括從未接受實驗組和尚未接受實驗組）的權重之和為90.6%，異質性處理效應對估計結果影響較小。

為緩解異常值導致的估計偏誤，對所有連續變量進行上下1%的雙邊縮尾處理。重新回歸后，核心解釋變量仍在1%水平上顯著為正，表明排除極端值干擾后，低碳城市試點對區域綠色創新的正向促進作用依然穩健。

替換被解釋變量：采用綠色實用新型專利申請量和綠色發明專利申請量分別作為區域綠色創新數量和質量的替代指標。回歸結果顯示，低碳城市試點虛擬變量仍然顯著為正，進一步證實基準結果的穩健性。

為控制隨省份與時間變化的潛在混淆因素，在基準回歸中加入省份—時間聯合固定效應。結果表明，核心政策變量的系數仍在1%水平上顯著為正，印證了基準估計結果的可靠性。

排除同期其他政策干擾：將中國碳排放交易試點、大氣重點控制區、新能源示范城市等同期政策逐一納入基準模型。回歸結果顯示，低碳城市試點虛擬變量的系數均在1%水平上顯著為正，表明低碳城市試點對區域綠色創新的正向影響是獨立且穩健的。

五、進一步討論

（一） 機制分析

中介效應分析表明，低碳城市試點通過加大政府支持力度和促進區域綠色金融發展兩條路徑，顯著提升了區域綠色創新的數量與質量。回歸結果顯示，政府支持與綠色金融的中介效應均顯著，且核心政策變量（did）系數相較于基準回歸有所減小，證實了部分中介作用。因此，假設H3和H4成立。

協同效應分析基于“政策—資金—技術”正反饋循環，引入政府支持與綠色金融的交互項。回歸結果表明，交互項系數在0.01水平上顯著為正，說明政府支持與綠色金融在低碳城市試點促進區域綠色創新的“量”與“質”上具有協同促進作用，政府與市場的“混合融資”更有效地推動了區域綠色創新，假設H5得到驗證。

（二） 異質性分析

異質性分析表明，低碳城市試點政策對區域綠色創新的影響存在顯著的地域差異：政策顯著提升了東部地區的綠色創新數量（得益于其豐富的科技資源與較強的研發投入）和中部地區的綠色創新質量（在創新基礎相對較弱背景下政策效應反而更為突出），但對西部地區的綠色創新促進作用不明顯（因其經濟基礎薄弱、產業結構依賴高耗能行業、科技創新積累不足）。東部地區因資源分配不均等問題，綠色創新質量未同步提升；中部地區則因技術難度與風險導致綠色創新數量相對較少。

六、研究結論與政策啟示

（一） 結論

低碳城市試點政策顯著推動了區域綠色創新的“量質并進”，其中對創新質量的提升作用更為突出且具有滯后性，經過多種穩健性檢驗結論依然成立。機制分析表明，政策通過強化政府支持力度和促進綠色金融發展兩條路徑發揮作用，且兩者存在顯著的協同效應。異質性分析顯示，政策對東部地區綠色創新數量的提升效應更顯著，對中部地區綠色創新質量的促進作用更明顯。

（二） 政策建議

將低碳發展理念融入城市規劃，加大對低碳技術的研發推廣力度，鼓勵企業、高校與科研機構協同攻關，形成自主知識產權成果，推動區域綠色創新實現量質并進。

加大政府支持力度以助推綠色金融發展。政府應優化財政支出結構，設立專項綠色創新資金，引導社會資源優化配置；同時鼓勵金融機構創新綠色金融產品與服務，擴大綠色信貸投放，降低企業綠色研發成本，形成“政策—資金—技術”正反饋循環，發揮“1+1＞2”的協同效應。合理優化區域間創新資源，促進跨區域綠色創新合作。針對我國區域發展差異，建立區域綠色發展共同體，將綠色技術創新融入區域協作規劃，推動產學研深度融合和綠色技術聯盟建設，整合資源、技術與人才優勢，實現區域協同綠色創新與高質量發展的雙贏。

七、原文摘要

低碳城市試點政策本質上是推動城市綠色轉型和可持續發展的環境規制工具。探討其對區域綠色創新的影響效應，對于完善環境政策理論框架和指導城市綠色發展實踐具有雙重意義。基于2006—2021年中國276個城市的面板數據，運用多期雙重差分法，系統考察了低碳城市試點對區域綠色創新的影響，同時深入分析了政策效應的作用渠道和區域異質性。研究發現：（1）低碳城市試點實現了區域綠色創新的“量質并進”，區域綠色創新質量的提升效果更大且具有滯后效應，經過一系列檢驗，結論依然穩健。（2）機制檢驗表明，低碳城市試點通過強化政府支持力度與推動綠色金融發展兩條路徑實現區域綠色創新的“量質并進”，且二者存在顯著的協同效應。（3）異質性檢驗表明，低碳城市試點政策對東部地區綠色創新數量的提升效應更為顯著，而對中部地區綠色創新質量的促進作用更為明顯。

作者：

聶煒欣 中央財經大學金融學院碩士研究生

指導老師：

王 遙 中央財經大學綠色金融國際研究院院長

新媒體編輯：唐琳雅