馬麗梅，司 璐

（深圳大學(xué)中國經(jīng)濟特區(qū)研究中心，廣東深圳 518060）

2020年9月，中國向世界宣布2030年前實現(xiàn)碳達峰、2060年前實現(xiàn)碳中和的目標(biāo)。這不僅是中國積極應(yīng)對氣候變化的國策，也是基于科學(xué)論證的中長期國家發(fā)展戰(zhàn)略，而發(fā)展可再生能源是實現(xiàn)這一戰(zhàn)略的重要路徑。在新一輪產(chǎn)業(yè)革命的背景下，第三次能源轉(zhuǎn)型已邁入關(guān)鍵性階段，以可再生能源為代表的低碳能源正逐步實現(xiàn)對煤炭和石油的替代，世界主要國家競相加大能源科技研發(fā)投入，國際競爭的焦點也已逐漸轉(zhuǎn)移到低碳技術(shù)價值鏈的控制上。另據(jù)聯(lián)合國環(huán)境規(guī)劃署發(fā)布的報告《城市區(qū)域能源：充分激發(fā)能源效率和可再生能源的潛力》顯示，全球城市能源需求占全球能源需求的70%以上，城市層面的能源應(yīng)對政策是實現(xiàn)能源向可持續(xù)系統(tǒng)轉(zhuǎn)型目標(biāo)的關(guān)鍵所在。因此，從城市層面探尋可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的特征及其驅(qū)動機制對實現(xiàn)中國能源低碳轉(zhuǎn)型及“雙碳”目標(biāo)至關(guān)重要。低碳城市試點政策是2010 年起中國推動城市能源轉(zhuǎn)型與低碳發(fā)展的重要舉措，該政策以建立健全低碳發(fā)展制度、推進能源優(yōu)化利用、加快低碳技術(shù)研發(fā)與應(yīng)用等為重點，為綠色低碳技術(shù)發(fā)展?fàn)I造了良好的創(chuàng)新環(huán)境。該政策的實施是否能夠?qū)稍偕茉醇夹g(shù)創(chuàng)新起到促進作用，對政策實施近10 年的效果進行評估十分關(guān)鍵。基于此，文章采用空間雙重差分法評估城市低碳試點政策對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的影響，助力中國采取更有效的路徑與政策實現(xiàn)碳達峰與碳中和目標(biāo)。

1 文獻綜述與理論基礎(chǔ)

1.1 可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的影響因素研究

可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的研究范圍主要包括風(fēng)能、太陽能、水能、生物質(zhì)能、地?zé)崮芎秃Ｑ竽?，影響因素主要涉及政策和能源兩個維度，其中，政策是驅(qū)動可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的決定性因素［1-2］，而能源維度的影響是可再生能源技術(shù)創(chuàng)新區(qū)別于其他綠色技術(shù)創(chuàng)新的獨有特征。此外，可再生能源技術(shù)創(chuàng)新與其他領(lǐng)域的技術(shù)創(chuàng)新也存在相同的特征，創(chuàng)新活動與經(jīng)濟因素、制度因素密切關(guān)聯(lián)，這些因素包括經(jīng)濟發(fā)展水平、區(qū)域的開放程度、碳金融市場、營商環(huán)境等［3-6］。

從政策維度進行分析，當(dāng)前可再生能源仍是政策驅(qū)動型技術(shù)，政策對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的影響主要表現(xiàn)在三個方面。①政府制定宏觀發(fā)展目標(biāo)及支持政策。政府制定長期或短期的行動計劃，通過目標(biāo)導(dǎo)向的系列支持政策，引導(dǎo)和約束市場主體行為，鼓勵參與者進行可再生能源技術(shù)創(chuàng)新［7-9］。②政府的公共研發(fā)投入。諸多研究表明，公共研發(fā)資金及行業(yè)補貼對可再生能源行業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生顯著正向影響［10］。Plank 等［11］基于2006—2015 年德國596 家光伏企業(yè)和852 家風(fēng)能企業(yè)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，公共研發(fā)投入對企業(yè)專利申請量產(chǎn)生顯著正向影響。③環(huán)境規(guī)制。根據(jù)“波特假說”［12］，嚴(yán)格的環(huán)境法規(guī)可以鼓勵創(chuàng)新和效率。環(huán)境規(guī)制對于可再生能源技術(shù)創(chuàng)新（通常將其納入到綠色技術(shù)創(chuàng)新框架下）的影響研究逐漸聚焦于更加微觀的企業(yè)層面，大部分研究結(jié)論支持波特假說，也有部分研究認(rèn)為在不同時間、行業(yè)、地區(qū)或政策類型下環(huán)境規(guī)制的影響存在異質(zhì)性和不確定性［13-14］。

從能源維度進行分析，影響因素主要包括化石能源價格、可再生能源裝機容量、能源結(jié)構(gòu)和電力消費量等。化石能源價格（特別是石油價格）通常會對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生顯著影響。在研究對象為發(fā)達經(jīng)濟體的文獻中，該影響為正［15-16］；而在研究對象為中國的文獻中，該影響不顯著甚至為負(fù)［3，17］。能源技術(shù)變革常常受到“干中學(xué)”效應(yīng)影響，可再生能源裝機容量被視為考察“干中學(xué)”效應(yīng)影響技術(shù)創(chuàng)新的核心變量，但“干中學(xué)”效應(yīng)往往在能源轉(zhuǎn)型的中后期發(fā)揮重要作用［18］。能源結(jié)構(gòu)可以反映一國（或地區(qū)）能源低碳轉(zhuǎn)型的進程，能源低碳轉(zhuǎn)型進展較快的國家，為可再生能源技術(shù)創(chuàng)新創(chuàng)造了良好的外部環(huán)境，更有利于創(chuàng)新水平的進一步提升［2，18］。Jiang 等［19］研究發(fā)現(xiàn)較高的電力需求對可再生能源市場規(guī)模產(chǎn)生影響，并最終引致創(chuàng)新。

綜上所述，在研究對象上，現(xiàn)有針對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的研究大多基于跨國數(shù)據(jù)、中國整體以及省級數(shù)據(jù)的分析，將研究數(shù)據(jù)細化到城市層面的討論還相對較少；在研究方法上，主要從時間維度考慮能源轉(zhuǎn)型及其創(chuàng)新的影響因素，但沒有充分將時間特征與空間特征相結(jié)合，特別是對地區(qū)之間的空間溢出效應(yīng)考慮不夠。因此，有必要基于現(xiàn)有研究成果，充分考慮空間效應(yīng)，對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動機制展開更為深入的研究。

1.2 低碳城市試點政策驅(qū)動可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的作用機理

低碳城市試點政策并非單一的政策工具，而是系列具有協(xié)同效應(yīng)的政策組合。這些政策組合對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響的路徑主要包括兩種方式（圖1）：一是直接效應(yīng)途徑，試點城市通過自身的低碳政策產(chǎn)生影響；二是空間效應(yīng)途徑，試點城市通過空間作用機制產(chǎn)生影響。

圖1 低碳城市試點政策驅(qū)動可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的作用機理

在直接效應(yīng)上，試點城市的作用機制主要包括：①低碳試點城市制定可再生能源發(fā)展規(guī)劃及實施針對技術(shù)研發(fā)的可再生能源政策?？稍偕茉窗l(fā)展規(guī)劃（如可再生能源發(fā)展目標(biāo)、固定上網(wǎng)電價機制等）通過拉動可再生能源消費及需求，間接誘發(fā)可再生能源技術(shù)創(chuàng)新；針對技術(shù)研發(fā)的可再生能源政策（如政府研發(fā)投入、示范項目和專項基金等）從供給側(cè)給予可再生能源產(chǎn)業(yè)支持，彌補可再生能源產(chǎn)業(yè)發(fā)展初期存在的市場失靈現(xiàn)象，直接激發(fā)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新潛力［6］。②低碳試點城市致力于推動城市工業(yè)、建筑業(yè)及交通業(yè)的低碳化發(fā)展，在低碳城市持續(xù)推進行業(yè)能源轉(zhuǎn)型的過程中，將誘發(fā)各行業(yè)與可再生能源技術(shù)相關(guān)的創(chuàng)新［20］。③更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制。低碳城市試點政策使地方政府承擔(dān)了更大的碳減排壓力，一方面城市對傳統(tǒng)的化石能源需求將逐漸減少，轉(zhuǎn)向排放更少且可持續(xù)的可再生能源；另一方面，企業(yè)更有動力進行與可再生能源相關(guān)的技術(shù)研發(fā)，以達到規(guī)制要求的碳排放水平，同時減緩或補償企業(yè)的環(huán)境成本［21-22］。

在空間效應(yīng)上，試點城市的作用機制主要包括：①通過模仿地理及經(jīng)濟上相鄰試點城市的低碳行為，促進可再生能源技術(shù)創(chuàng)新。自2012年黨的十八大提出統(tǒng)籌推進“五位一體”總體布局以來，生態(tài)文明建設(shè)日益突出；2014年，被稱為“史上最嚴(yán)厲”的《環(huán)境保護法》修訂通過，這意味著對地方政府的環(huán)境治理責(zé)任進一步強化，地方官員圍繞GDP增長展開的晉升錦標(biāo)賽模式中環(huán)境指標(biāo)的權(quán)重正逐步提升［23-24］。地方政府官員具有強烈的內(nèi)在動力模仿地理及經(jīng)濟上相鄰試點城市的低碳行為，推動可再生能源技術(shù)創(chuàng)新，以實現(xiàn)環(huán)境質(zhì)量的改善。②試點政策加強了可再生能源技術(shù)創(chuàng)新要素的跨區(qū)域流動，提升了城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的綜合能力。創(chuàng)新活動在創(chuàng)造和積累知識時能夠產(chǎn)生技術(shù)溢出［25］，低碳城市政策加速了城市間創(chuàng)新活動的模仿及合作進程，使可再生能源相關(guān)領(lǐng)域的創(chuàng)新研發(fā)要素流動更具效率。

綜上所述，對于中國而言，基于城市層面的地方政府行為是推動能源轉(zhuǎn)型最基礎(chǔ)、最關(guān)鍵的決策單元，且地方政府行為要受到鄰近城市或經(jīng)濟發(fā)展水平相近城市的影響，即存在顯著的空間特性。文章在充分考慮空間效應(yīng)的基礎(chǔ)上展開問題研究，可能的創(chuàng)新點包括兩個方面：一是將研究視角聚焦于更具代表性的綠色技術(shù)創(chuàng)新——可再生能源技術(shù)創(chuàng)新，評估低碳城市試點政策對其產(chǎn)生的政策效應(yīng)；二是研究數(shù)據(jù)細化到城市層面，將研究方法由傳統(tǒng)計量領(lǐng)域擴展到空間計量領(lǐng)域，采用空間雙重差分法進行政策效應(yīng)評估，探索城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的時空演變特征。

2 變量選取及模型構(gòu)建

2.1 變量說明

2.1.1 被解釋變量

文章選用可再生能源專利授權(quán)量衡量可再生能源技術(shù)創(chuàng)新［5，17，26］。城市可再生能源專利數(shù)據(jù)來源于中國國家知識產(chǎn)權(quán)局專利檢索和分析系統(tǒng)。由于該系統(tǒng)網(wǎng)站爬取難度高，難以實現(xiàn)數(shù)據(jù)的批量獲取，故通過人工輸入國際專利分類號、申請人地址及公開（公告）日三種語句，進行逐條搜索，最終獲取2010—2019 年中國285 個城市（未包括海東市、吐魯番市、哈密市、畢節(jié)市、銅仁市、三沙市、儋州市和拉薩市，亦未涉及香港、澳門、臺灣地區(qū)）已授權(quán)的可再生能源專利數(shù)據(jù)共367 513 條。可再生能源技術(shù)的國際專利分類號根據(jù)世界知識產(chǎn)權(quán)組織（WIPO）發(fā)布的“國際專利分類綠色清單”整理得到。

2.1.2 核心解釋變量

核心解釋變量為“當(dāng)年是否為低碳試點城市”的虛擬變量（treat）。低碳城市試點政策自2010 年起正式實施，并由國家發(fā)展改革委持續(xù)推進，于2012 年、2017 年相繼納入第二批、第三批成員，已有71 個城市位于低碳城市試點行列（表1）。對低碳城市試點政策的時間點進行如下處理：①由于首批低碳城市試點政策于2010 年7月實施，與第二批試點的干預(yù)時間（2012 年11 月）較為相近，且首批試點政策因初次實施可能發(fā)揮作用相對緩慢。因此，將前兩批試點城市合并，將2012 年作為第一個時間節(jié)點［20］。②2017 年1 月，國家發(fā)展改革委在《關(guān)于開展第三批國家低碳城市試點工作的通知》中指出，2017—2019 年試點任務(wù)需取得階段性成果，并于2020年逐步在全國范圍內(nèi)推廣。這里認(rèn)為第三批試點工作可以在2019 年前產(chǎn)生影響。因此，將2017 年作為第二個時間節(jié)點。

表1 低碳城市試點政策進程

2.1.3 控制變量

考慮到城市層面的其他因素可能對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生潛在影響，選取一系列城市層面的其他因素作為控制變量，主要包括能源因素［18-19］、除低碳試點政策以外的其他政策因素［10-12，27-29］及經(jīng)濟因素［3-6］。各變量測度方式及描述性統(tǒng)計見表2。PM2.5數(shù)據(jù)來源于達爾豪斯大學(xué)大氣成分分析組（Atmospheric Composition Analysis Group）公布的NASA 柵格數(shù)據(jù)，運用ArcGIS 軟件解析為中國285個城市PM2.5的年均值濃度。其他控制變量數(shù)據(jù)均來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，個別年份缺失數(shù)據(jù)采用平均增長率法補齊。

表2 變量測度及描述性統(tǒng)計

2.2 模型設(shè)定

2.2.1 雙重差分模型

文章所要研究的問題是，低碳城市試點政策是否有效地提升了城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新水平。利用這一試點政策作為“準(zhǔn)自然實驗”，將2012年和2017 年作為試點政策的時間節(jié)點，構(gòu)建雙重差分模型進行基準(zhǔn)回歸分析，模型具體設(shè)定為：

其中：i代表城市；t表示年份；y表示可再生能源創(chuàng)新水平；treat表示“是否為低碳試點城市”與“低碳城市試點時間”的交叉項；x表示一系列控制變量；μ表示城市固定效應(yīng)；ε表示隨機擾動項。由于專利授權(quán)需要經(jīng)歷較長的周期，當(dāng)年的授權(quán)量在現(xiàn)實中更可能受到上一年政策的影響。因此，將解釋變量與控制變量全部滯后一期進行分析。文章關(guān)注的系數(shù)為α1，若α1顯著為正，則表示試點政策促進了城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新。

2.2.2 空間雙重差分模型

雙重差分法適用性的關(guān)鍵假設(shè)是個體處理穩(wěn)定性假設(shè)［30］，即對某個體的處理作用并不隨其他個體的處理與否而改變，若違反個體處理穩(wěn)定性假設(shè)，將會導(dǎo)致雙重差分估計無效。相較于雙重差分模型，空間雙重差分模型不僅能夠充分控制變量之間可能存在的空間相關(guān)性，即控制對某個體處理作用隨其他個體處理與否而改變的部分，以及潛在的具有空間影響的遺漏變量，而且能夠通過參數(shù)檢驗進一步從直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)以及總效應(yīng)三個方面對平均處理效應(yīng)進行分解。參照Dubé 等［31］的推導(dǎo)過程，構(gòu)建三類空間雙重差分模型。

空間滯后雙重差分模型（SAR-SDID）：

空間誤差雙重差分模型（SEM-SDID）：

空間杜賓雙重差分模型（SDM-SDID）：

其中，變量符號同式（1）一致。W為空間權(quán)重矩陣，選取兩種空間權(quán)重矩陣構(gòu)建中國285個城市的空間關(guān)系：一是地理距離權(quán)重矩陣Wd，以空間截面單元經(jīng)緯度距離的倒數(shù)來構(gòu)建；二是經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣We，其元素用i地區(qū)與j地區(qū)樣本期GDP 年均值絕對差值的倒數(shù)來構(gòu)建?？臻g權(quán)重矩陣W與不同變量的結(jié)合（Wtreat、Wμ和Wy）代表周邊城市該變量的平均效應(yīng)對本市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的空間影響。

3 實證分析

3.1 空間相關(guān)性分析

文章運用全局Moran’sI指數(shù)作為全局空間自相關(guān)指標(biāo)，考察中國285個城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的空間相關(guān)性。全局Moran’sI指數(shù)的表達式為：

其中：n為城市數(shù)；xi和xj分別表示i城市與j城市的可再生能源專利授權(quán)量為樣本方差；Wij為空間權(quán)重矩陣的元素，選用地理距離權(quán)重矩陣Wd進行分析。

由計算結(jié)果可知，中國285個城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的全局Moran’sI指數(shù)由0.007（2010 年）上升至0.027（2019 年），且均通過顯著性檢驗。這表明中國285 個城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新存在顯著為正的空間相關(guān)性，即城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新總體表現(xiàn)為創(chuàng)新能力強（弱）的城市被創(chuàng)新能力強（弱）的城市包圍，呈現(xiàn)“高-高”聚集（“低-低”聚集）的空間組織模式。

3.2 基于雙重差分模型的政策效果分析

3.2.1 平行趨勢檢驗

雙重差分要求處理組和控制組滿足平行趨勢假設(shè)，以確保估計量的無偏性。參考Beck 等［32］的做法，設(shè)定如下模型進行平行趨勢檢驗：

其中：policyi，t±n分別表示政策實施前后n年的虛擬變量，以城市獲批低碳試點城市當(dāng)年為界，考察試點政策實施前5 年和后5 年城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的變化趨勢。若policyi，t-n系數(shù)不顯著，則表明雙重差分所選取的處理組和控制組具有平行趨勢；若policyi，t+n系數(shù)顯著，則說明低碳城市試點政策影響效應(yīng)明顯。由圖2可知，雙重差分模型通過平行趨勢檢驗。

圖2 平行趨勢檢驗

3.2.2 雙重差分模型回歸結(jié)果

表3匯報了雙重差分模型的分步回歸結(jié)果。表3 模型1匯報不加入任何控制變量的情況下，低碳城市試點政策對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的政策效應(yīng)；表3模型2-模型7匯報在逐步考慮其他控制變量情況下的政策效應(yīng)。由表3 的模型1—模型7 可知，在控制相關(guān)變量及城市固定效應(yīng)后，低碳城市試點政策treat的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，且系數(shù)隨逐漸加入控制變量有所減小。由表3的模型7可知，低碳城市試點政策對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的估計系數(shù)約為2.237，即與非試點城市相比，低碳城市試點政策的實施使得試點城市可再生能源技術(shù)專利授權(quán)量提升2.237。由于非試點城市的可再生能源技術(shù)專利授權(quán)量均值為90.768，表明低碳城市試點政策使城市可再生能源技術(shù)專利授權(quán)量提升了約2.465個百分點。

3.3 基于空間雙重差分模型的政策效果分析

3.3.1 空間雙重差分模型的回歸結(jié)果

表4匯報了基于地理距離權(quán)重矩陣Wd和經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣We的空間模型回歸結(jié)果。由表4 可知，三類空間模型的政策效應(yīng)估計結(jié)果（treat的系數(shù)）均在1%水平上顯著為正，與雙重差分模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果保持一致。這表明在控制變量的空間相關(guān)性后，試點政策推動可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的結(jié)論仍然成立。

從各變量的空間滯后項回歸系數(shù)看，空間溢出效應(yīng)顯著存在，主要表現(xiàn)在三個方面：①對于低碳城市試點政策treat的空間滯后變量W×treat，在基于Wd、We估計的SDMSDID模型中，其系數(shù)分別在5%、1%水平上顯著為正，表明低碳城市試點政策存在空間效應(yīng)，地理距離或經(jīng)濟距離相近的城市若實施試點政策，將對本地的可再生能源技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極作用；②對于誤差項的空間滯后項W×μ，在基于Wd、We估計的SEM-SDID模型中，其系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明隨機擾動因素存在空間溢出效應(yīng)，地理距離或經(jīng)濟距離相近城市的未觀測因素會對本地可再生能源技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生積極的影響；③對于可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的空間滯后變量W×y，基于We估計的SAR-SDID模型與基于Wd、We估計的SDM-SDID模型中，其系數(shù)均在1%水平上顯著為正，表明可再生能源技術(shù)創(chuàng)新存在空間溢出效應(yīng)，地理距離或經(jīng)濟距離相近城市的可再生能源技術(shù)創(chuàng)新可以促進本地的可再生能源技術(shù)創(chuàng)新。

綜上所述，空間效應(yīng)對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新作用明顯，這種空間效應(yīng)不僅表現(xiàn)在地理距離上的相近，而且經(jīng)濟發(fā)展水平的相近也會對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生空間影響。

3.3.2 低碳城市試點政策的空間影響效應(yīng)分解

基于空間診斷性檢驗結(jié)果顯示，最優(yōu)的空間計量模型為基于固定效應(yīng)的空間杜賓雙重差分模型（SDMSDID）。為更準(zhǔn)確全面地反映低碳城市試點政策的空間效應(yīng)特征，通過求偏微分的方式，將回歸系數(shù)分解為直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)，具體見表5。

由表5 可知，基于Wd與We的SDM-SDID 模型效應(yīng)分解結(jié)果中：①從直接效應(yīng)看，低碳城市試點政策的直接效應(yīng)均顯著為正，表明低碳城市試點政策對試點城市的可再生能源技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的促進作用。將該系數(shù)與雙重差分基準(zhǔn)回歸結(jié)果對比發(fā)現(xiàn)，空間雙重差分模型低碳城市試點政策的直接效應(yīng)更小，說明雙重差分模型估計由于忽略空間依賴性，可能高估了低碳城市試點政策的直接效應(yīng)。②從空間溢出效應(yīng)看，試點政策實施所帶動的可再生能源技術(shù)創(chuàng)新空間溢出效應(yīng)占總效應(yīng)的50%以上，進一步印證了低碳城市試點政策實施所帶來的空間溢出效應(yīng)對城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的重要貢獻。③從空間權(quán)重矩陣看，基于Wd的空間溢出效應(yīng)明顯大于We的空間溢出效應(yīng)，表明地理距離更有利于低碳城市試點政策發(fā)揮空間作用。

表5 SDM-SDID模型的直接效應(yīng)、空間溢出效應(yīng)和總效應(yīng)

3.4 穩(wěn)健性檢驗

（1）傾向得分匹配。為進一步控制低碳試點城市與非試點城市之間的潛在差異，選用傾向得分匹配雙重差分法（PSM-DID）緩解選擇性偏差以及由此導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。具體做法為：①運用Logit 回歸方法依次計算每個城市成為處理組的概率，得到全樣本的傾向得分；②選用適合的匹配方法，為處理組城市尋找與其傾向得分值最相近的城市作為其控制組，這里選取無放回的一對一最近鄰匹配和馬氏距離匹配方法進行匹配，同時剔除不匹配的樣本；③采用匹配后的控制組和處理組進行雙重差分估計?；赑SM-DID的實證結(jié)果與表3基本一致。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（2）安慰劑檢驗。為避免遺漏其他重要變量導(dǎo)致估計結(jié)果偏誤，文章從樣本中隨機抽取低碳試點城市對主要模型進行安慰劑檢驗，并重復(fù)1 000 次以避免其他小概率事件對結(jié)果造成干擾。具體操作思路為：①從285個城市中隨機選取71個試點城市，將其設(shè)定為“偽”處理組，其余城市設(shè)定為非試點城市，構(gòu)建安慰劑檢驗的政策變量，并生成“偽”數(shù)據(jù)集。②對“偽”數(shù)據(jù)集進行回歸。由于“偽”處理組是隨機生成的，因此政策系數(shù)估計值理論上為0，否則表明模型設(shè)定存在偏誤?；诎参縿z驗的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，回歸系數(shù)的均值接近于0，顯著異于原估計系數(shù)值，表明估計結(jié)果未受到遺漏變量的影響。

此外，文章也進行了解釋變量滯后二期、樣本縮尾處理、采用經(jīng)濟地理嵌套的復(fù)合空間權(quán)重矩陣等一系列針對空間雙重差分的穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果均與表4結(jié)果基本一致，進一步驗證了模型的穩(wěn)健性。

表4 空間雙重差分模型回歸結(jié)果

3.5 異質(zhì)性分析

3.5.1 考察城市經(jīng)濟規(guī)模的異質(zhì)性

為了考察低碳城市試點政策的影響在不同經(jīng)濟規(guī)模城市間是否存在差異，參照世界銀行按收入水平劃分的國別分類標(biāo)準(zhǔn)，結(jié)合中國實際情況，以人均GDP為基礎(chǔ)指標(biāo)，將城市劃分為低于5萬元、5萬～10萬元、高于10萬元三類組別。運用空間杜賓雙重差分模型進行分析，回歸結(jié)果見表6。由表6 可知，低碳城市試點政策對人均GDP低于5 萬元的城市創(chuàng)新驅(qū)動作用最弱，對人均GDP 在5 萬～10 萬元的城市創(chuàng)新驅(qū)動作用最強?？赡艿脑蛟谟冢寒?dāng)經(jīng)濟規(guī)模達到一定程度時（如人均GDP 高于10 萬元），其本身的可再生能源技術(shù)創(chuàng)新能力已積累到較高水平，此時受低碳試點政策的邊際影響較小，可再生能源技術(shù)創(chuàng)新對其他城市的輻射（或溢出）作用更強，而鄰近地區(qū)對這類城市的影響作用有限（表現(xiàn)為W×treat不顯著）。對于經(jīng)濟規(guī)模較小的城市，相比于經(jīng)濟規(guī)模較大的城市，其自身創(chuàng)新基礎(chǔ)較薄弱，使低碳試點政策的正向影響不能得到更充分的發(fā)揮，因此，影響效果低于經(jīng)濟規(guī)模較大的城市。

表6 城市經(jīng)濟規(guī)模SDM-SDID模型回歸結(jié)果

3.5.2 考察經(jīng)濟集聚區(qū)域的異質(zhì)性

京津冀城市群、長江經(jīng)濟帶以及粵港澳大灣區(qū)是中國重要的三大戰(zhàn)略區(qū)域。為了考察低碳城市試點政策在不同經(jīng)濟集聚區(qū)域內(nèi)可能呈現(xiàn)的差異化特征，對京津冀城市群、長江經(jīng)濟帶和粵港澳大灣區(qū)分別進行分析。在數(shù)據(jù)處理時，由于長江經(jīng)濟帶包含108 個城市，與京津冀城市群、粵港澳大灣區(qū)的規(guī)模不對等，因此將其細化為長三角城市群、長江中游城市群和成渝城市群分別進行分析。此外，由于中國香港、澳門存在部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失及統(tǒng)計口徑差異，因此以珠三角城市群及廣東省其他城市作為粵港澳大灣區(qū)的代理樣本進行研究?；诳臻g杜賓雙重差分模型的回歸結(jié)果顯示（表7）：①對于京津冀城市群而言，低碳城市試點政策的影響只有基于We的直接效應(yīng)顯著，基于Wd的直接效應(yīng)及基于兩種權(quán)重矩陣的空間溢出效應(yīng)均不顯著。②對于長江經(jīng)濟帶而言，長三角城市群及成渝城市群低碳城市試點政策的直接效應(yīng)均顯著，但在空間溢出效應(yīng)結(jié)果中，只有基于We的政策效應(yīng)顯著，基于Wd的政策效應(yīng)不顯著；而長江中游城市群的政策直接效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)均顯著。③對于粵港澳大灣區(qū)而言，政策的直接效應(yīng)及空間溢出效應(yīng)均顯著。綜上所述，長江經(jīng)濟帶與粵港澳大灣區(qū)的低碳試點政策形成了良好的協(xié)同作用，而京津冀城市群的空間溢出效應(yīng)不顯著，可能的原因在于區(qū)域內(nèi)城市發(fā)展行政主導(dǎo)因素過強，區(qū)域間的空間協(xié)同效應(yīng)仍存在較大的行政壁壘障礙。

表7 經(jīng)濟集聚區(qū)域SDM-SDID模型回歸結(jié)果

4 結(jié)論與政策建議

文章基于中國285 個城市2010—2019 年2 850 個觀測值的面板數(shù)據(jù)，運用空間雙重差分法考察低碳城市試點政策對可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的影響效應(yīng)。主要結(jié)論包括：①采用全局Moran’sI指數(shù)進行統(tǒng)計分析發(fā)現(xiàn)，中國城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新呈現(xiàn)“高—高”型（“低—低”型）空間分布模式，中國可再生能源技術(shù)創(chuàng)新具有顯著為正的空間相關(guān)性；②空間雙重差分結(jié)果表明，低碳城市試點政策對城市可再生能源技術(shù)創(chuàng)新具有顯著的空間溢出效應(yīng)，這種空間效應(yīng)同時受到來自地理上相近城市以及經(jīng)濟發(fā)展水平相近城市的影響，且地理相近城市發(fā)揮的空間作用相對較大；③基于城市經(jīng)濟規(guī)模的異質(zhì)性分析結(jié)果表明，低碳城市試點政策對人均GDP 低于5 萬元的城市創(chuàng)新驅(qū)動作用最弱，對人均GDP 在5 萬～10 萬元的城市創(chuàng)新驅(qū)動作用最強；④基于城市經(jīng)濟集聚區(qū)域的異質(zhì)性分析結(jié)果表明，長江經(jīng)濟帶與粵港澳大灣區(qū)的低碳城市試點政策形成了良好的協(xié)同作用。

基于此，文章提出如下政策建議：①繼續(xù)擴大低碳試點城市范圍，從供需兩側(cè)共同發(fā)力推動可再生能源行業(yè)健康發(fā)展。低碳城市試點政策的實施，有效地推動了中國可再生能源技術(shù)創(chuàng)新，因此，繼續(xù)擴大低碳試點城市范圍，推動可再生能源行業(yè)健康發(fā)展，需要供需兩側(cè)共同發(fā)力。在需求側(cè)，制定可再生能源發(fā)展中長期規(guī)劃、更加嚴(yán)格的環(huán)境規(guī)制措施，促使企業(yè)和居民增加可再生能源電力需求，間接誘發(fā)可再生能源技術(shù)創(chuàng)新水平的提升；在供給側(cè)，積極推進可再生能源配額制和綠色電力證書交易方式，通過更加市場化的機制緩解可再生能源企業(yè)的財政困境，使企業(yè)加大可再生能源項目的投資和研發(fā)投入，直接推動可再生能源技術(shù)創(chuàng)新。②重視可再生能源技術(shù)創(chuàng)新的空間效應(yīng)，強化城市間的分工合作與協(xié)同發(fā)展。對于具有較強創(chuàng)新能力的城市，應(yīng)集中創(chuàng)新資源強化基礎(chǔ)研究和原始創(chuàng)新，使其成為創(chuàng)新的動力源和溢出源。對于創(chuàng)新能力較弱、創(chuàng)新環(huán)境有待提高的城市，應(yīng)重點考慮如何與中心城市的聯(lián)動發(fā)展，在技術(shù)轉(zhuǎn)化和產(chǎn)業(yè)化方面集聚創(chuàng)新資源，形成區(qū)域創(chuàng)新空間梯度，避免盲目的創(chuàng)新投入導(dǎo)致研發(fā)資源錯配。此外，經(jīng)濟發(fā)展水平相近的城市，也可互相借鑒可再生能源技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展經(jīng)驗，達到互利共贏的局面。