“雙碳”目標(biāo)下環(huán)境規(guī)制、綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳強(qiáng)度

劉習(xí)平,莊金苑

（湖北經(jīng)濟(jì)學(xué)院a.低碳經(jīng)濟(jì)學(xué)院；b.碳排放權(quán)交易省部共建協(xié)同創(chuàng)新中心；c.會計學(xué)院,武漢 430205）

0 引言

隨著中國工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的快速推進(jìn)，對能源的需求仍然存在較大空間，碳排放總量在一定時期內(nèi)仍然會持續(xù)增加[1]。降低單位GDP 的二氧化碳排放量，即碳強(qiáng)度，不僅對于中國經(jīng)濟(jì)本身的轉(zhuǎn)型升級具有戰(zhàn)略指導(dǎo)作用，而且也是中國盡早實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)的重要保障。環(huán)境規(guī)制是實現(xiàn)碳強(qiáng)度下降的重要政策工具，綠色技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制與碳強(qiáng)度的關(guān)系中扮演著重要角色[2，3]，研究環(huán)境規(guī)制及綠色技術(shù)創(chuàng)新下碳強(qiáng)度下降路徑，對中國實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)具有十分重要的現(xiàn)實意義。

關(guān)于環(huán)境規(guī)制與綠色技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，有學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制不利于綠色技術(shù)創(chuàng)新[4]，也有學(xué)者證明了“波特假說”的存在[5]。關(guān)于環(huán)境規(guī)制是促進(jìn)還是抑制碳減排，也有兩種不同的觀點(diǎn)。部分學(xué)者認(rèn)為環(huán)境規(guī)制會抑制碳排放[6]。而有學(xué)者則認(rèn)為，環(huán)境規(guī)制無法抑制碳排放反而會增加二氧化碳的排放量，導(dǎo)致嚴(yán)重的“綠色悖論效應(yīng)”[7]。部分學(xué)者對綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳減排進(jìn)行研究，大多認(rèn)為綠色技術(shù)創(chuàng)新對碳減排起到促進(jìn)作用[8，9]。還有學(xué)者對環(huán)境規(guī)制、綠色技術(shù)創(chuàng)新與碳減排的動態(tài)關(guān)系進(jìn)行了研究[10，11]，得出了不同的研究結(jié)論。

本文進(jìn)一步探究環(huán)境規(guī)制受到綠色技術(shù)創(chuàng)新影響后對碳強(qiáng)度的影響，從多層次、多方面進(jìn)行異質(zhì)性分析，對其作用機(jī)理進(jìn)行更為全面的分析，并采用動態(tài)空間面板杜賓模型，研究環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的短期與長期影響以及空間溢出效應(yīng)。

1 理論分析與研究假設(shè)

綠色技術(shù)創(chuàng)新在環(huán)境規(guī)制影響碳強(qiáng)度的過程中發(fā)揮中介效應(yīng)，而且表現(xiàn)為正向和負(fù)向兩個方面的影響。一方面，依據(jù)“波特假說”理論，適度合理的環(huán)境規(guī)制可以激發(fā)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新[12]，進(jìn)而得到“技術(shù)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”，從而減少碳排放和降低碳強(qiáng)度[13]。另一方面，依據(jù)“遵循成本效應(yīng)”理論，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制導(dǎo)致企業(yè)生產(chǎn)成本上升，從而擠占企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新投入。另外，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制使得企業(yè)面臨的外部環(huán)境具有更大的不確定性，也會增加企業(yè)的額外支出。企業(yè)為了追求利潤并且彌補(bǔ)環(huán)境遵循成本，會擴(kuò)大生產(chǎn)從而引致碳排放的加劇。因此，嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制可能會導(dǎo)致碳強(qiáng)度增加。總體而言，環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的影響取決于“技術(shù)創(chuàng)新補(bǔ)償效應(yīng)”和“遵循成本效應(yīng)”的相互作用和凈效應(yīng)，本質(zhì)上與綠色技術(shù)創(chuàng)新水平有很大的關(guān)聯(lián)?；谝陨戏治?，本文提出第一個假設(shè)：環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的影響存在綠色技術(shù)創(chuàng)新門限效應(yīng)。

在綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展初期，企業(yè)為了滿足環(huán)境規(guī)制要求而需要承擔(dān)過高的環(huán)境治理成本，企業(yè)用于技術(shù)研發(fā)的投入減少，從而阻礙企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新，此時環(huán)境規(guī)制并不利于降低碳強(qiáng)度。當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展到一定階段時，企業(yè)更容易通過提升綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的方式實現(xiàn)碳達(dá)標(biāo)排放，從而降低碳強(qiáng)度。因此，本文提出第二個假設(shè)：當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新處于初級發(fā)展階段時，環(huán)境規(guī)制不利于降低碳強(qiáng)度；當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展到較高階段時，加強(qiáng)環(huán)境規(guī)制會降低碳強(qiáng)度。

已有研究表明，中國碳強(qiáng)度在地級市層面上具有顯著的空間自相關(guān)性，這也意味著各城市環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的影響可能并不相互獨(dú)立，某城市的碳強(qiáng)度不僅與本城市環(huán)境規(guī)制有關(guān)，而且還可能受到相鄰城市環(huán)境規(guī)制的影響，即可能存在空間溢出效應(yīng)[10]。因此，本文提出第三個假設(shè)：環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的影響存在空間溢出效應(yīng)。

2 模型與數(shù)據(jù)

2.1 模型設(shè)定

為了探究環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的影響是否存在綠色技術(shù)創(chuàng)新門限效應(yīng)，本文借鑒Hansen（1999）[14]的方法構(gòu)建環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的面板門限模型：

式（1）為單一門限模型，其中，i 表示城市，t 是年份，I(·)為指標(biāo)函數(shù)，λ 表示門限值。CBE 表示碳強(qiáng)度；GRT表示綠色技術(shù)創(chuàng)新，為門限變量；ERI 表示環(huán)境規(guī)制強(qiáng)度；control 表示一組控制變量。α0為常數(shù)項，α1、α2、α3和αi均為待估影響系數(shù)，μ 為個體效應(yīng)，ε 為隨機(jī)擾動項。除單一門限外，可能還存在多門限情況，多門限模型如下：

環(huán)境規(guī)制和碳強(qiáng)度可能具有空間溢出效應(yīng)，本文考察了研究樣本期間環(huán)境規(guī)制和碳強(qiáng)度的Moran’s I，結(jié)果表明環(huán)境規(guī)制、碳強(qiáng)度的Moran’s I 在5%的顯著性水平上為0.2611 和0.2533。這意味著城市環(huán)境規(guī)制和碳強(qiáng)度存在顯著的空間溢出效應(yīng)。由于變量的空間關(guān)系還可能受到前一期的影響，因此本文構(gòu)建了動態(tài)空間面板杜賓模型，具體公式如下：

其中，W 是空間權(quán)重矩陣；β0為常數(shù)項；β1是碳強(qiáng)度滯后一期的回歸系數(shù)，表示上一期對本期的影響；ρ 是空間滯后系數(shù)，表示相鄰城市碳強(qiáng)度對該城市的影響；β2是時空滯后系數(shù)，反映相鄰城市上一期碳強(qiáng)度對該城市本期的影響；β4代表環(huán)境規(guī)制的空間滯后系數(shù)，表示相鄰城市環(huán)境規(guī)制對該城市碳強(qiáng)度的影響；β5為其他控制變量的估計系數(shù)；β6為其他控制變量的空間滯后系數(shù)；μi和ηt分別代表空間和時間效應(yīng)；εit是殘差項。

2.2 變量與數(shù)據(jù)來源

本文選取2005—2019年283個城市作為研究對象，數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國綠色專利數(shù)據(jù)統(tǒng)計報告》和中國各地級市綠色專利創(chuàng)新數(shù)據(jù)，對部分缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行了插補(bǔ)，統(tǒng)計口徑均為城市范圍。

解釋變量：環(huán)境規(guī)制（ERI）。本文參考朱平芳等（2011）[15]的思路構(gòu)建環(huán)境規(guī)制綜合指數(shù)。定義城市i 第l種污染物的相對排放水平其中，prli是第i 個城市第l 種污染物的相對排放水平，pli為第i 個城市第l 種污染物的單位GDP污染物排放量表示所有城市第l 種污染物單位GDP污染物排放量的均值。對無量綱prli進(jìn)行加總平均處理EIi為第i 個城市無量綱變量加總平均值，1、2、3分別表示工業(yè)廢水、二氧化硫、煙塵，EIi的值與環(huán)境規(guī)制水平呈反向變動關(guān)系。本文將EIi的值進(jìn)行逆處理得到REIi，REIi的值越大，表明環(huán)境規(guī)制水平越高。

被解釋變量：碳強(qiáng)度（CBE），計算公式為CBE=CE/GDP 。其中，CBE 為城市的碳強(qiáng)度，CE 為城市的碳排放，GDP 為城市實際地區(qū)生產(chǎn)總值。依照《2006 年IPCC國家溫室氣體清單指南》第二卷（能源）第六章提供的參考方法進(jìn)行能源消耗碳排放的計算。由于城市分類別化石燃料消耗量無法直接獲取，本文參考景僑楠等（2019）[16]的研究，基于省級能源平衡表進(jìn)行折算：

中介變量：綠色技術(shù)創(chuàng)新（GRT）。綠色技術(shù)創(chuàng)新是企業(yè)碳減排的巨大推動力，一般認(rèn)為綠色技術(shù)水平越高，碳強(qiáng)度越低。本文選取各地級市綠色專利申請數(shù)量作為中介變量,為了使數(shù)據(jù)更加平穩(wěn)，對該變量進(jìn)行了取對數(shù)處理。

控制變量：（1）城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（LOC）。城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，市場需求和市場容量越大，生產(chǎn)率和碳排放效率可能越高。這種極化效應(yīng)使碳強(qiáng)度較高的城市大都集中在經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)。用人均GDP 來反映一個城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。（2）政府宏觀調(diào)控水平（GOV）。政府宏觀調(diào)控水平越高，越有利于促進(jìn)企業(yè)綠色技術(shù)創(chuàng)新及碳減排效果。計算公式為：地方財政支出/GDP。（3）外資利用規(guī)模（FDI）。外資利用對碳強(qiáng)度的影響具有不確定性，一方面，外商直接投資可能帶來先進(jìn)的技術(shù)和管理經(jīng)驗，通過技術(shù)溢出和有效管理降低碳強(qiáng)度；另一方面，外商可能將一些高耗能的高碳行業(yè)轉(zhuǎn)移到我國，從而不利于碳強(qiáng)度的降低。外資利用規(guī)模用當(dāng)年實際利用外資額/GDP 衡量。（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（INS）。第二產(chǎn)業(yè)比重與碳強(qiáng)度存在正相關(guān)關(guān)系，即第二產(chǎn)業(yè)比重越高，二氧化碳排放強(qiáng)度就越高。（5）人力資本水平（HUL）。人力資本水平會通過提升管理和創(chuàng)新水平來降低碳強(qiáng)度。采用平均受教育年限作為人力資本水平的代理變量。

本文主要變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

3 實證研究

3.1 面板門限模型的回歸結(jié)果

本文采用面板門限回歸模型檢驗環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度影響的綠色技術(shù)創(chuàng)新門限特征。具體步驟如下：第一，通過門限檢驗確定門限個數(shù)，以便確定模型形式，文中P 值通過Bootstrap 方法反復(fù)抽樣1000 次估計得到。第二，分別估計綠色技術(shù)創(chuàng)新約束機(jī)制下的門限值。觀察表2 可知，就綠色技術(shù)創(chuàng)新門限而言，環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的影響呈現(xiàn)單一門限，門限估計值為4.9053（綠色技術(shù)創(chuàng)新水平對數(shù)值）。

表2 門限效應(yīng)檢驗

為緩解異方差問題，采用可行廣義最小二乘法。環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度影響的單一綠色技術(shù)創(chuàng)新門限估計結(jié)果見表3。當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的對數(shù)值低于4.9053時，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明環(huán)境規(guī)制會增加碳強(qiáng)度；當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的對數(shù)值高于4.9053時，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，表明環(huán)境規(guī)制有利于降低碳強(qiáng)度，這一結(jié)果進(jìn)一步驗證了本文提出的第二個假設(shè)。L.lnCBE為滯后一期的碳強(qiáng)度，其影響系數(shù)顯著為正，說明上一期碳強(qiáng)度對本期的影響具有時間累積效應(yīng)。從其他控制變量來看，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平顯著增加了碳強(qiáng)度。政府宏觀調(diào)控對碳強(qiáng)度的影響不顯著，這可能與政府的宏觀調(diào)控結(jié)構(gòu)有關(guān)。外資利用規(guī)模估計系數(shù)未通過顯著性檢驗,說明外資對碳強(qiáng)度并未產(chǎn)生明顯影響。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響系數(shù)顯著為正，說明第二產(chǎn)業(yè)占比的增加導(dǎo)致碳強(qiáng)度增加。人力資本水平對碳強(qiáng)度的影響顯著為負(fù)，說明人力資本水平較高的城市會通過提升管理和創(chuàng)新水平來降低碳強(qiáng)度。

表3 面板門限模型估計結(jié)果

本文以綠色技術(shù)創(chuàng)新門限值為界，將全樣本劃分為綠色技術(shù)創(chuàng)新低于門限值和綠色技術(shù)創(chuàng)新高于門限值兩組子樣本，回歸結(jié)果見表4。分樣本估計結(jié)果表明，當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新低于門限值時，環(huán)境規(guī)制會增加碳強(qiáng)度；當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新超過門限值時，環(huán)境規(guī)制會顯著降低碳強(qiáng)度。估計結(jié)果也進(jìn)一步證實了環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的影響存在綠色技術(shù)創(chuàng)新單一門限。

表4 基于綠色技術(shù)創(chuàng)新分樣本估計結(jié)果

3.2 異質(zhì)性檢驗

為了進(jìn)一步分析區(qū)域異質(zhì)性，本文將樣本分別劃分為省會城市和非省會城市以及內(nèi)陸城市和沿海城市。異質(zhì)性檢驗結(jié)果見下頁表5，非省會城市和內(nèi)陸城市在綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的對數(shù)值低于4.9053時，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)顯著為正；當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的對數(shù)值高于4.9053 時，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)顯著為負(fù)。在省會城市和沿海城市中，當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新低于門限值時，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)為正但沒有通過顯著性檢驗；而當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新高于門限值時，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)顯著為負(fù)。進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)，在省會城市和沿海城市中，當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新超過門限值后，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)變大且均顯著為負(fù)。主要原因在于省會城市和沿海城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和綠色技術(shù)創(chuàng)新水平都較高，高質(zhì)量的人力資本也較多，當(dāng)采取更嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制政策后，企業(yè)會加快綠色技術(shù)創(chuàng)新。因此，環(huán)境規(guī)制降低碳強(qiáng)度的作用較為明顯。

表5 異質(zhì)性分析

3.3 穩(wěn)健性檢驗

本文采用綠色實用新型專利申請數(shù)量（lnGRA）為代理變量替代綠色專利申請數(shù)量（lnGRT）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。此外，直轄市和省會城市的經(jīng)濟(jì)技術(shù)水平高于一般地級市，可能存在一定的偏誤。因此，本文在穩(wěn)健性檢驗中將直轄市和省會城市的樣本剔除進(jìn)行重新估計，見表6?；貧w結(jié)果同樣驗證了綠色技術(shù)創(chuàng)新存在單一門限特征，同時也說明了上述面板門限模型回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表6 穩(wěn)健性檢驗

3.4 空間效應(yīng)檢驗

為了表征觀測數(shù)據(jù)集的空間分布格局、特征和相互聯(lián)系，基于引力模型構(gòu)建了地理位置和經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的綜合權(quán)重矩陣：

其中，和分別代表兩個城市的實際人均GDP。權(quán)重矩陣表明，不同空間單元之間的聯(lián)系不僅與兩者之間的地理距離有關(guān)，還受區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動程度的影響?；谠摼仃嚨腗oran’s I 為0.3213，概率為0.0000。因此，碳強(qiáng)度具有顯著的正空間相關(guān)性。表7 顯示了2005—2019 年Moran’s I的結(jié)果，表明碳強(qiáng)度具有明顯的空間相關(guān)性，也就是說，碳強(qiáng)度相近的城市具有明顯的空間集聚特征。

表7 城市碳強(qiáng)度空間相關(guān)性檢驗

表8 總體回歸結(jié)果的擬合優(yōu)度、自然對數(shù)函數(shù)值（Log-lik）表明空間杜賓模型（SDM）是最優(yōu)的。估計結(jié)果中空間自回歸系數(shù)（ρ）顯著為正，表明各城市碳強(qiáng)度存在明顯的空間依賴關(guān)系。碳強(qiáng)度滯后一期的估計系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，說明城市碳強(qiáng)度存在一定的“時間慣性”和“雪球效應(yīng)”。環(huán)境規(guī)制的空間滯后系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說明相鄰城市環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格，越有助于促進(jìn)該城市碳強(qiáng)度的下降。碳強(qiáng)度滯后一期的空間滯后系數(shù)在10%的水平上顯著為正，說明相鄰城市前一期碳強(qiáng)度對該城市本期的碳強(qiáng)度有正向影響。

表8 環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度影響的空間計量結(jié)果

本文進(jìn)一步測度環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度影響的直接效應(yīng)與間接效應(yīng)。直接效應(yīng)表示本城市的環(huán)境規(guī)制對本城市碳強(qiáng)度的影響，間接效應(yīng)表示相鄰城市環(huán)境規(guī)制對本城市碳強(qiáng)度的空間溢出效應(yīng)，總效應(yīng)表示所有城市環(huán)境規(guī)制對本城市碳強(qiáng)度的影響效應(yīng)。環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的效應(yīng)又可以分解為短期與長期影響，見下頁表9。在短期，環(huán)境規(guī)制的實施對碳強(qiáng)度的影響在綠色技術(shù)創(chuàng)新低于門限值時顯著為正，在綠色技術(shù)創(chuàng)新高于門限值時顯著為負(fù)。在長期，環(huán)境規(guī)制對本城市碳強(qiáng)度的影響在綠色技術(shù)創(chuàng)新低于門限值時顯著為正，而在綠色技術(shù)創(chuàng)新高于門限值時顯著為負(fù)。環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的“技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)”存在著時滯性。無論是短期還是長期，相鄰城市環(huán)境規(guī)制對本城市碳強(qiáng)度的空間溢出效應(yīng)均為負(fù)，這再次表明鄰近城市環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格，越有利于促進(jìn)本城市碳強(qiáng)度的降低。從短期和長期來看，大部分長期效應(yīng)估計系數(shù)的絕對值要大于短期效應(yīng)[17]，因此在制定環(huán)境規(guī)制政策時，需要考慮時間效應(yīng)的差異所帶來的影響。

表9 動態(tài)空間面板杜賓模型分解結(jié)果

4 結(jié)論

本文選取2005—2019年283個城市樣本數(shù)據(jù)，實證研究了環(huán)境規(guī)制對碳強(qiáng)度的影響以及綠色技術(shù)創(chuàng)新在其中所發(fā)揮的傳導(dǎo)作用，為中國盡早實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)提供參考。研究發(fā)現(xiàn)：（1）環(huán)境規(guī)制與碳強(qiáng)度之間存在非線性關(guān)系，綠色技術(shù)創(chuàng)新在其中發(fā)揮了重要作用，當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的對數(shù)值低于4.9053 時，環(huán)境規(guī)制不利于降低碳強(qiáng)度；當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新水平的對數(shù)值高于4.9053 時，環(huán)境規(guī)制有利于降低碳強(qiáng)度。（2）分樣本估計結(jié)果表明，當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新低于門限值時，環(huán)境規(guī)制會增加碳強(qiáng)度，當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新超過門限值時，環(huán)境規(guī)制會顯著降低碳強(qiáng)度。（3）從異質(zhì)性檢驗來看，非省會城市和內(nèi)陸城市在綠色技術(shù)創(chuàng)新低于門限值時，環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)顯著為正；而當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新高于門限值時，環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)顯著為負(fù)。省會城市和沿海城市在綠色技術(shù)創(chuàng)新低于門限值時，環(huán)境規(guī)制的估計系數(shù)為正但沒有通過顯著性檢驗；而當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新高于門限值時，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)顯著為負(fù)。而且在省會城市和沿海城市中，當(dāng)綠色技術(shù)創(chuàng)新超過門限值后，環(huán)境規(guī)制的影響系數(shù)變大且均顯著為負(fù)。（4）考慮空間相關(guān)性后，中國城市碳強(qiáng)度存在一定的“時間慣性”，呈現(xiàn)“雪球效應(yīng)”，且各城市碳強(qiáng)度存在明顯的空間依賴關(guān)系和空間集聚特征。環(huán)境規(guī)制存在負(fù)向空間溢出效應(yīng)，即鄰近城市環(huán)境規(guī)制越嚴(yán)格，越有助于促進(jìn)本城市的碳強(qiáng)度降低。碳強(qiáng)度滯后一期的空間滯后系數(shù)顯著為正，說明相鄰城市前一期碳強(qiáng)度對該城市本期的碳強(qiáng)度有正向影響。