低碳试点城市

1

低碳城市试点如何影响城市绿色技术创

新？——基于政府干预和公众参与的协同

作用视角

内容摘要：基于2006-2016年中国283个城市数据，以

2010年以来推行的低碳城市试点政策为准自然实验，从理论

和实证两个角度分析和检验了低碳城市试点政策影响绿色

技术创新的理论机理与实际效果。研究表明：低碳城市试点

政策提升了城市绿色技术创新水平，其对绿色技术创新质量

的提升作用大于对绿色创新数量的作用；试点政策对行政等

级高的城市、非资源型城市绿色技术创新的诱发作用更为明

显。机制分析结果显示，政府干预对绿色创新质量的驱动力

远大于对绿色创新数量的影响，而公众参与对绿色创新数量

和质量的驱动作用基本相当；试点政策对绿色创新水平的影

响机制在不同类型的城市存在异质性。

关键词：低碳城市试点；城市绿色创新；政府干预；公

众参与；双重差分法

正文

城市在实现“双碳”目标中扮演着十分重要的角色。相关

研究显示，城市排放的二氧化碳已经占据全球排放总量的

75%。城市是能源消耗和温室气体排放的主要贡献者，同时也

2

是实施“双碳”战略目标的主体。为践行绿色低碳发展理念，

推动城市的绿色低碳转型，国家发展和改革委员会于2010年

印发了《关于开展低碳省区和低碳城市试点工作的通知》，确

定在广东、辽宁、湖北、陕西及云南五省和天津、重庆、厦

门、杭州等八市开展试点工作。2012年、2017年分别确立第

二批、第三批试点地区。低碳城市试点政策是中国政府为应

对气候变化所提出的落脚到城市层面的一项综合性环境规

制政策，对推动城市向绿色低碳转型具有重要意义。

绿色技术创新是引领绿色发展的第一动力，也是走向碳

中和的终极解决方案。然而，由于技术市场和金融市场的外

部性，有助于环境的技术创新活动缺乏市场激励，政策干预

因而至关重要。与一般化的科技政策相比，环境政策对绿色

技术创新活动的激励更具有针对性。因此，设计合理的环境

政策对引导和激发创新主体进行绿色技术创新与扩散具有

重要作用。低碳城市试点作为一项重要环境政策，能否推动

绿色技术创新？其对绿色技术创新的作用机制是什么？对

此，现有研究尚未给予充分阐释。考虑到大部分试点地区在

试点工作实施方案中，均有整合专项资金对低碳发展重大项

目给予支持、构建崇尚绿色消费的全民参与机制等举措，一

个合理的猜测是：绿色技术创新主体基于政府引导与社会参

与两大原因，积极进行低碳技术投资，推动绿色低碳转型。

为验证该猜测，本文在已有研究的基础上，基于政府干预和

3

公众参与协同作用的视角，从理论和实证两个角度研究低碳

城市试点政策对绿色技术创新的具体影响。

一

文献综述

低碳城市试点政策从其实施过程的约束条件、设定的方

案以及预定的目标来看，属于环境规制范畴。环境规制对技

术创新的影响一直是学界关注的重点议题之一，以往文献主

要围绕“遵循成本效应”和“波特假说”展开研究。新古典经济

理论认为，环境规制增加了企业制度遵循成本，通过挤占技

术创新的资源投入抑制了技术创新。环境规制的“波特假说”

认为，灵活合理的环境规制会通过倒逼企业技术创新来提升

生产效率，产生“创新补偿”效应。蒋伏心等认为环境规制与

技术创新之间呈现“U”形动态特征，环境规制强度由弱变强，

环境规制对技术创新的影响效应由“抵消效应”转变为“补偿

效应”。

根据偏向型技术进步理论，企业既可以选择进行“清洁”

创新，也可以选择进行“污染”创新。随着对环境问题的重视，

众多学者将研究焦点从技术创新逐渐转移到绿色技术创新。

绿色技术创新的研究起源于20世纪90年代，是为促进绿色

技术发展而开展的有价值的创造性活动的统称。关于环境政

策对绿色技术创新的影响，以往文献主要围绕排污权交易市

场、碳排放权交易市场、绿色信贷政策等方面展开研究；有

4

关低碳城市试点政策评估方面的研究集中在试点政策对全

要素能源效率、生态效率、居民绿色生活方式、企业全要素

生产率等方面的影响。具体到低碳城市试点政策对绿色技术

创新的实施效果方面，宋德勇等研究发现第一批试点对低碳

技术创新并未产生显著影响，第二批试点则显著推动了低碳

技术创新。徐佳等、熊广勤等认为低碳城市试点政策诱发了

企业绿色技术创新。胡求光等以绿色技术创新效率为研究对

象，研究发现试点政策促进了绿色技术创新效率的提高。

梳理以往文献不难发现，低碳城市试点政策对绿色技术

创新的影响取得了相对丰富的研究成果，但现有文献多从经

验层面展开分析，较少通过规范的数理模型进行理论阐释。

另外，已有研究多关注低碳城市试点政策对企业绿色技术创

新的影响，缺乏对城市层面的研究。企业层面的研究难以判

断政策实施的总体效应，对城市层面的研究往往更加科学和

具有针对性。

综上所述，本文可能的边际贡献主要体现在：一是拓展

了异质性企业模型，对低碳城市试点政策的绿色创新效应给

予规范的数理阐释，丰富了低碳城市试点政策效应评估的相

关研究。二是基于政府干预与公众参与的协同作用视角，从

理论与实证两个角度阐释低碳城市试点政策影响绿色技术

创新的理论机理与政策效果。三是从不同等级城市、不同类

型城市等角度对低碳城市试点政策影响绿色技术创新的异

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质性及机理进行了研究，以识别试点政策影响绿色技术创新

的差异化效应，为不同类型城市的低碳转型提出有针对性的

政策建议。

二

理论分析和研究假设

本文在常替代弹性形式（CES）的效用函数和异质性企业

模型的基础上，构建了包括政府干预和公众参与的理论模型，

阐释试点政策如何通过政府干预和公众参与的协同作用影

响城市绿色技术创新，并据此提出相关研究假说。

（一）市场需求

假设常替代弹性形式（CES）的效用函数：

(1)

其中，N表示市场上商品总数，i表示第i个商品，q(i)

表示对商品i的需求量，σ表示商品间的替代弹性，给定总

收入Y，求解上述方程的效用最大化，可以得到商品需求与

收入和价格的关系：

(2)

其中，q(i)表示商品i的价格，P是总体价格指数。

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（二）市场供给

市场供给由异质性的企业满足，有关异质性企业模型的

假设如下：

1.市场垄断竞争，企业进入市场需要支付初始投资f0从

而获得服从帕累托分布的初始生产率φ。

2.企业自行生产中间产品，同时伴随着副产品二氧化碳，

不失一般性，生产成本表示为q2/φ。

3.企业可以自主选择创新以将生产率提高到γφ(γ>1)，

单位创新成本与初始生产率成反比，表示为ε/φ，由此可得

总的创新投资为εγ/φ。参数ε与企业创新活动的融资约束有

关，企业创新活动得到资金支持越便利，创新成本越低。一

般来讲，公众对节能减排的关注度越高，即公众参与程度越

高，企业的绿色投融资活动更容易得到金融机构的资金支持。

4.低碳城市试点政策作为一项综合性的环境规制政策，

对企业生产成本的影响主要表现为以下三点：第一，节能减

排压力。低碳试点地区制定有明确的碳排放强度和能源强度

约束目标，企业不得不进行绿色技术创新，挤占了原本投入

到生产方面的资金，加大了企业的负担。第二，政府干预。

政府一方面通过“产品补偿效应”降低企业成本；另一方面促

进企业进行治污技术研发，形成“过程补偿效应”。第三，公

7

众参与。公众对环境质量的要求能激发企业绿色技术创新的

动力。

本文通过引入参数c刻画低碳试点政策对企业生产成本

的影响。低碳城市试点政策作为综合性环境规制政策，会导

致环境成本内部化，使企业成本从q2/γφ增加到cq2/γφ。具

体地，政府支持力度越大，企业投融资活动会越便利，生产

成本将越低，模型中表现为c下降。另外，公众参与程度越

高，企业的创新倾向越强，弱化创新成本提高带给企业的短

期负面效应。为简化模型，通过降低单位创新成本ε的方式

描述公众参与对企业创新倾向的改变。综上，企业的利润最

大化可以表示为如下形式：

(3)

（三）求均衡解

结合式(2)和式(3)，通过求解产量和创新的一阶条件，

得到如下结论：

(4)

(5)

由式(5)可得dγ/dc<0，其经济学含义是企业生产成本降

8

低将刺激其提高技术创新，进而提高生产效率。低碳试点城

市在低碳发展规划中均有强化资金扶持，完善资金保障等保

障措施，引导和激励创新主体开展绿色技术创新。低碳试点

政府对科技创新支持力度的提高，一方面在一定程度上缓解

了研发主体可能面临的资金约束；另一方面，从信号理论出

发，政府研发投入作为一种“利好信号”彰显政府支持绿色技

术创新的形象，降低了创新主体寻求资金支持与技术合作的

难度，进而激发了城市的绿色创新热情。据此本文提出如下

假设：

假设1：低碳城市试点政策的实施，可以通过提高政府

对创新主体的支持力度提高城市绿色技术创新水平。

同样，由式(5)可得dγ/dε<0，单位创新成本ε下降将提

高企业生产率γ。其经济学含义是公众参与程度提高，企业

创新倾向改变，单位创新成本随之下降，进而刺激其创新热

情。具体地，低碳城市试点需要全民参与，大部分试点城市

在低碳工作实施方案中都会有提高全社会对低碳生活、低碳

消费责任意识的举措，激发了公众对节能减排的关注。作为

环境质量的直接感知者，公众对碳排放的关注很大程度上破

解由信息不对称导致的监督困境，高强度或群体性环境关注

对企业排放不履行环境责任的抵制意识和抵制能力会更强，

企业为了获取大众认同，树立良好的社会形象，有动机通过

绿色技术创新获得市场竞争优势。Klemetn等认为，在自

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由经济环境中，资本逐利行为和技术路径依赖导致清洁技术

存在先发劣势，仅仅依靠市场选择无法有效诱发技术朝绿色

方向转变，此时公众监督对企业绿色技术选择激励尤为明显。

另外，高强度或群体性环境关注激励地区提高绿色投资规模，

推动企业转向使用绿色技术。据此本文提出如下假设：

假设2：低碳城市试点政策的实施，可以通过提高公众

参与程度，倒逼创新主体技术改造从而提高城市绿色技术创

新水平。

将一阶条件式(4)、式(5)引入式(3)可以得到零利润条

件下的临界生产率：

(6)

由式(6)可得dφ/dc>0，以上结论的经济学含义在于，低

碳试点政策加重了企业生产成本，刺激了在位企业提高生产

率，城市层面城市整体生产率因此提高，从理论上验证了“波

特假说”。具体解释如下：环境规制强度提高，企业不得不将

资金和人力资源投入清洁生产及生产设备、生产工艺改进以

应对环境规制。在既定资源总量下，将劳动、资本等要素从

生产性活动转向节能减排方面，增加了企业的成本。但是，

在位企业成本上升，增加了在位企业退出风险，其中低生产

率企业首当其冲会面临淘汰风险，即市场的选择效应。随着

低生产率企业退出，市场的竞争压力减小，吸引潜在企业进

10

入市场，生产要素需求增加。在位企业为抢占更多的市场份

额，会加大研发投入，通过技术升级改进其生产工艺，逐步

实现提升生产效率与节能减排双赢模式，即所谓“创新补偿效

应”。与此同时，为扩大生产规模，企业对生产要素的需求也

在增加。上述两种力量共同推高生产要素的市场价格，市场

价格的提高进一步强化了选择效应，再次挤出低生产率企业。

综上分析，环境规制强度的提高通过市场的选择效应，优化

了企业资源配置，激发在位企业的研发热情，推动了绿色技

术创新。据此本文提出如下假设：

假设3：低碳城市试点政策的实施促进了城市绿色技术

创新。

三

研究设计

（一）计量模型

双重差分法（difference-in-difference，DID）是一种

常用的政策效应评估方法，在处理组和对照组满足平行趋势

假设的前提下，能帮助观察到处理组在政策前后的变化，并

且测度处理组在政策前后的平均处理效应。本文采用双重差

分法对低碳城市试点政策的实施效果进行评估。通过城市层

面和年份层面的双重差分，剔除城市特征变量和随时间变化

的其他因素的影响。低碳试点城市第一批次、第二批次及第

三批次分别于2010年、2012年及2017年开始实施，考虑到

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第三批试点城市受政策影响时间较短，本文将第一批试点城

市、第二批试点城市作为处理组，其他城市构成对照组，用

双重差分法比较试点城市与非试点城市绿色技术创新在政

策执行前后的差异。具体模型设定如下：

(7)

其中，i表示城市，t表示年份，Patentit表示i城市t

年绿色技术创新水平。didit=LCCi×Postt，为处理组虚拟变量，

如果城市是低碳试点城市，将该变量设定为1，否则为0。

Postt为政策实施时期虚拟变量，第一批试点城市2010年及

之后为1，否则为0；第二批试点城市2012年及之后为1，

否则为0。β1是核心系数，衡量低碳试点政策的实施对城市

绿色技术创新的影响。此外，在控制一系列控制变量Xit的基

础上，还考虑了城市固定效应ηi和时间固定效应μt，εit为随

机扰动项。

（二）变量选取

1.被解释变量。

绿色技术创新（GP）：鉴于本文以城市层面展开研究，为

了剔除城市经济发展水平及科技教育实力等可能引致城市

绿色专利申请量的规模效应对研究的干扰，采用每千名研发

人员绿色专利的申请量表征绿色技术创新（GP）。因为专利技

术在申请过程可能已经对绩效产生影响，因此选择专利申请

12

量更能真实反映创新水平。另外发明专利的创造性和技术水

平要求比实用新型更高，因此本文用每千名研发人员绿色发

明专利申请（GIP）衡量绿色创新质量，用每千名研发人员绿

色实用新型专利申请（GUP）衡量绿色创新数量。

2.解释变量。

低碳城市试点政策（did）：以虚拟变量的形式设定。

3.控制变量。

为了控制城市绿色技术创新的其他因素对模型的影响，

引入以下控制变量：经济发展（pgdp）：采用人均GDP衡量地

区经济发展水平。人力资本（hc）：采用普通高等学校在校学

生数与地区年末人口总数的比值测度。产业结构（s）：要素

禀赋与产业结构会影响地区对技术的选择，“绿色化”的产业

结构有利于绿色技术创新，采用各地区第二产业产值占GDP

的比重衡量产业结构。城镇化（urban）：城镇化进程伴随着

劳动力、资本等要素集聚，降低了信息交流成本，对绿色技

术创新产生一定的推动作用。采用城镇人口占总人口的比重

测度城市化水平。基础设施投资（inf）：基础设施投资是科

技升级与创新的重要基础。在交通、信息、能源等几种关键

的基础设施中，信息基础设施建设对知识技术的溢出效应尤

为突出，采用互联网用户占总人口的比重作为基础设施投资

的衡量指标。金融发展（fin）：用各地区每年金融机构存贷

款总额占GDP的比值测度。

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4.机制变量。

政府干预（gov）：鉴于数据可得性，以各地区当年科学

技术支出占一般公共预算支出的比值来测度政府干预。公众

参与（pub）：利用百度搜索指数引擎，以“节能减排”为搜索

关键词，设定搜索时间及搜索城市，获得城市日均“节能减排”

搜索次数，表征城市公众对碳排放的关注程度。用公众对碳

排放的关注度表示公众参与程度的合理性在于，公众对碳排

放的关注度越高，越容易形成低碳消费方式和生活方式，推

动整个城市的绿色低碳转型。

（三）数据来源

本文以中国2006-2016年283个城市为研究样本。城市

绿色专利申请数、绿色发明专利申请数和绿色实用新型申请

数来自中国研究数据服务平台（CNRDS）绿色专利库，其余数

据主要来自《中国城市统计年鉴》和中经网统计数据库等，

所有时间价值的变量都以2006年为基期进行折算，缺失的

数据都通过插值法补充。各主要变量的描述性统计见表1。

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四

实证结果及分析

（一）基准回归结果

根据上文构建的基准模型，考察了试点政策对城市绿色

技术创新的影响，估计结果如表2所示。表2列（1）、列（2）

为城市绿色专利申请总量，列（3）、列（4）为城市绿色发明

专利申请数量，列（5）、列（6）为城市绿色实用新型专利申

请数量。列（1）、列（3）、列（5）仅考虑固定效应，未加入

控制变量。

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列（1）、列（2）双重差分项系数在1%的显著性水平上

为正，说明低碳城市试点政策在一定程度上促进了城市绿色

技术创新。加入控制变量后，列（2）双重差分项系数略小于

列（1）的系数，验证了结果的稳健性。假设3得到验证。进

一步分析不同绿色专利类型发现，列（3）、列（5）双重差分

项系数均在1%水平上显著为正，试点政策对绿色发明专利的

正向影响略大于对绿色实用新型专利的正向影响；在加入控

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制变量后，双重差分项系数在列（4）、列（6）中仍然显著。

从整体层面看，低碳城市试点政策提升了城市的绿色技术创

新水平，对绿色创新质量的驱动作用大于对绿色创新数量的

驱动作用。

关于控制变量，经济发展、人力资本、城镇化、基础设

施投资及金融发展对城市绿色技术创新有一定的驱动作用。

而产业结构对城市绿色技术创新产生了负向影响，与预期一

致。

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验及动态效应分析。

被解释变量在政策实施之前有相同的变动趋势是双重

差分模型估计结果稳健的前提。本文采用事件分析法进行平

行趋势检验。具体模型设定如下：

(8)

式(8)中变量与式(7)一致。如图1所示，试点政策之前

回归系数均不显著，说明在低碳试点政策实施前，处理组和

对照组的变动并不存在显著的差异。而试点政策当年及之后

的回归系数均显著不为0，说明在低碳试点城市政策实施后，

处理组绿色技术创新相比对照组绿色技术创新明显提升。政

策时间节点设置合理，平行趋势得到验证。此外，图1还反

映出试点政策之后的回归系数逐步变大，说明低碳试点政策

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对城市绿色技术创新的影响程度不断加强。

-DID估计。

上文验证了政策实施之前处理组和对照组有相同的趋

势。为进一步保证在没有试点政策时处理组和对照组有相同

的发展趋势，采用倾向匹配得分（PSM）控制处理组和对照组

的个体差异，进一步检验基准模型估计结果的稳健性。首先

将是否为低碳试点城市对控制变量进行logit回归，计算出

成为低碳试点城市的概率。其次对概率相近城市进行匹配，

并进行平衡性检验以检验匹配效果。最后将匹配好的样本进

行DID估计。PSM匹配前后样本特征对比见表3，估计结果

见表5列（1），对比基准模型和PSM-DID的估计结果可知DID

系数的方向和显著性均未发生变化，进一步验证了基准回归

结果的稳健性。

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3.安慰剂检验。

安慰剂检验一：借鉴Topalova的方法，假设前两批低碳

城市试点政策分别发生在2010年、2012年之前的某个时间，

依次将试点年份提前5年以考察是否仍然存在对绿色技术创

新的促进效应，若核心变量的估计系数均不显著，则可以排

除部分潜在不可观测因素对绿色技术创新的影响。由表4结

19

果可知，依次将试点年份提前5年后，双重差分项的估计系

数均不显著，与预期结果相符。为进一步验证估计结果的非

偶然性，下文以随机抽取实验组的方式再检验。

安慰剂检验二：随机抽取实验组。借鉴Cai等的方法，

通过从样本城市中随机抽取95个城市，将其设定为“伪”实验

组进行再估计。也就是说，如果安慰剂交叉项的估计系数在

统计上显著偏离于零，则模型设定存在识别偏误。反之，安

慰剂交叉项的估计系数没有显著偏离零点，则模型并未存在

显著遗漏变量偏差。图4汇报了500次随机生成处理组的估

计系数的核密度以及对应的p值分布，回归系数的均值接近

于0（系数为0.002），且绝大部分p值大于0.1，说明模型

设定并未遗漏重要变量，基准回归的结果通过了安慰剂检验。

20

4.排除其他政策干扰。

基准回归中试点政策对绿色技术创新影响的政策效应

是否为“净效应”？绿色技术创新是否还受其他政策的影响？

经过梳理相关政策发现，在低碳城市试点政策的同时期，出

现了类似的政策也可能会影响绿色技术创新。其中，最具代

表性的有“智慧城市”（smart）及“创新城市”（innovation）

两项政策。为了避免上述政策对估计结果的影响，在基准模

型中加入这两类政策实施时间虚拟变量和试点地区虚拟变

量的交互项进行估计，回归结果如表5中列（2）和列（3）

所示。从回归结果可以看出，上述两项政策对城市绿色技术

创新均存在驱动作用，但本文核心变量低碳城市试点政策的

系数方向和显著性均未发生变化，再一次验证了基准回归结

果的稳健性。

21

（三）影响机制检验

以上研究表明低碳城市试点政策促进了城市绿色技术

创新，那么这种正向影响是通过何种途径发生作用的？本文

从政府干预和公众参与两个视角验证低碳城市试点政策影

响城市绿色技术创新的机制，为此设定如下模型：

(9)

(10)

其中，Mit表示需验证的影响机制变量：政府干预（govit）

和公众参与（pubit）。系数α1表示低碳城市试点政策对政府

干预力度和公众参与程度的影响。与常用三步法不同，式(9)

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验证低碳试点政策对机制变量的影响，式(10)引入试点政策

和机制变量的交互项，结合异质性分析间接验证影响机制，

具体系数的经济学解释见下文。

表6汇报了政府干预作为机制变量的估计结果。表6列

（1）可以看出低碳城市试点政策显著提高了地方政府对于

科技研发的投入力度。采用异质性分析间接验证这一影响机

制的逻辑在于，如果政府支持在低碳城市试点政策影响城市

绿色技术创新中有重要作用，那么在原本政府支持力度较小

的地区，提高政府支持力度对城市绿色技术创新的作用更明

显。表6列（2）的估计系数验证了本文的上述观点，即政府

支持对绿色技术创新的影响作用在原本支持力度低的城市

表现得更有效。进一步分析系数不显著的原因，从表6列（3）、

列（4）可知，该系数仅在绿色发明专利作为被解释变量时显

著，说明政府支持更有针对性地提高了城市绿色创新质量。

相对于绿色创新数量，绿色创新质量对城市低碳转型的支撑

作用更为明显，政府更有意愿支持绿色发明专利的研究。

23

表7汇报了公众参与作为机制变量的估计结果。如表7

列（1）所示，低碳城市试点政策显著促进了公众对环境质量

的关注。公众低碳意识的提高为城市的低碳转型营造良性的

社会文化氛围，而良好的社会文化氛围正是城市低碳转型的

基础。表7列（2）的估计结果表明，随着公众参与程度的提

高，低碳试点政策对城市绿色技术创新促进作用不断增强。

验证了本文的假设2，即公众参与是低碳城市试点政策影响

城市绿色技术创新的重要机制。具体分析对绿色创新的质量

和数量的影响，表7列（3）、列（4）的估计结果表明，公众

参与提升了城市整体的绿色创新质量和数量。与政府干预重

点提升绿色创新质量不同，公众参与对城市绿色技术创新的

提升并无明显针对性。

24

五

进一步讨论：异质性分析

（一）城市行政等级异质性分析

我国城市行政等级由低到高有普通地级市、一般省会城

市、副省级城市以及直辖市，行政级别越高，往往拥有更大

的财政自主权、更好的公共服务及更多的融资便利等。因此，

低碳城市试点政策对城市绿色技术创新的影响会随着城市

行政级别的不同而不同。依据以上城市等级的划分，将省会

城市、副省级城市以及直辖市分为高等级城市，其余城市为

普通地级市。具体地，将高等级城市赋值1，普通地级市赋

值0，用level表示；通过构造城市等级虚拟变量与低碳城

市试点变量的交互项加入基准模型进行估计，结果见表8列

（1）。进一步为探究异质性产生的原因，本文从机制异质性

的角度展开详细研究，具体结果见表8列（2）、列（3）。

表8列（1）可以看出，低碳试点政策对普通地级市绿色

25

技术创新的影响系数为0.1667，对高等级城市的影响系数

为1.5671（=1.4004+0.1667），均在1%的水平上显著。说

明相比于普通地级城市，低碳城市试点政策对高等级城市绿

色技术创新的促进作用要更强。表8列（2）、列（3）解释了

出现这一结果的原因，在普通地级市低碳试点政策主要通过

提高政府支持力度促进城市绿色技术创新。在高等级城市低

碳试点政策主要通过提高公众参与程度驱动城市绿色技术

创新。高等级城市的政府支持力度原本就较强，通过提升政

府支持力度进而促进城市绿色技术创新的边际作用比普通

地级市小。但低碳试点政策更容易提升高等级城市公众的低

碳意识，公众参与程度对城市绿色技术创新的影响在高等级

城市比在普通地级市更为明显。

（二）城市自然资源禀赋异质性分析

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企业的技术选择会受到企业所在地自然资源禀赋的影

响，地区的创新水平也会因为资源丰裕程度不同而存在显著

差异。因此有必要考察城市自然资源禀赋状况对低碳试点政

策效果的影响。以2013年国务院发布的《全国资源型城市可

持续发展规划（2013-2020）》为划分依据，将283个城市分

为两组：资源型城市与非资源型城市。具体地，将资源型城

市赋值1，非资源型城市赋值0，用natural表示；通过构造

城市资源禀赋虚拟变量与低碳城市试点变量的交互项加入

基准模型进行估计。进一步为探究异质性产生的原因，从机

制异质性的角度展开系统研究，具体结果见表8列（5）、列

（6）。

表8列（4）的结果表明，低碳试点政策对非资源型城市

绿色技术创新的影响系数为0.6927，对资源型城市的影响

系数为-0.1651（=0.6927-0.8578），说明低碳城市试点政

策显著促进了非资源型城市的绿色技术创新，但在资源型城

市低碳城市试点政策对绿色技术创新并未产生促进作用。表

8列（5）、列（6）解释了产生这一结果的原因。在非资源型

城市，低碳试点政策既能提高政府支持力度，又能提高公众

参与程度，通过政府支持和公众参与两条路径促进城市绿色

技术创新；但在资源型城市，低碳试点政策对政府支持和公

众参与的提升作用均不明显，可能是因为资源型城市资源总

量充足，通过提升绿色技术创新来提高资源利用效率的压力

27

较小，绿色技术创新的动力不足。

六

结论与启示

本文基于政府干预和公众参与的协同作用视角，从理论

和实证两个层面分析了低碳试点政策影响城市绿色技术创

新的理论机理和政策效果。

（一）结论

1.低碳城市试点政策的实施提升了城市绿色技术创新，

对绿色技术创新质量的推动作用尤为明显，并且这种促进作

用随时间递增。在一系列稳健性检验下，以上结论依然成立。

2.机制检验结果表明，低碳城市试点政策通过政府支持

和公众参与的协同效应促进城市绿色技术创新，公众参与对

城市绿色技术创新质量和数量的提升作用基本相当。政府支

持则更有针对性地提高了绿色技术创新质量，这种正向影响

在原本政府支持力度较小的城市表现得更为明显。

3.异质性分析结果表明，低碳城市试点政策对绿色技术

创新的驱动作用在高行政等级城市比在普通地级市更有效，

高行政等级城市、普通地级市分别通过公众参与、政府支持

提高绿色技术创新。试点政策通过政府支持和公众参与两条

路径促进了非资源型城市的绿色技术创新，但试点政策对资

源型城市的绿色技术创新并未产生影响，其对政府支持和公

众参与的提升作用均不明显。

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（二）启示

1.继续推广低碳城市试点政策，完善低碳试点示范政策

体系。低碳试点政策能有效驱动城市绿色技术创新，且这一

驱动力随时间递增。因此，低碳试点政策对城市的绿色技术

创新水平还有进一步提升空间。试点地区应积极落实低碳试

点政策，充分发挥政策对城市绿色技术创新的正向影响，最

大化政策效应。

2.政府在支持绿色技术创新的过程中，需充分激发公众

参与的热情。政府是城市低碳转型的倡导者，本文研究发现

政府支持可以针对性地提升城市创新质量，而公众参与对提

升城市创新质量和数量均有一定作用。因此，政府应进一步

优化政策实施方案，发挥其对城市创新质量的提升作用。另

外，加大宣传和引导，提升公众对节能减排的关注，共同推

动城市绿色低碳转型。

3.根据城市行政等级、资源禀赋等特征，走差异化低碳

转型之路。具体地，高等级城市的低碳转型应以激发公众低

碳意识为重点，普通地级市应着重增强政府对绿色低碳技术

的支持力度。资源型城市的低碳转型是城市低碳转型的重点

和难点，需要在调整经济结构、改变发展方式的基础上，进

一步通过政府支持和公众参与推动绿色技术创新的协同效

应逐步实现低碳转型。