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1、第40卷第5期2023年9月Vol. 40 No. 5Sep. 2023经济经纬EeOnOmiCSUrVey低碳城市建设、绿色技术创新与包容性低碳增长宋仕允,卫晓君（西安科技大学马克思主义学院，陕西西安710054）88888888888888888888888888888888888888888888888888摘要：基于2012-2020年全国214个地级及以上城市面板数据,探究低碳城市建设对包容性低碳增长的膨响，并考察绿色技术创新在二者关系中的作用机制.研究发现:低碳城市建设能够显著促进包容性低碳增长，目这一促进作用在东北和西部地区以及非资源型城市更显著；机制检验结果显示，绿色技术创新在
2、低碳城市建设影响包容性低碳增长中具有中介作用，市场化水平在低碳城市建设与包容性低碳增长之间发挥了调节作用。进一步分析表明，低碳城市建设对实质性绿色技术创新具有显著正向影响，对策略性绿色技术创新的影响不显著；实质性绿色技术创新与策略性绿色技术创新均能对包容性低碳增长产生促进作用。基于此,提出以低碳城市建设释放包容性低碳增长动能，以绿色技术创新筑牢绿色低碳增长基底，以市场化手段增强低碳城市建设成效等建议，以更好实现包容性低碳增长.关键词：低碳城市建设；绿色技术创新；市场化水平；包容性低碳增长；中介效应；调节效应基金项目：陕西省社会科学基金项目（2020A038）作者简介：宋仕允（1997），男，山
3、东商泽人，博士研究生，主要从事高质量发展理论与实践研究;卫晓君（1964-）,男，陕西西安人，研究员，博士生导师，主要从事中国特色社会主义文化理论与实践、政治经济学研究.宋仕允为本文通信作者.中图分类号:F061.3文献标识码:A文章编号:1006-1096（2023）05-0014-12收稿日期:2022-09-2088888888888888888888888888888888888888888888888888一、引言及文献综述国家统计局数据显示，1978年至2021年，中国实际GDP的年均增速高达9.2%。然而,在经济增长取得世界瞩目成绩背后，我国也付出了巨大的环境与社会成本。为应对气
4、候与环境变化的重要挑战，国家大力推动低碳治理，致力于发展以低排放、低污染、低能耗为主要特征的低碳经济，旨在推动经济可持续发展、实现包容性低破增长包容性低碳增长是指以人与自然和谐共生为发展理念，兼顾社会包容性发展与整体碳减排目标实现的一种经济稳步增长方式。2020年9月，习近平主席在联合国大会上提出2030年前实现碳达峰、2060年前实现碳中和的“双碳目标,为我国推进低碳转型发展与实现包容性低碳增长指明了新方向。事实上，早在2010年，我国就已将应对气候变化、加强环境治理纳入国家中长期发展规划之中，分别于2010年、2012年与2017年先后开展三批低碳城市试点工作，加快推进低碳城市建设，大幅度
5、提升各地区对低破绿色发展的认知与实践能力。低碳城市建设作为控碳减排的政策实践，能够有效发挥政策效应和经济效应，对推动经济包容性低碳增长具有积极作用。这一过程中，我国加快推动绿色技术创新，不断降低治理成本、改进生产工艺、开发绿色产品，有效缓解生产与消费带来的负面环境影响，为实现包容性低碳增长提供全新动力O中国绿色技术创新指数报告（2021）数据显示,2021年3月初至2022年4月末,全国新增绿色专利授权数高达21万余件，新增绿色专利申请数近14万件，绿色技术创新活力持续增强。可以预见，以低碳城市建设为驱动，以绿色技术创新为核心的包容性低碳增长将成为我国经济发展的新引擎。综合上述分析，低碳城市建
6、设能否取得预期的包容性低碳增长效果？绿色技术创新能否持续推动包容性低碳增长？其在低碳城市建设与包容性低碳增长之间发挥着怎样的影响作用？对此，现有研究尚未给予充分阐释.学者的关注点主要聚焦于低碳城市试点的政策评估方面，重点考察低碳城市试点政策对生态效率（邓荣荣等,2022）、企业全要素生产率（赵振智等,2021）、绿色技术创新效率（胡求光等,2022）等方面的影响。就低破试点城市对包容性低碳增长的影响方面，仅有肖涵月等（2022）运用双重差分法，研究发现低碳城市试点政策具有扩散效应，对非试点城市包容性低碳增长产生促进作用。不难发现，已有研究鲜少探究低碳城市建设对包容性低碳增长具有何种影响，也尚未
7、考究绿色技术创新在其中的关键作用。因此，本文深入探究低碳城市建设、绿色技术创新与包容性低碳增长三者的关系，为我国构建绿色经济体系提供微观证据。本研究的创新之处在于：一是传统双重差分模型可能会忽略其他政策效应的影响，故使用面板数据模型对低碳城市建设与包容性低碳增长关系给予数理阐释，增强研究严谨性.二是以绿色技术创新为中介变量，阐释绿色技术创新在低碳城市建设影响包容性低碳增长中的作用机制，丰富相关领域研究三是以市场化水平为调节变量，考察其在低碳城市建设与包容性低碳增长中的调节作用。二、理论基础与研究假设（一）低碳城市建设背景介绍低碳城市建设的主要目标在于保证城市经济稳定有序发展，尽可能减少二氧化碳
8、排放，实现经济高质量发展。中国经济快速发展、城镇化水平日益提升的同时,城市二氧化碳排放占比不断攀升。为降低二氧化破排放、走低碳绿色发展之路，国家发改委先后分三个批次公布了低碳试点城市建设名单（见表1）。2010年国家首批低碳试点城市共有8个,2012年上升至36个,基本覆盖各个地区，2017年在前述试点城市基础上新增设45个。截至目前，全国共确立了81个低碳试点城市,低碳试点城市建设任务陆续在全国层面展开。上述试点城市的确立充分研判了不同地区区位因素、资源禀赋、产业结构以及经济增长方式,基本覆盖生态环境保护区、经济发达区、老工业基地以及资源型地区（庄贵阳,2020）。表1低碳试点城市名单及地区
9、分布时间东部地区中部地区西部地区第一批低碳试点城市（2010）天津、深圳、厦门、保定、杭州秦皇岛、1凉、宁波、石家庄、南昌景镌镇、晋嫉吉林、缝重庆、贵阳昆明、呼伦贝尔桂林、延第二批低碳试点城市（2012）第三批低碳试点城市（2017）上海、广州、南平、济源、淮安、吉岛、镇江、温州、苏州常州、琼中、滁州、三明、济瓯烟台、金华、逊克中山、沈阳大连、朝阳、嘉兴、三11E.潍坊、南京州、池州、大兴安岭、武汉黄山、合月区郴州、湖匕湘潭、六安、宣峨阳N、郎日、吉安、株洲、长沙、共青城安、广元、遵义、乌鲁木齐、金昌敦煌、乌海、蝌和田、玉浜、拉萨、安康、普洱、西吴忠、昌吉、伊宁、新疆生产建设兵团、兰州.柳州、
10、银JIl（二）低碳城市建设与包容性低碳增长迈入新发展阶段，人民的美好生活需求日益提高，对物质文化生活提出更高要求的同时，对公平、正义、环境以及各种公共产品的需求也更加多元。此背景下，走绿色低碳、具有社会包容性的可持续经济增长道路，实现包容性低碳增长已经成为社会各界共识o因此，在整体推进碳减排目标下，兼顾经济发展的共享性与公平性，通过多元、科学低碳政策实现低碳经济增长的帕累托改进，成为包容性低碳增长的核心要义（肖涵月等，2022）。低碳城市试点政策实施以来，围绕试点城市绿色发展的低碳治理工作逐步在全国范围内铺开，为实现更具包容性的经济低碳增长带来积极影响低碳城市建设的具体任务主要有以下内容：构建
11、低碳产业体系、建立控制碳排放目标责任机制、建立碳排放数据统计和管理体系、编制支持低碳发展配套措施、倡导低碳绿色生活方式（韦东明等,2021）。低碳城市建设作为一项政策性实践,能够有效强化政府干预、降低能源消费、优化产业结构、增强环境政策执行效能,将政策调控转化为经济效益,实现包容性低碳增长.第一，低碳城市建设可通过激发政府干预效能，影响包容性低碳增长o城市环境治理具有较强外部性，若想实现环境保护与经济发展双重目标，推动包容性低碳增长，需要强有力的政府干预手段（王星,2022）。低碳城市建设进程中，政府通过财税手段引导并鼓励地区使用替代能源、实现清洁生产，构建循环经济发展模式，促进包容性低碳增长
12、。同时，政府通过强化政策引导，形成与低碳城市建设相匹配的政策体系，继而推动城市经济实现包容性低碳增长。第二,低碳城市建设可通过降低能源消费量、优化能源结构，提升能源利用效率，继而实现包容性低碳增长。规模效应表明，经济发展引致更高的能源、资源需求量，产生更大规模污染排放量，将会对环境带来极大压力（徐现祥等,2015）伴随低碳城市建设逐渐开展，试点城市积极构建完整的碳排放数据收集和核算系统,推广低碳、零碳生产方式,有效提升能源利用效率（史丹等，2020）,强化环境治理效能。同时,低碳城市建设有助于鼓励太阳能、风能等可再生清洁能源行业发展，推动家庭和个人践行绿色低碳发展理念，从而促使经济增长与生态建
13、设和谐发展，最终推动包容性低碳增长有序实现O第三，低碳城市建设可借助产业结构优化升级，达成包容性低碳增长。结构优化效应表明，产业结构由农业向工业、服务业依次跃升过程中，环境质量先降低后提升。低碳城市建设目标下，三高”企业面临较大环境治理成本压力，很难在试点地区存活（Chengetal,2019）因此,这类企业迫于生存压力，会逐步由高排放、高投入型向清洁、低碳型生产方式转变，在促进产业结构转型升级的同时，有效降低工业能耗，推进经济实现包容性低碳增长。第四，低碳城市建设可通过强化环境政策执行效能，助力包容性低碳增长。一方面，在建设低破城市过程中，政府可通过构建碳减排考评机制、编制碳排放清单等方式,
14、改变地方官员唯GDP论”的经济发展观，构建经济增长与环境保护协调包容发展模式，提升本地区环境规制执行效能另一方面，伴随城市低碳治理政策强度加大,逐渐引发“环境壁垒”效应,提升高污染高排放企业准入门槛,推动包容性低碳增长实现。综合上述分析,本文提出假设Ie假设1：低碳城市建设对包容性低碳增长具有显著正向影响。（三）低碳城市建设与包容性低碳增长：绿色技术创新的中介作用绿色技术创新是引领绿色低碳发展的核心动力，亦是推动城市绿色低碳转型的关键解决方案。低碳城市建设过程中，政府高强度的环境治理工作能够产生“创新补偿效应（逮进等，2020）,从而利于绿色技术创新。一方面,地方政府借助资金补贴、投贷补助、直
15、接奖励、设立低碳发展专项资金等方式激励企业及相关机构进行绿色技术研发，有利于城市绿色技术创新水平提升O另一方面，政府通过落实低碳试点政策吸引外商投资，引导并鼓励外资企业将先进绿色生产技术向本国扩散，由此产生的技术外溢效应有助于本土企业进行绿色低碳技术创新，继而提升城市整体绿色技术水平（龚梦琪等，2019）。由于技术创新过程具有高试错成本特征,低碳试点城市需进行反复学习、创新,不断将绿色技术应用于生产生活实践，最终实现包容性低碳增长。不仅如此，绿色技术创新能产生显著的知识外溢效应，在试点城市取得较大绿色技术突破后，可向非试点城市进行绿色技术输出，带动非试点城市包容性低碳增长。综上所述，低碳城市建
16、设有效助推绿色技术创新水平提升，继而对实现包容性低碳增长产生积极影响。基于上述分析,本文提出假设2假设2:低碳城市建设通过提升绿色技术创新水平进一步促进包容性低碳增长。（四）低碳城市建设与包容性低碳增长：市场化水平的调节作用习近平总书记在党的二十大报告中强调，构建高水平社会主义市场经济体制,充分发挥市场在资源配置中的决定性作用.坚持从深度和广度上推进市场化改革,不断提升市场化水平,加强和优化政府管理效能，引导各类要素、资源逐步转向绿色低碳集聚发展，实现包容性低碳增长。一方面,政府积极作用能否得以有效发挥，在很大程度上需要市场基础做支撑（Linetal,2012）作为政府职能发挥的重要体现,低碳
17、试点城市建设若想达到预期目标,需要市场这只看不见的手进行合理资源配置,持续激发城市绿色转型内生动力,继而赋能包容性低碳增长o另一方面,市场化水平的高低,决定了资源配置能否实现效益最大化和效率最优化,是低碳试点城市建设政策目标发挥成效的前提。一般而言,市场化程度较低区域,资源配置效率较低,经济活动开展容易受到各种约束,使得政策实际效果发挥欠佳（遢进等,2020）。市场化水平不断提升,可形成有效的激励与约束机制，保障低碳试点城市建设的包容性低碳增长效应充分发挥。综上所述,市场化水平能够影响政策效应发挥,在低碳城市试点与包容性低碳增长关系中发挥重要影响作用o基于此,本文提出假设3。假设3:市场化水平
18、能够强化低碳城市建设对包容性低碳增长的正向影响。三、研究设计（一）变量定义与数据来源本文主要考察低碳城市建设效果，删减数据缺失以及统计口径不一致样本，最终选取2012-2020年全国214个地级及以上城市面板数据。二氧化碳排放数据来源于中国碳核算数据库（CEADs）.其余数据来源于历年中国工业统计年鉴中国市场化指数中国城市统计年鉴中国区域统计年鉴、中国研究数据服务平台（CNRDS）绿色专利库与各省份统计年鉴。为剔除价格因素影响，以2012年为基期,对涉及价格的变量采取不变价值调整。对缺失数据采取插值法补齐。（1）被解释变量：包容性低碳增长（Igg）。包容性低碳增长的测度具有综合性与复杂性，涉及
19、经济、生态、环境、社会、资源等多个维度。借鉴已有研究(Tone,2001;周小亮等,2018),采用SBM-DEA模型测算包容性绿色增长效率指数来表示包容性低碳增长水平(2)核心解释变量：低碳城市建设(Lowcurban)。在城市发展进入转型升级的关键时期，低破城市建设成为全面实现绿色低碳发展的重要方式。参照徐佳等(2020)的研究，以虚拟变量形式设定，若为低碳试点城市取值为1,否则取值为Oe(3)中介变量：绿色技术创新(Gp)。绿色技术创新能力不断增强，产生的能源消耗将会有所下降。借鉴邙嫦娥等(2019)的研究，采用规模以上工业企业科技活动人员数的自然对数进行衡量(4)调节变量：市场化水平(
20、MK)o市场在资源配置中具有决定性作用，市场化水平的高低将会直接影响政府政策效应能否充分发挥O采用樊纲等(2010)编制的市场化指数作为市场化水平的代理变量(5)控制变量:综合参考李虹等(2018)、秦小迪等(2021)和冯锐(2022)的研究,选择以下控制变量。企业类型(TE),采用内资企业占工业企业比例衡量；人力资本水平(HUman),采用人均受教育年限衡量；外商直接投资(FDI),用各城市的实际利用外商投资额占各城市GDP比重表示；资源禀赋(ReS),采用采掘业从业人员与年末总人口之比衡量(二)模型构建考虑到关于加快建立健全绿色低碳循环发展经济体系的指导意见世界银行:规划绿色包容性增长道
21、路国家应对气候变化规划(2014-2020年)等政策文件也可能对包容性低碳增长造成影响,采用准自然试验方法可能会对估计结果造成偏差。因此，借鉴范合君等(2022)的研究，构建如下计量模型探究低碳城市建设对包容性低碳增长的影响，并以绿色技术创新为中介变量，以市场化水平为调节变量，考察低碳城市建设与包容性低碳增长二者关系中的作用机制。具体模型如下：Iggit=W+lXLovvCUrbant+TEit+a3Humanit+(XFDL+sXReSlt+At(1)Igglt=0+1Gplt+a2Lowcurtoanll+oTElt+cHumanlt+asXFDIlt+6Rest+lt(2)Gplt=a0
22、+a1Lowcurbant+q,XMKt+%Lowcurban1,XMKlt+4XTEit+0Humanjt+cFDL+%Rst+t(3)上式(1)(3)中，i表示样本个体,t为时间，随机扰动项用Eit表示。Igglt表示包容性低碳增长,Lowcur-bar代表低碳城市建设，中介变量绿色技术创新与调节变量市场化水平分别用Gplt和MKit表示,其余变量为控制变量O为系数值,通过其显著性水平考察变量之间的作用效果O此外,假设1借助模型(D验证,假设2借助模型(2)验证,假设3借助模型(3)验证。四、结果分析(一)描述性统计表2为主要变量的描述性统计结果。包容性低碳增长的均值为0.617,最大值与
23、最小值差值较大,说明各城市包容性低碳增长水平有待进一步提升。低碳城市建设的均值为0164,标准差为0.392。绿色技术创新的均值为7.672,标准差达到0.685,可见不同城市之间绿色技术创新水平呈现较大差距。市场化水平的均值为6.107,标准差高达1.904,意味着不同城市市场化水平存在较大差距。表2变量描述性统计变量类型变量名称变量符号均值标准差最小值最大值被解释变量包容性低碳增长Igg0.6170.2590.2382.384核心解释变量低碳城市建设Lowcurban0.1640.392O1中介变量绿色技术创新Gp7.6720.6854.23410.104调节变量市场化水平MK6.1071
24、.9041.72111.451控制变量企业类型TE0.2670.1460.1080.395人力资本水平Human8.6591.2863.64212563外商直接投资FDl0.1880.0790.0640.317资源禀赋Res0.2670.1530.0280.564(二)相关性分析在进行基准回归前，对变量相关性进行检验，结果如表3所示。其中，低碳城市建设与包容性低碳增长的相关系数为0.503,在1%显著性水平上显著。绿色技术创新与包容性低碳增长具有显著正相关关系，相-17.关系数值为0.349,通过1$的显著性水平检验，具有明显正相关关系。其余变量也均满足相关性检验要求.表明本研究未出现严重多重
25、共线性现象。表3变量间相关系数变量IggLowcurbanGpMKTEHumanFDlResIgg1.000Lowcurban0.503”.1.000Gp0.349”.0.6044-1.000MK0.1560,3B3*0.311”1.000TE0.234,0.386F0.6980.6221000Human0.237o0.306F0.6280.6470.66601000FDI0.322”.0.297*-0.3370.5050.574*0.5981.000Res0.238,o0.346F0.3580.4670.4210.5530.5121.OOO注：*、*、*分别代表在1%、5%、10%的显著性水
26、平上显著-F同。（三）基准回归首先进行基准回归分析,探究低碳城市建设对包容性低碳增长的膨响。经由HaUSman检验后发现，随机效应模型更加适合作为本文的回归模型，因而采用随机效应面板模型进行回归分析，结果如表4所示。分析可知，低碳城市建设对包容性低碳增长具有显著正向影响，且在依次引入控制变量后，这一正向影响依然显著。具体而言，第（1）列未加入控制变量时，低碳城市建设对包容性低碳增长的影响系数值为0.228,在1舟显著性水平上显著。第（2）（5）列为在列（1）基础上依次加入控制变量的回归结果.可以发现低碳城市建设仍能够对包容性低碳增长产生显著正向影响，假设1得到验证。表4基准回归结果变量(I)(
27、2)(3)(4)(5)Lowcurban0.2280.212*0.2090.212-0.208m(4.57)(3.28)(3.41)(3.15)(3.04)TE0.089-0.0840.085-0.086(2.87)(2.94)(3.15)(3.61)Human0.025,0.022E0.031o(2.86)93)(2.77)FDI0.028E0.044,(2.79)(4.01)Res0.049,(3.47)常数项0.079E0.047E0.019*o0.049E0.019(5.26)(3.29)(2.96)(2.84)(3.07)R20.1680.1520.1250.1790.195注：（）
28、内为t值:下同。（四）异质性检验在不同发展水平和发展类型地区，低碳城市建设对包容性低破增长的影响可能存在异质性。考虑到我国不同地区的经济发展水平差异.将城市样本依据所在省份划分为东部、中部、东北和西部地区;同时考虑到不同城市发展类型的环境污染差异，依据全国资源型城市可持续发展规划（2013-2020年）将城市样本划分为资源型城市和非资源型城市，对上述样本进行分别回归，结果如表5所示。分析第（1）（4）列结果可知，在不同地区，低碳城市建设均可显著促进包容性低碳增长，此种效应存在在东部、中部、东北和西部地区依次递增现象。其中，东北和西部地区低碳城市建设的回归系数明显高于东部和中部地区。可能的原因在
29、于：低碳城市建设的包容性低碳增长效应可能存在边际递减倾向，会伴随低碳城市建设水平的提升而减小。东部和中部地区多数城市包容性低碳增长水平较高，提升空间较小；东北和西部地区要素成本低、市场潜力大，发展空间较大，故低碳城市建设的包容性低碳增长效应更加显著。分析第（5）（6）列结果可知，低碳城市建设对非资源型城市的包容性低碳增长具有显著促进作用，对资源型城市的促进作用则未通过显著性检验。出现这一现象的原因在于，资源型城市主要以发展资源型产业为主导,普遍面临要素结构单一的突出矛盾，经济新增长极培育及-18可持续发展水平欠佳，导致低碳城市建设对包容性低碳增长的作用效果不明显。表5异质性检验结果变量(1)(
30、3)(4)(5)(6)东部地区中部地区东北地区西部地区资源型城市非资源型城市Lowcurban0.209”0.227*0.272,o0.291E0.1980.259w(2.32)(2.17)(4.06)(3.97)(0.74)(4.21)TC0.0910.085F0.079-0.088-0.07400.082,(2.93)(2.97)(3.45)(3.11)(2.01)(3.62)Human0.024E0.029E0.031E0.026E0.022,o0.021,(2.89)(2.87)(3.48)(3.01)(2.77)(3.11)C11I0.0290.0390.036-40.032-0.0
31、24040.035o(4.II)(3.56)(3.92)(3.17)(3.39)(4.02)0.053-0.046*r*0.036,0.044-0.048,0.055E(6.13)(5.38)(5.19)(5.33)(6.08)(6.37)常数项0.098”.0.07820.06420.064-0.0790.08340(5.57)(5.29)(4.77)(3.99)(4.35)(5.03)R20.1290.1170.124O.I3S0.1590.146(五)中介效应为考察低碳城市建设影响包容性低碳增长过程中的内在机制，将绿色技术创新作为中介变量引入模型进行检验。保护生态环境、实现绿色低破发展离
32、不开绿色技术创新的支撑。低破城市建设对包容性低碳增长的促进作用，是一种宏观政策的引导作用，包容性低碳增长若想真正落到实处，还需以绿色技术创新作为内在支撑。表6为中介变量绿色技术创新的检验结果。歹IJ(I)结果显示，低碳城市建设对绿色技术创新产生显著推动作用。歹!1(2)结果显示绿色技术创新能够显著正向推动包容性低碳增长,且在隔水平上显著。歹(J(3)为将低碳城市建设与绿色技术创新同时引入方程的回归结果，可以发现，绿色技术创新仍在14的水平上显著为正；低碳城市建设对包容性低碳增长的影响系数值与总效应回归值相比有所降低。这说明绿色技术创新在低碳城市建设影响包容性低碳增长过程中发挥了部分中介作用，假
33、设2得以验证。表6绿色技术创新的中介效应检验(1)(2)(3)变量GpIggIggLowcurban0.105E0.0190(3.35)(2.48)0.0310.018-UP(3.92)(3.14)TC0.085“0.072”“0.075(2.81)(2.91)(3.66)Human0.0260.0340.031E(2.87)(3.49)(3.05)EnI0.011”0.0150.0124-39)(4.41)(3.25)0.047o0.042F0.053(3.11)(3.04)(3.19)常数项1.125w0.0970.049E(4.24)(5.21)(4.43)R20.2650.1890.1
34、92(六)调节效应现代经济发展证明，市场机制与政府干预之间需要建立恰当的平衡，在实现包容性低碳增长过程中，低破城市建设的政策效果若想得到充分发挥，需要市场机制进行调节。因此，以市场化水平作为低碳城市建设推动包容性低碳增长的调节变量进行检验，结果如表7所示。可以发现，低碳城市建设对包容性低碳增长具有显著正向影响，在1$水平上显著。低碳城市建设与市场化水平的交互项系数值为0141,通过M水平检验，证明市场化水平的调节作用存在。伴随市场化改革纵深推进，市场化水平对低碳城市建设影响包容性低19碳增长的调节作用将得到进一步提升。至此，假设3得到验证。表7市场化水平的调节效应检验(1)(2)变量IggLo
35、wcurban0.25530.072(0.068)(0.096)LowcurbanxMK0.141-(0.041)TE0.0830.077,(0.025)(0.016)Human0.031E0.029,*(0.005)(0.008)FDl0.057-0.069,(0.013)(0.015)0.045-0.029*(0.009)(0.007)常数项1.334*(0.231)1.076,o(0.268)R20.2690.297注：0内为标准误;下同。（七）滞后效应1 .低碳城市建设滞后效应为强化对假设1的验证，同时对模型中由因果倒置引发的内生性问题进行探究，本文将回归数据采取滞后一年、滞后两年与滞
36、后三年处理，验证当期低碳城市建设是否会在未来13年内仍促进包容性低碳增长。表8结果显示，低碳城市建设对包容性低碳增长的影响系数始终为正，且均通过了1片显著性水平检验。这表明低碳城市建设对包容性低碳增长的影响具有长期性。可能的原因在于：低碳城市建设是一项长期性的系统工程，具有明显动态特征，其建设效果的显现需要长时间积累与沉淀才能逐渐发挥实效，因而对包容性低碳增长的影响作用具有滞后效应。表8包容性低碳增长的滞后效应回归结果Igg变量(1)(3)滞后一年滞后二年滞后三年Lowcurban0.0250.0210.018*(3.27)(4.15)(3.46)TE0.0690.0620.054(1.27)
37、(1.08)(1.03)Human0.029”0.023,0.019,(2.26)(1.74)(1.67)FDI0.059,0.041,0.037(1.69)(1.76)(1.ID0.023*0.0180.021(1.76)(1.21)(109)常数项0.078o0.064,0.058(3.61)(1.89)(1.24)R20.2070.1340.0922 .绿色技术创新滞后效应绿色技术创新通过改变生产工艺、开发绿色产品、降低治理成本以及提升生产效率等方式，显著降低生产和消费对环境的不利影响.实现包容性低碳增长。然而，绿色技术创新并非一朝一夕可以实现，创新成果的转化与应用均需一定时间，故其对于
38、包容性低碳增长的影响亦存在一定滞后效应。为验证此种滞后效应是否存在，本文对回归数据采取滞后一年、滞后两年与滞后三年处理。表9结果显示滞后一年、滞后两年与滞后三年时绿色技术创新对包容性低碳增长的影响始终为正，且均通过显著性检验。上述数据结果较好证20实了绿色技术创新滞后效应存在。表9包容性低碳增长的滞后效应回归结果Igg变量(1)(2)(3)滞后一年滞后二年滞后三年0.0190.016w0.011E(3.45)62)(3.28)TE0.0610.0430.041(1.56)(1.39)(1.11)Human0.0210.0170.014(1.13)(1.09)(1.01)FDl0.0370.02
39、50.018(1.29)(1.15)(1.06)0.019,0.0150.010(1.84)(1.25)(1.04)常数项0.072o0.059,0.047,(3.65)(1.75)(1.84)R20.1460.0480.035五、内生性与稳健性检验(一)内生性检验为进一步对变量选择偏差、变量测度误差等原因引起的内生性问题进行处理，借鉴曹翔等(2021)的研究，采用工具变量法，以各城市公园绿地面积(Park)作为低碳城市建设的工具变量进行内生性检验。其合理性在于：一方面，包容性低碳增长主要关注绿色低碳经济发展，城市公园绿地面积增加并不会对包容性低碳增长产生直接影响，符合外生性原则。另一方面，公
40、园绿地面积可以较好反映出当地政府是否重视绿色低碳发展。而对绿色低碳发展重视程度较高的城市获批低碳试点城市的可能性相对更大,满足变量相关性要求。表10为工具变量检验结果。列(1)为第一阶段回归结果，城市公园绿地面积对低碳城市建设的影响显著为正。歹!1(2)为对于包容性低碳增长的第二阶段回归结果，系数值为正且通过1$显著性水平检验。列为对于绿色技术创新的第二阶段回归结果，系数值在瑞显著性水平上为正。此外，工具变量回归Kleibergen-PaaprkLM检验显示拒绝原假设；Cragg-DonaldWaldF统计量大于St。Ck-YogO弱工具变量识别临界值，拒绝原假设。综合上述分析，在充分考虑内生
41、性问题后，前文结论依旧具有较强稳健性。表10工具变量法内生性检验结果(1)(2)(3)变量LowcurbanIggGpPark0.037-(2.48)Lowcurban0.05320.828-(6.86)(9.35)TE0.0470.031*0.042*(3.15)(3.28)(3.54)Human0.0290.0290.028“(3.45)(2.91)(3.56)FDI0.025*0.023E0.027(3.59)(2.97)(3.24)0.018E0.024E0.021(3.27)(3.14)(3.94)常数项2.847-(9.05)2.147*(6.36)2.456*(7.23)Klei
42、bergen-PaaprkLM21.421-Cragg-DonaldWaldF24.79216.38注：内为10%的显著性水平Stock-Yogo弱工具变量识别F检蛉的临界值.（二）稳健性检验1 .更换样本我国首批低碳试点城市以省级行政单位为主，数量较少且经济发展水平普遍较高，研究代表性不强。第二批、第三批低碳试点以地级及以上城市为主.并综合考量了试点城市的布局与代表性，具有更好的研究价值。因此为验证低碳城市建设对包容性低碳增长的普适性影响,将首批试点城市剔除，重点考察第二批、第三批低碳试点城市建设效果，结果见表110结果显示，低碳城市建设对包容性低碳增长的影响作用在5$水平上显著为正，绿色技
43、术创新对包容性低碳增长的影响作用在14水平上显著为正。上述结果表明，在剔除部分样本数据后，低碳城市建设对包容性低碳增长的推动作用依旧成立，本文结论具有稳健性。表11更换样本的稳健性检验变量(1)(2)IggLowcurban0.032w(2.07)0.018,w(3.85)TE0.027-0.026*(3.38)(3.09)Human0.0213(2.98)0.018(3.09)FDl0.018(3.25)0.on(5.08)Res0.019E(4.31)0.0122(3.04)常数项0.526*(3.25)0.53917)R20.2410.2052 .更换回归方法进一步更换前文基准回归所采用的随机效应模型，采用固定效应模型与聚类稳健标准误两类方法进行重新回归（见表12）o结果显示,低碳城市建设对包容性低碳增长的回归系数为正，系数值为0.019,通过5舟显著性水平检验。绿色技术创新对包容性低碳增长的回归系数为正.系数值为0.023,通过1$显著性水平检验。由此可知.低碳城市建设与绿色技术创新能够显著正向影响包容性低碳增长的结论是稳健的。表12更换回归方法的稳健性检验(1)(2)变量IggLowcurban0
