低碳城市建設促進新質生產力發展的效應與機制研究

DOI：10.3969/j.issn.1004-910X.2025.09.002 ［中圖分類號］F205；F014.1 [文獻標識碼]A

引言

生產力是社會發展的基石，生產力發展的規律就是先進生產力取代落后生產力，新生產力不斷取代舊生產力，從而實現生產力現代化的過程[1]。2023年9月，習近平總書記在新時代推動東北全面振興座談會上提出“新質生產力”的概念，并在2024年中共中央政治局第十一次集體學習中強調，“發展新質生產力是推動高質量發展的內在要求和重要著力點，必須繼續做好創新這篇大文章，推動新質生產力加快發展”。新質生產力是社會生產力整體躍升的必然結果，是推動高質量發展與社會主義現代化進程的必然要求。當下，中國的半導體、高端芯片制造等高精尖技術發展受到限制，對新質生產力發展產生了一定阻礙，在這樣的現實情境下，如何以科技創新率先布局戰略性新興產業與未來產業，加快形成并發展新質生產力，從而在新一輪科技革命中獲得關鍵優勢，已成為新時代發展中的重大理論與現實命題。

綠色低碳是高質量發展的必然要求，同時也是新質生產力發展的主要特征之一。黨的二十屆三中全會指出，要“因地制宜發展新質生產力，加快培育外貿新動能，扎實推進綠色低碳發展”。在中共中央政治局第十一次集體學習中，習近平總書記明確指出，“綠色發展是高質量發展的底色，新質生產力本身就是綠色生產力”。隨著“雙碳”目標的深入推進，中國經濟社會低碳化轉型趨勢逐步加快，為充分發揮城市在綠色低碳轉型中的主觀能動性，改變城市長久以來高能耗、高排放的產業結構，建設以綠色低碳為特征的產業體系，低碳城市建設勢在必行。那么，在如今新質生產力發展的關鍵時期，低碳城市建設能否加快發展新質生產力，其作用機制如何，這一問題值得深入研究。

新質生產力是創新起主導作用，擺脫傳統經濟增長方式、生產力發展路徑，具有高科技、高效能、高質量特征，符合新發展理念的先進生產力質態[2]。關于新質生產力，目前的研究主要集中于其內涵特征與影響因素。（1）關于新質生產力的內涵特征，任保平（2024）通過分析發現，形成新質生產力必須遵循生產力現代化的規律和趨勢，構建包括科技創新體系、現代化產業體系、綠色生產力體系和相應的生產關系體系在內的新質生產力體系；（2）關于新質生產力的影響因素，現有研究在科技創新、綠色發展與數字化轉型等方面進行了解讀。在科技創新方面，中國社會科學院經濟研究所課題組（2024）3認為，科技創新是新質生產力的重要影響因素，科技創新引領技術革命性突破，促進生產要素創新性配置，引發產業深度轉型升級，從而催生出新質生產力。在綠色發展方面，齊承水（2024）[4指出，綠色技術創新是新質生產力綠色發展的重要保障。在數字化轉型方面，現有研究分別從數字產業發展[2]、數據要素賦能[5]、企業數智化轉型[6等方面進行深入分析，表明數字化轉型是新質生產力發展的關鍵引擎。

關于低碳城市建設的影響效應，現有文獻在低碳城市建設對技術創新和產業發展兩個方面的影響進行了相關探討。（1）低碳城市建設能夠顯著增加企業的技術創新活動。Porter和Linde（1995）[7]Berrone（2013）[8]對波特假說進行了研究，認為合理的環境規制能夠產生創新補償效益，提升企業的生產率及綠色技術創新水平。徐佳和崔靜波（2020）9指出，命令控制型政策工具是試點政策促進企業綠色技術創新的主要路徑。熊廣勤等（2020）[0]發現，低碳城市試點政策可以顯著推動東西部試點城市內高碳排放企業的綠色技術創新；（2）低碳城市建設能夠促進產業的低碳轉型以及可持續發展。唐哲等（2025）[11]認為，低碳城市試點政策能夠對低碳企業的進入退出產生顯著影響，并提高新進入企業中低碳企業的占比，推動了試點城市的產業低碳轉型。Tang等（2018）[12]提出，低碳城市建設會對能源密集型產業的發展產生抑制作用，促進產業的低碳轉型。閆里鵬和牟俊霖（2023）[13]研究發現，低碳城市建設能夠顯著提高第三產業的勞動力就業水平，促進城市第三產業發展。

從上述文獻中可以看出，技術創新、綠色發展和數字化轉型共同促進了新質生產力的發展，而低碳城市建設對綠色技術創新以及綠色全要素生產率等方面具有顯著的促進作用。然而，低碳城市建設促進新質生產力發展的效應如何存在較大的探索空間，這一研究既能夠進一步明確低碳城市建設的經濟社會后果，也能夠拓寬新質生產力發展路徑，為新質生產力發展找到抓手。相較于現有研究，（1）本文將低碳城市建設和新質生產力發展置于同一分析框架，基于低碳城市試點政策設計準自然實驗，深度分析了低碳城市建設對新質生產力發展的影響，并且解釋了試點政策的空間溢出效應；（2）本文按照城市的不同區位、不同資源稟賦以及不同碳排放強度將其進行分類，系統性分析了低碳城市建設對不同類別城市新質生產力發展的差異性影響，明確了城市新質生產力發展的異質性效能；（3）從綠色技術創新、產業集聚水平和綠色金融發展水平3條路徑，識別出低碳城市建設影響新質生產力發展的內在機制，以及財政分權這一調節機制，為進一步厘清低碳城市建設對新質生產力發展的影響渠道提供了可能性選擇。

1政策背景與研究假設

1.1 政策背景

在氣候變化和溫室氣體排放等問題逐漸成為人類面臨的重大挑戰的現實背景下，2010年7月，國家發改委發布了《關于開展低碳省區和低碳城市試點工作的通知》，正式啟動了低碳城市試點政策，并確定了第一批試點，覆蓋范圍為5省8市，并分別于2012年11月和2017年1月確定了第二批和第三批試點名單，覆蓋范圍分別為1省29市和45個城市。低碳城市試點政策對低碳發展戰略的推廣具有重要意義。

1.2 研究假設

低碳城市建設的過程中會同時促進高科技產業發展、提升綠色發展水平以及加快企業數字化轉型，從而提高新質生產力的發展水平。

低碳城市建設會通過推動綠色技術創新促進新質生產力發展。（1）低碳城市建設會推動城市的綠色技術創新。政府通過環境規制實現“波特假說”，倒逼企業進行原有技術的綠色升級以及新綠色技術的研發，并通過提高企業綠色技術門檻，增加市場上高綠色技術水平企業的比例[11];（2）綠色技術創新水平的提高能夠促進新質生產力的發展。企業綠色技術創新水平的提高能夠吸引大量的高技術人才，為戰略性新興產業、未來產業的孵化打下堅實的基礎。同時，綠色技術創新有助于傳統產業價值鏈的躍遷和新興業態的孵化，促進新質生產力的發展。

低碳城市建設會通過提升產業集聚水平促進新質生產力的發展。（1）低碳城市建設能夠提升城市的產業集聚水平。低碳城市建設會吸引高校和科研機構入駐，形成知識共享網絡，吸引戰略性新興產業在空間上集中，并通過新型基礎設施建設實現生產要素集聚，促使低碳產業鏈條延鏈增鏈，加速產業集聚；（2）產業集聚水平的提高會促進新質生產力的發展。在產業集聚的過程中，企業通過技術協同網絡實現創新資源的深度整合，為戰略性新興產業發展提供堅實的技術基底，并通過推動生產要素向新型要素轉型，為新質生產力發展注入高階動能。

低碳城市建設會通過提高綠色金融發展水平促進新質生產力的發展。（1）低碳城市建設會促進綠色金融的發展。在“雙碳”目標下，綠色金融政策具有顯著的碳減排效應[14]，其提高了重污染企業的融資難度和融資成本，促使重污染企業縮減生產規模，因此政府會積極出臺相關政策，促進綠色金融發展，強化低碳城市建設；（2）綠色金融的發展會提高新質生產力的發展水平。綠色金融的發展會促進金融資源的合理配置，使得高科技、低排放的綠色企業可以獲得額外的金融資源，吸引戰略性新興產業入駐，為新質生產力的發展提供產業支持。

基于以上分析，本文提出假設1和假設2。

H1：低碳城市建設能夠促進新質生產力發展。

H2：低碳城市建設能夠通過推動綠色技術創新、提升產業集聚水平和提高綠色金融發展水平3條途徑促進新質生產力發展。

在低碳城市建設促進城市新質生產力發展的過程中，政府的財政分權起到了顯著的調節作用。單純依靠市場力量難以最大限度地釋放全社會創新潛力，需要政府引導、保障乃至直接參與創新活動，以賦能新質生產力的形成和發展[15]。低碳城市建設中，地方政府會出臺一系列的創新激勵政策，促使產業在進行綠色生產的同時提高新質生產力發展水平。同時，財政分權使政府有更多預算進行數字政府建設，提升政府信息獲取能力，提高政府決策的效率和準確度，使政府在低碳城市建設促進新質生產力發展的過程中起到更多的正向調節作用。基于以上分析，本文提出假設3。

H3：財政分權在低碳城市建設促進新質生產力發展中具有正向調節作用。

2 研究設計

2.1 模型構建

2. 1.1 基準回歸模型

本文將低碳城市試點政策視為一項外生政策沖擊構造準自然實驗，采用多期雙重差分模型進行分析。模型設置如式（1）所示：

式中， NQP_it 代表新質生產力發展水平； did_it= treat_i×post_t ，表示政策虛擬變量，當城市 i 在第 χ_t 年被列為試點城市時取值為1，否則取值為0；Con-trols_it 為一系列控制變量； u_i 代表城市固定效應； v_t 代表時間固定效應； ε_it 代表隨機誤差項。

2.1.2 機制檢驗模型

本文參考牛志偉等（2023）[16]的做法，通過設計四段式中介效應模型進行機制檢驗，模型如式（2）～（4）所示：

v_t+ε_it

式中， MEC_it 為機制變量，其余變量含義與式（1）相同。

2.1.3 調節效應模型

參考江艇（2022）[17]的思路，本文構建如式（5）所示的調節效應模型：

Controls_it+u_i+v_t+ε_it

式中， 為調節變量，其余變量含義與式（1）相同。

2.1.4空間溢出效應模型

為檢驗空間溢出效應是否顯著，本文通過LR檢驗和Wald檢驗，認為應選擇空間杜賓模型

（SDM），如式（6）所示：

式中， w_ij 為經濟地理權重矩陣，其計算方法為 w_ij= （1/各城市之間地理距離絕對值） ×（1/ 各城市 2007～2023 年人均GDP均值之差絕對值），其余變量含義與式（1）相同。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

新質生產力發展水平（NQP）是本文的被解釋變量。參考王寅等（2024）[18]、梁孝成等（2025）[19]的做法，構建的新質生產力發展水平指標體系如表1所示。參考盧江等（2024）[20]的做法，勞動生產效率的計算方法為：勞動生產效率 Σ=Σ （利潤總額 + 在崗職工工資總額）/在崗職工平均人數；參考吳健生等（2014）[21]的做法，利用DMSP/OLS夜間燈光數據將省級能源消費量分解到城市；參考葛力銘等（2024）[22]的做法，采用第三產業產值與第二產業產值之比衡量產業結構高級化；城市創新指數出自復旦大學產業發展研究中心。本文使用熵值法對新質生產力發展水平進行測度，關于熵值法本文不再贅述。

表1新質生產力發展水平的指標體系

2.2.2 核心解釋變量

低碳城市試點政策為本文的核心解釋變量，將低碳城市試點當年及以后年份賦值為1，否則賦值為0，由于前兩批試點城市確定時間均為當年的下半年，考慮到政策的時滯性，參考葛力銘等（2024）[22]的做法，將前兩批試點時間分別設定為2011年和2013年。

2.2.3 機制變量

綠色技術創新水平（ginnov）：參考徐佳和崔靜波（2020）9的做法，采用每萬人中綠色專利申請數量衡量。

產業集聚水平（indust）：參考朱喜安等（2021）[23]的做法，產業集聚水平計算方法如式（7）所示：

式中， X_2it 與 X_3it 分別為城市 i 的第二產業與第三產業增加值， A_it 為城市 i 的行政區域面積；X_2t 與 X_3t 分別為全國第二產業與第三產業增加值，A_t 為國土面積。

綠色金融發展水平（gfinance）：參考張瑞涵和周亞虹（2024）[24]的做法，采用綠色信貸、綠色投資等7個指標構建的綠色金融發展指數衡量。

2.2.4 調節變量

參考何德旭和苗文龍（2021）[25]的做法，財政分權（FD）的計算方法為： FD= 地級市財政收人/（地級市財政收入 + 中央財政收入）。

2.2.5 控制變量

本文參考蔣金荷和丁新興（2024）[26]、顧昕和柳鯤鵬（2024）[27]的做法，選取如下控制變量：（1）市容環境（enwir），采用人均道路清掃保潔面積衡量；（2）政府干預程度（govern），采用地方政府一般預算內支出占GDP比重衡量；（3）基礎設施建設水平（infra），采用城市基礎設施建設固定資產支出占GDP比重衡量；（4）消費水平（consum），采用社會消費品零售總額占GDP比重衡量；（5）對外開放水平（open），采用每萬名戶籍人口擁有的外商投資企業數衡量；（6）人口規模 （pop） ，采用城市人口密度的對數衡量。

2.3數據來源與說明

本文選取 2007～2023 年中國263個地級及以上城市，共計4471個研究樣本，其中實驗組城市114個，控制組城市149個。數據主要來源于2008～2024年《中國城市統計年鑒》、《中國城市建設統計年鑒》、各省（區、市）統計年鑒、國家知識產權局、復旦大學產業發展研究中心、國泰安數據庫，個別缺失值利用移動平均插值法進行補全；為減少極端值對實證結果的影響，對部分數據進行縮尾處理，描述性統計結果如表2所示。

表2描述性統計

3 實證結果與分析

3.1 基準回歸結果

低碳城市建設影響新質生產力發展的估計結果如表3所示。可以看出，無論是否加入控制變量，以及是否控制城市和年份固定效應，核心解釋變量的估計系數均顯著為正，說明低碳城市建設對新質生產力發展具有促進作用，假設1得證。

3.2 穩健性檢驗

3.2.1 平行趨勢檢驗

為檢驗平行趨勢假設是否滿足，本文參考Beck等（2010）[28]的做法，利用事件分析法進行平行趨勢檢驗，繪制 95% 置信區間的試點政策平行趨勢檢驗結果，將-8期之前的時期歸并到第-8期，將8期之后的時期歸并到第8期，為避免多重共線性，將政策實施前一年作為基期并刪除，構建的平行趨勢檢驗模型如式（8）所示：

表3基準回歸結果

注：括號內為聚類穩健標準誤，聚類到城市層面；***、**、*分別表示 1% 、 5% 和 10% 顯著性水平，下同。

圖1為平行趨勢檢驗結果。可以看出，在政策實施前，試點地區與非試點地區的新質生產力發展水平不存在顯著差異，驗證了平行趨勢假設的成立。

圖1平行趨勢檢驗

3.2.2 安慰劑檢驗

本文在總體樣本中按照試點城市數量進行500次隨機抽樣，將抽到的樣本作為“偽處理組”，并按照式（1）進行基準回歸，得到的估計系數分布情況如圖2所示。結果顯示，估計系數集中分布于0點兩側，且估計系數絕對值在基準回歸估計結果（0.0046）的左側，絕大多數估計系數的p值大于0.1000。以上結果證明了實證結果的穩健性。

圖2安慰劑檢驗

3.2.3 PSM-DID

為進一步排除不可觀測因素所帶來的內生性問題，本文使用傾向得分匹配（PSM）方法。使用控制變量作為匹配參考因素，并采用卡尺為0.0500的1：2不放回的卡尺最近鄰匹配方法，匹配前后的傾向得分值如圖3所示。回歸結果如表4中的列（1）所示，可以看出，核心解釋變量的估計系數仍顯著為正。

圖3匹配前后的傾向得分值概率密度函數圖

3.2.4排除其他政策沖擊

為排除同期其他政策對實證結果產生的影響，將新能源示范城市（policy_new）與大數據綜合試驗區（policy_data）的政策虛擬變量分別加入到基準模型中進行回歸，結果如表4中的列（2）、（3）所示。結果表明，在加入政策虛擬變量后，核心解釋變量依舊顯著為正。

此外，在上述穩健性檢驗的基礎上，本文還進行了剔除直轄市樣本、更改政策實施時間、檢驗滯后效應以及排除特殊時期影響等一系列穩健性檢驗，證明了低碳城市建設可以顯著促進新質生產力發展，鑒于篇幅所限，本文不再匯報。

表4穩健性檢驗結果

3.3 異質性檢驗

3.3.1 城市區位異質性

由于中國地域跨度較大，不同地域的經濟發展水平有較大差距，低碳城市試點政策可能會對新質生產力發展產生不同的影響。為研究這一差異是否存在，本文將樣本按照東部、中部和西部三大區位進行劃分①，進行城市區位異質性檢驗，結果如表5所示。可以看出，低碳城市建設對于東、西部地區的新質生產力發展具有顯著正向影響，而對中部地區不顯著。可能的原因在于，新能源、新材料等產業大多聚集在東部地區，低碳城市建設可以顯著促進戰略性新興產業的發展，加速新質生產力的形成；西部地區擁有較為顯著的后發優勢，東數西算等國家重大工程為西部地區輸送了大量算力資源，為新質生產力發展打好了基礎。而中部地區的產業發展較為依賴傳統制造業與農業，戰略性新興產業占比較低，新質生產力發展基礎相對薄弱，因此低碳城市建設對中部城市新質生產力發展的影響不顯著。

表5城市區位異質性檢驗結果

3.3.2資源稟賦異質性

資源型城市與非資源型城市擁有不同的產業結構，低碳城市建設的影響可能會存在較大差異。為研究這一差異是否顯著，本文將樣本分為資源型城市和非資源型城市，分別進行回歸，結果如表6中的列（1）、（2）所示。可以看出，低碳城市建設對非資源型城市的新質生產力發展影響顯著為正，而對資源型城市影響不顯著。可能的原因在于，非資源型城市的產業布局較為靈活，通過低碳城市建設，可以引進大量高科技未來產業，促進產業結構的轉型升級，形成新質生產力的發展基礎。而資源型城市的產業發展存在一定程度上的路徑依賴，導致低碳城市建設難以促進資源型城市產業結構升級，因此對資源型城市的新質生產力發展影響不顯著。

3.3.3 碳排放強度異質性

碳排放強度不同，低碳城市建設的力度和所帶來的影響也不盡相同。為研究這一差異是否顯著，將樣本劃分為高碳排放城市和低碳排放城市，分別進行回歸，結果如表6中的列（3）、（4）所示。可以看出，低碳城市建設對高碳排放城市新質生產力發展具有顯著正向影響，而對低碳排放城市的影響不顯著。原因可能在于，高碳排放城市的工業產業占比往往較高，低碳城市建設對其產業結構升級的促進作用更加明顯，進而提升了新質生產力的發展水平。而低碳排放城市的產業體系中，高科技、低排放的新興產業占比相對較高，新質生產力發展的余地較小，低碳城市建設對新質生產力發展的影響作用不明顯

表6資源稟賦異質性和碳排放強度異質性檢驗結果

4進一步分析：機制檢驗與調節效應分析

4.1 機制檢驗

為驗證前文所述的理論機制，此處使用前文設定的機制檢驗模型進行檢驗，結果如表7～9所示。可以看出，低碳城市建設可以顯著提高綠色技術創新水平、產業集聚水平和綠色金融發展水平，進而促進新質生產力發展；此外，Sobel檢驗中的Z值統計量均顯著為正，1000 次Bootstrap 抽樣檢驗中，置信度為 95% 的置信區間中均未包含0，假設2得證。

4.2 調節效應分析

為了驗證前文所述的調節效應，此處使用前文設定的調節效應模型進行檢驗，結果如表10所示。可以看出，FD與did的交互項估計系數顯著為正，假設3得證。財政分權制度使地方政府在進行低碳城市建設的過程中有足夠的能力積極響應國家號召，促進當地產業結構升級，提前布局戰略性新興產業和未來產業，為新質生產力發展打好堅實的基礎。

5 拓展性分析：空間溢出效應

為進一步分析低碳城市建設對新質生產力發展的空間溢出效應，本文采用前文設定的空間溢出效應模型進行檢驗。運用全局莫蘭指數檢驗城市新質生產力發展水平的空間相關性，結果如表11所示。可以看出，城市新質生產力的發展具有顯著的正向空間相關性。

表7綠色技術創新的機制檢驗結果

表8產業集聚水平的機制檢驗結果

表9綠色金融發展水平的機制檢驗結果

表10調節效應檢驗結果

空間溢出效應檢驗結果如表12中的列（1）所示。可以看出，新質生產力發展水平的空間自回歸系數rho以及 w×did 的估計系數均顯著為正，證明了空間溢出效應的存在。進一步地，本文參考Lesage和Pace（2009）[29]提出的偏微分方法，將低碳城市建設對新質生產力發展的空間溢出效應進行分解，結果如表12中的列（2）～（4）所示。可以看出，直接效應、間接效應和總效應均顯著為正。低碳城市建設的空間溢出效應主要表現為，低碳城市建設所帶來的“優秀者”標簽會增加其影響力，激勵周邊城市向低碳建設城市學習先進經驗，使低碳城市建設具有顯著的空間溢出效應。

表11空間自相關檢驗結果

表12空間溢出效應檢驗結果

6 結論與政策建議

本文以全國263個城市為研究樣本，基于低碳城市試點政策的準自然實驗，采用雙重差分模型實證分析了 2007～2023 年低碳城市建設對新質生產力發展的影響，并識別出其內在機制。結果表明：（1）低碳城市建設能夠顯著促進新質生產力發展，并且通過一系列穩健性檢驗后該結論依舊成立；（2）低碳城市建設促進新質生產力發展的效應具有顯著的異質性，其中，低碳城市建設可以顯著促進東部和西部地區城市、非資源型城市以及高碳排放城市的新質生產力發展，而對中部地區城市、資源型城市和低碳排放城市的新質生產力影響不顯著；（3）低碳城市建設能夠通過推動綠色技術創新、提升產業集聚水平和提高綠色金融發展水平3條途徑促進新質生產力發展，并且財政分權在低碳城市建設促進新質生產力發展中起到了正向調節作用；（4）低碳城市建設對新質生產力發展具有顯著的空間溢出效應。

基于以上研究結論，并結合中國城市的發展實際，提出如下政策建議：（1）在全國范圍內差異化推進低碳城市建設，切實促進新質生產力發展。應綜合考慮各城市的實際情況與差異化特征，深人總結低碳城市建設經驗，找出一條低碳城市建設促進新質生產力發展的可靠路徑；（2）優化低碳城市建設促進新質生產力發展的傳導路徑，疏通作用渠道。推動綠色技術創新，提高產業科技含量，為新質生產力的形成與發展打下堅實的基礎；建設低碳產業園區，吸引戰略性新興產業集聚，為新質生產力發展注人動能；發展綠色金融，積極促進金融資源的合理配置；（3）充分發揮政府財政的正向調節作用。完善財政分權體制，使地方政府能夠充分利用政策優勢，出臺創新激勵政策，增加企業的創新動力；（4）以點帶面，充分發揮低碳城市建設的溢出效應。完善空間布局，全面發揮低碳城市建設的溢出效應，加強低碳建設城市與周邊城市的商業與技術交流，形成良性的合作與競爭關系，加速新質生產力的發展。

注釋：

① 東部地區包括山東、廣東、河北、江蘇、浙江、福建、海南、遼寧、北京、天津、上海11個省（區、市）；中部地區包括安徽、山西、河南、湖北、湖南、江西、吉林、黑龍江8個省（區、市）；其余為西部地區。

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Study on the Effects and Mechanisms of Low-carbon City Construction to Promote the Development of New Quality Productivity

Quasi-natural Experiments Based on Pilot Policies for Low-carbon Cities

Zhang Mingdou1Zhang Ziyu1Wang Chuanchao2 （1. School of Economics，Dongbei University of Finance and Economics，Dalian 116O25，China; 2.School of Finance and Trade，Wenzhou Business College，Wenzhou 325O35，China）

[Abstract]Basedonthequasi-natural experimentof the“Low Carbon CityPilot”policy，thisstudyidentifiestheeffectof low-carboncityconstructiononthedevelopmentofnewqualityproductivitybyusingthemultistagedynamicdiference-indiferencesmodel withasampleof263 prefectural-levelandabovecities inChina，andfurtheranalyzesitsintrinsic mechanismandspatialefet.Theresultsshowthat：（1）low-carboncityconstructioncansignificantlypromotethedevelopmentofnewqualitypro ductivity，andthereliabilityofthisconclusionisverifiedbyaseriesofrobustnesstests.（2）Thereishterogeneityintefectsf low-carboncityconstructiononthedevelopmentofnewqualityproductivityintermsofcitylocation，resourceendowmentandcarbonemisonintensity，inwhichlow-carboncityconstructioncansignificantlypromotethedevelopmentofnewqualityproductivity in cities intheeastandwest，non-resourcecitiesandhigh-carbonemisioncities.（3）Low-carboncityconstructioncanpromote thedevelopmentofnewqualityproductivitythroughtheepaths：promotinggreentechnologicalinovation，enancingthelevelof industrialaglomeration，andimprovingthdevelopentlevelofgeenfinance，andfiscaldecetralizationasasignificatposiie moderating effect in promoting the development of newquality productivityin low carboncityconstruction．（4）Low carbon city constructionhasobviousspatialspiloverfectsontheevelopmentofnewqualityproductivity，andithassignificantprootion efectsonthedevelopmentofnewqualityproductivityinpilotcitiesandneighboringcities.Theconclusionsofthisstudyprovide guidanceforstrengtheningtheconstructionoflow-carboncitiesand broadeningthepathofurban newqualityproductivitydevelopment.

[Keywords]newqualityproductivity；low-carboncityconstruction；green technologyinnovation；industrialagglomera tion；green finance；city location；resource endowment；carbon emission intensity

[Jelclassification]Q48；O16（責任編輯：楊婧）