低碳城市建設對城市經(jīng)濟增長的影響

劉璐 劉亞彬

摘 要：本文運用雙重差分模型針對2000—2021年中國255個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，進行低碳城市試點政策對城市經(jīng)濟增長的影響評估，通過平行趨勢檢驗與安慰劑檢驗，表現(xiàn)出良好的政策唯一性特征，并進一步分析其中的作用機制和異質性特征。研究發(fā)現(xiàn)：低碳城市試點政策能夠促進城市經(jīng)濟增長，從分區(qū)位來看，東部城市的低碳城市試點政策效應明顯高于中西部城市，黃河流域城市受政策影響獲得的經(jīng)濟效益要高于非黃河流域城市，從分政策執(zhí)行批次來看，第一批試點的回歸系數(shù)最大，其次是第三批次，最后是第二批次，這種正向推動作用主要通過產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化路徑實現(xiàn)。

關鍵詞：低碳城市建設；低碳經(jīng)濟；城市經(jīng)濟增長；雙重差分法；異質性分析

本文索引：劉璐，劉亞彬.<變量 2>[J].中國商論，2024（11）：-168.

中圖分類號：F293.23；TU984.11+1 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）06（a）--05

1 引言

低碳城市建設既是解決經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護失衡的關鍵點，也是實現(xiàn)城市經(jīng)濟由“量”轉為“質”的高質量發(fā)展方向。2020年9月，習近平總書記在第75屆聯(lián)合國大會上指出，我國將奮力在2030年前實現(xiàn)“碳達峰”，2060年前實現(xiàn)“碳中和”。為改善能源生態(tài)環(huán)境，實現(xiàn)低碳經(jīng)濟的轉變，發(fā)改委于2010年開始進行低碳城市的部分試點工作，并在發(fā)展過程中決定在2012年、2017年擴大試點范圍。在這些城市試點批次中，2010年、2012年批次的試點城市通過自主申報的形式進行，2017年批次的試點城市則采用組織推薦與專家評審相結合的方式進行，最后交由發(fā)改委統(tǒng)籌決定。由此可見，低碳城市試點政策為城市經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)環(huán)境保護的同步進行提供了有效的政策保障。自進入新常態(tài)期后，我國經(jīng)濟以高質量為導向開始進入全新發(fā)展階段。

因近年受新冠疫情沖擊與經(jīng)濟增長放緩的影響，經(jīng)濟高質量發(fā)展除要考慮創(chuàng)新、生態(tài)、開放等理念，還要兼顧“穩(wěn)定”這一關鍵要素。城市是區(qū)域發(fā)展的關鍵所在，伴隨經(jīng)濟結構接續(xù)更迭的步伐不斷向前邁進，能源消耗與環(huán)境污染問題日漸凸顯。城鎮(zhèn)化的快速發(fā)展加劇了空氣質量的“惡化”，已對居民正常生活產(chǎn)生嚴重影響，使居民幸福指數(shù)呈下降態(tài)勢。隨著“以人為本”新型城鎮(zhèn)化觀念的深入人心，運用低碳政策實現(xiàn)推動城市經(jīng)濟可持續(xù)增長，形成城市經(jīng)濟發(fā)展與生態(tài)文明建設相契合的局面，已成為當前學術研究的熱點，對促進城市宜居的綠色生態(tài)局面十分有利。目前關于低碳城市試點政策的研究頗多，而對于城市經(jīng)濟增長學界莫衷一是，主要研究方向集中在兩點。

首先，低碳城市試點政策的相關研究。低碳城市試點政策是實現(xiàn)城市經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護協(xié)調發(fā)展而采取的規(guī)制政策，各試點可根據(jù)自身情況選擇適合的工具推進低碳工作。鄭石明等（2023）在對低碳城市試點政策研究后指出，只有控制型政策對技術創(chuàng)新發(fā)揮了積極作用，而市場型政策和自愿型政策的作用效果并不顯著[1]；許文瀚等（2023）通過構建政策工具指標考察其對經(jīng)濟效率的影響，在其看來控制型政策和市場型政策分別通過推動產(chǎn)業(yè)結構轉型升級與驅動技術創(chuàng)新來提升城市全要素經(jīng)濟效率[2]；李煜華等（2023）以城市為樣本評估了低碳城市試點政策對城市創(chuàng)新的影響，在其看來政策在低碳創(chuàng)新方面具有積極的促進效應[3]；陳麗娜等（2023）將低碳城市試點作為研究對象，使用多期DID模型檢驗低碳城市建設對綠色全要素生產(chǎn)率的影響，指出低碳城市試點可通過提升城市綠色技術水平與優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構促進綠色全要素生產(chǎn)率增長[4]；郭炳南等（2023）實證考察了低碳城市試點政策對生態(tài)效率的影響，指出低碳城市試點政策可通過推動產(chǎn)業(yè)結構升級和技術創(chuàng)新促進生態(tài)效率提高[5]。

其次，低碳城市試點政策對經(jīng)濟增長影響的相關研究。目前，我國面臨著保持經(jīng)濟增長并減少碳排放污染的挑戰(zhàn)，走出該困局的關鍵是產(chǎn)業(yè)結構低碳調整。龐婉玉等（2023）指出，低碳城市試點政策能夠促進產(chǎn)業(yè)結構調整，但表現(xiàn)出區(qū)域差異性，例如中西部對外貿易水平與創(chuàng)新水平較弱，導致促進作用不顯著[6]；高云虹等（2023）將低碳城市試點政策劃分為行政命令和市場激勵兩類，指出低碳城市試點政策對產(chǎn)業(yè)轉型結構轉型升級的正向影響存在最優(yōu)區(qū)間，但市場激勵比行政命令更為有效[7]；范賢賢等（2023）以地級市面板數(shù)據(jù)為例，分析低碳城市試點政策對產(chǎn)業(yè)結構的中間效應，指出低碳城市試點政策能夠優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，顯著促進經(jīng)濟增長[8]；劉晶（2023）通過雙重差分固定效應模型對低碳城市試點政策對城市經(jīng)濟發(fā)展的效應進行研究，指出低碳城市試點政策通過優(yōu)化投資結構和集聚人才促進了城市經(jīng)濟高質量發(fā)展[9]。

基于以上低碳城市試點政策的研究基礎，本文選取2000—2021年中國255個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，構建出多指標的城市經(jīng)濟增長評價體系，采用多期雙重差分模型對低碳城市試點政策對城市經(jīng)濟增長的影響分析進行實證檢驗，以期促進城市經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

2 理論假設

大量研究表明，提高優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構均可為經(jīng)濟帶來有效的促進作用。中國經(jīng)濟增速較高，可為綠色產(chǎn)品創(chuàng)新和推廣提供更多市場需求，有利于形成新的商業(yè)模式，中國會在新能源汽車、光伏發(fā)電、風電等諸多領域不斷探索，不斷進行結構優(yōu)化，進而實現(xiàn)減碳與經(jīng)濟增長的“雙贏”[10]。

基于以上分析，本文提出以下假設：

H1：低碳政策能夠推動政策試點城市經(jīng)濟增長，主要通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構路徑實現(xiàn)。

根據(jù)岡納·纓爾達爾的循環(huán)累積因果論，政策可能會對經(jīng)濟基礎存在差異的城市產(chǎn)生不同影響。東部地區(qū)已具備較中部與西部更好的發(fā)展基礎，可更好地為低碳城市建設提供所需的“環(huán)境”支持。由此推測：政策對東部地區(qū)的經(jīng)濟增長的促進作用較大，對中部和西部地區(qū)推動作用較小。同時，低碳城市試點政策對商貿流通產(chǎn)業(yè)發(fā)展具有顯著促進作用[11]。延伸推測：黃河流域的城市經(jīng)濟受低碳城市試點政策的促進作用影響大于非黃河流域城市。本文提出以下假設：

H2：依據(jù)循環(huán)累積因果論，相比中部和西部、黃河流域城市，低碳城市試點政策對東部、非黃河流域城市經(jīng)濟增長的推動作用更為顯著。

3 研究設計

3.1 漸進雙重差分法

低碳城市試點政策實施的時間分別是2010年、2012年和2017年，故將2010年、2012年和2017年定為事件沖擊年份。確定以政策試點城市為主的處理組及以非政策試點城市為主的對照組，并構建如下模型。

（1）

其中，i表示城市，t表示年份，ln gdpit表示城市i在t年的gdp，Xit是一系列影響城市經(jīng)濟增長的其他控制變量，policyi×postit代表低碳城市試點的政策變量，εit為隨機擾動項，σr為地區(qū)固定效應，μy為時間固定效應，a0為常數(shù)項，a1、a2為回歸系數(shù)。a1為本研究的重要系數(shù)，可說明政策對試點城市經(jīng)濟增長的凈效應。

3.2 變量

本文參考胡翠和許召元（2011）[12]的研究，將ln gdpit作為被解釋變量指標，城市實際GDP方面選擇2000年為基年，按可比價格的實際GDP增長率計算得出。

是否為低碳試點城市（policy）與政策試點時間（post）的交互項為核心解釋變量。policy是以國務院發(fā)布的政策為依據(jù)而選定的116個城市，賦值為 1，其余賦值為0。post是將三批試點年份（2010年、2012年和2017年）之前賦值為0，之后賦值為1。

參考王亦虹和田平野（2021）[13]、郭豐和楊上廣（2023）[14]的研究，本文選取如下控制變量：實際利用外資水平（fdi）、基礎設施建設水平（inf）、居民儲蓄率（sav）、政府支出（gov）、固定資產(chǎn)投資水平（far）、產(chǎn)業(yè)結構（second）。其中，實際利用外資水平用實際利用外資額占GDP比重來衡量，實際利用外資額數(shù)據(jù)為美元，即根據(jù)各年匯率換算為人民幣，基礎設施建設水平用市政建設投資額占GDP比重來測度，居民儲蓄率用居民總儲蓄額占GDP比重來表示，政府收入用財政收入占GDP比重來表示，固定資產(chǎn)投資水平用固定資產(chǎn)投資額占GDP比重來測度，產(chǎn)業(yè)結構用第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重來衡量。為避免價格波動所帶來的影響，文章指標均以2000年為基期并采用各年GDP平減指數(shù)。

本文基礎數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計年鑒》，整理了國內277個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，分為處理組（116 個低碳試點城市）與控制組（161個非低碳試點城市），時間跨度為2000—2021年，部分缺失的數(shù)據(jù)通過統(tǒng)計公報或線性插補所得，見表1。

4 結果分析

4.1 基準回歸結果

如表2所示，在控制城市和時間固定效應的基礎上，不論控制變量引入與否，回歸結果均顯著，即H1得到部分驗證。

4.2 穩(wěn)健性檢驗

4.2.1 平行趨勢檢驗

政策實施前，進行雙重差分設計必須考慮的前提假設為處理組和控制組能否滿足平行趨勢[15]。由圖1可知，政策推行前，回歸系數(shù)在-2附近且不顯著，滿足平行趨勢假設。政策實施后，回歸系數(shù)值逐漸提升，且均通過顯著性檢驗，說明低碳城市試點政策能夠持續(xù)促進城市經(jīng)濟的增長。

4.2.2 安慰劑檢驗

避免無法觀測因素對基準回歸結果產(chǎn)生影響，以提高實證結果的穩(wěn)健性。本文將隨機樣本作為實驗組展開安慰劑檢驗。對照處理組數(shù)量隨機確定116個城市作為“偽處理組”，同時本文將全樣本隨機抽取過程重復了1000次回歸（圖２），以進一步增強安慰劑檢驗的可識別能力。根據(jù)檢驗結果，隨機產(chǎn)生的估計系數(shù)大多數(shù)分布在０左右，且大多數(shù)估計值的p值都大于0.1。這說明低碳城市試點政策促進經(jīng)濟增長。

4.3 傳導機制檢驗

從傳導機制回歸結果（表3）可以看出，一方面，second系數(shù)顯著為正，即GDP增長幅度會因產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化而提高。另一方面，a1在中介變量項加入后有所降低，機制變量也顯著為正，這表明低碳城市試點政策推動GDP增長過程中，第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值具有傳導機制的作用。綜上，假設1全部得到驗證。

4.4 異質性分析

4.4.1 東中西部地區(qū)

如H2所述，東部城市受政策影響的效應會大于中西部地區(qū)。為驗證此假設，本文從東部、中部及西部地區(qū)三個部分進行樣本回歸（表4）。由此可見，東部、中部及西部地區(qū)回歸系數(shù)均顯著為正，其中東部地區(qū)系數(shù)均高于其他地區(qū)，表明東部地區(qū)低碳城市試點政策推動城市經(jīng)濟增長更顯著，也可表明中部和西部地區(qū)城市可通過低碳城市試點政策途徑縮短與東部城市間的經(jīng)濟增長差距。

4.4.2 黃河流域城市與非黃河流域城市

同樣基于H2，依據(jù)地理位置將政策試點城市劃分為46個黃河流域城市和70個非黃河流域城市進行分組回歸，結果如表5所示。政策對促進黃河流域城市GDP提升作用顯著，對非黃河流域城市則不顯著。與上述假設一致，H2 得到驗證。

4.4.3 進一步分析：不同批次的效果

本文對三個批次分別進行回歸（表6），結果表明第一批與第三批試點的回歸結果顯著，第二批試點并不顯著。其中，回歸系數(shù)由高到低依次為第一批次、第三批次、第二批次。可能因第一批試點城市為之后獲批的試點城市起到示范作用同時出現(xiàn)“搭便車”現(xiàn)象，從而削弱實施效果。

5 結語

本文運用多期雙重差分模型，實證研究試點政策對城市經(jīng)濟增長的影響，結果如下：第一，低碳政策主要通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構推動政策試點城市經(jīng)濟增長；第二，相較其他區(qū)位的省份，低碳城市試點政策對東部、非黃河流域城市經(jīng)濟增長的推動作用更為顯著；第三，不同批次試點對城市經(jīng)濟增長的影響存在差異。

基于以上結論，本文提出如下政策建議：以產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化為精準著力點，持續(xù)推進低碳政策試點城市建設。在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化方面，政府應建立全方位支持綠色技術創(chuàng)新的創(chuàng)新型“碳替減”市場，并對不同城市采用差異化的低碳發(fā)展策略。

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