自貿區設立改善了大氣環境狀況嗎？

胡宗義 周積琨 李毅

摘要 中國自由貿易試驗區作為新時代對外開放的新窗口，是推動經濟高質量發展的重要舉措，而在此過程中污染防治是必須跨越的一道重要關口。文章以中國自由貿易試驗區設立為“準自然實驗”，考慮其政策輻射效應，創新性利用空間雙重差分法一般分析范式，選取2008—2017年中國環保重點城市數據為樣本，系統考察中國自貿區設立對大氣污染的影響，并深入分析其空間維度的異質性與作用機制。研究發現，中國自由貿易區的設立能夠顯著降低城市的大氣污染濃度，在使用空間雙重差分法考慮自由貿易區設立的政策輻射效應后，其有效降低城市大氣污染物濃度12%～17%，而傳統雙重差分法估計結果僅為7%;自由貿易區設立對鄰近非試點城市的大氣污染狀況具有顯著改善作用，在考慮自由貿易區中心輻射影響范圍后，發現隨著研究半徑的增加，其平均空間溢出效應呈現倒“U”型曲線，最佳政策溢出效應半徑約為200 km，而試點城市之間的政策溢出效果不佳;自由貿易區設立不僅能夠通過推動試點城市的產業結構優化和綠色技術創新的方式改善本地大氣環境狀況，還能通過推動鄰近非試點城市的產業結構優化和綠色技術創新方式產生溢出效應，助力非試點城市的大氣環境狀況改善。上述結論在空間平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗等一系列穩健性檢驗后依舊成立。文章對自貿區政策是否能夠真正服務于新時代經濟高質量發展這一關鍵問題給出了直接回答，并為進一步擴大對外開放，打贏污染防治攻堅戰，助推中國經濟高質量發展提供有益的政策啟示。

關鍵詞 自貿區建設;大氣污染防治;經濟高質量發展;空間雙重差分法;政策溢出;政策評估

中圖分類號 F741? 文獻標志碼 A?? 文章編號1002-2104（2022）02-0037-14?? DOI：10.12062/cpre.20210614

全球貿易局勢動蕩不止，以美國為首的西方國家企圖重構國際貿易新秩序，以此打壓中國的對外貿易發展。為應對不利的國際環境，提升中國在國際貿易體系中的地位，中國政府審時度勢地提出自由貿易試驗區（以下簡稱為自貿區）建設方案，進一步擴大對外開放，推動形成全面開放新格局。2013年10月，中國（上海）自由貿易試驗區正式成立。截至2020年末，中國自由貿易試驗區擴圍為21個省份，已經形成從沿海到中部再到西部的戰略框架。自貿區建設的一個關鍵使命在于促進貿易和投資便利化，進一步地推進各領域改革。但是，在享受貿易自由化紅利的同時，要時刻提防其帶來的負面影響。其中，最為典型的是污染產業轉移所引發的環境質量下降問題。

關于對外貿易與環境質量關系的探討可追溯到20世紀90年代北美各國簽署《北美自由貿易協定》（NAFTA），在該協定生效后，有學者觀察到作為協定中最大的發展中國家，墨西哥的環境質量在自由貿易的推進過程中似乎經歷了一個明顯下滑的階段。由此，經濟學界揭開了有關自由貿易與環境質量的關系研究，并在此基礎上歸納出了幾個重要的結論，包括環境庫茲涅茨曲線（EKC），污染者天堂效應及假說（PHE 和 PHH）。時至今日，隨著經濟全球一體化不斷推進，全球國際貿易迎來長足發展，但是有關對外貿易與環境質量的爭議仍在持續，以中國為代表的發展中國家環境狀況依然形勢嚴峻。那么，隨之而來的問題是，中國自貿區在推進貿易和投資自由化的過程中，是否仍然會對中國的環境質量造成影響？是否有可能利用自貿區的建設來扭轉傳統發展模式，改善環境質量，讓自貿區服務于建設美麗中國的環境保護目標？以上問題的回答不僅有助于推動形成更高水平的對外開放格局，還能夠為促進中國經濟高質量發展提供決策參考。

基于此，文章從環境保護角度出發，以政策溢出效應為視角，研究自貿區政策的實施能否通過“示范先行，輻射帶動”作用，幫助自貿區所在城市以及周圍鄰近城市實現大氣環境狀況的改善，扭轉中國傳統“重經濟輕環境”的發展模式，從而最大限度發揮自貿區改革開放高地作用。文章可能的貢獻在于：第一，首次從大氣環境效益角度考慮自貿區建設帶來的影響，拓寬了自貿區研究的深度和廣度，對自貿區建設是否能夠真正服務于新時代經濟高質量發展這一關鍵問題進行了直接回答。第二，根據線性雙重差分法的原理，嘗試完善了空間雙重差分的一般分析范式。空間 DID 由于彌補了傳統 DID 估計框架中 SUVTA 假設的違背情況而受到廣泛關注，然而目前國內外文獻多集中于其空間模型的套用，未能形成科學合理的估計框架。最后，首次從政策溢出效應視角出發，探究了自貿區在實現對外開放和環境保護雙贏的經濟高質量發展格局中是否實現了“示范先行，輻射帶動”的目標，為構建符合中國實際國情的政策效應評估模式提供了新的思路。

1 文獻綜述與理論機制

1.1 文獻綜述

目前國外對于自貿區建設與環境效益關系的討論十分豐富。從自由貿易的角度來看，一方面，自由貿易可能會增加環境負擔，損害環境。Grossman 等[1]利用北美自貿協定的設定研究發現，自貿協定的外商流入在幫助墨西哥經濟增長的同時，加劇了墨西哥的大氣環境污染，而同樣的結果也出現在其他發展中國家地區[2-3]。另一方面，自由貿易可能也會改善環境質量，Antweiler等[4]以結構效應、規模效應、技術效應的討論，得出自由貿易可能對環境會更加有利的結論。而從自貿區建設本身與環境效益的關系來看，Aloise等[5]認為在自貿區政策制定時應該重點關注大氣環境問題，注重低碳環保領域，通過完善外商投資體制和吸收國外先進技術促進綠色技術進步和實現可持續發展[6-7]。

中國自貿區與世界各國自貿區有共性又有其特殊性，其自貿區不僅僅只是擴大對外開放和吸引外資，更重要的是深化改革，進行體制創新，服務于新時代中國特色社會主義建設，這意味著自貿區不再是以往只注重經濟效益的對外開放“復制版”，而應該是環境經濟雙贏的“升級版”。然而，當今中國自貿區的討論多集中于其實現的經濟效益，實際產生的環境效益探討文獻十分稀缺，更毋庸說中國環境問題中的頑疾—大氣污染問題，但是，從目前的文獻研究中可以發現其關系初現端倪。一方面，自貿區作為中國對外開放的重要創新舉措，能夠引領體制機制創新、突破傳統制度壁壘，營造一個良好的營商環境[8]，這使得資本流動與要素流動的阻力大大降低[9-10]，促進了產業結構升級與高級化[11-12]。另一方面，邵帥等[13]發現第二產業比較高的地區其霧霾污染也會比較嚴重，因此產業結構的升級能夠降低能源消耗[14]，改善大氣環境狀況，實現經濟高質量發展[15]。此外，目前中國自貿區環境效益研究的結論在不同文獻中也具有較大出入。 Jiang 等[16]利用上海市自貿區進行研究，發現在自貿區能夠促進綠色全要素生產率的提高，實現綠色發展，然而，Zhuo等[17]卻認為廣東自貿區陷入了“政策陷阱”，其廢氣和廢水的排放量大量提升。

從自貿區與環境效益有關的國內外文獻中可以發現，國內對于自貿區產生的環境效益探討較少，尤其是中國首要的大氣污染環境問題。其次，運用國內單一自貿區的研究對于環境效益產生了截然不同的結論，這表明，從國家政策全局角度來探討自貿區的環境效益進而為實現經濟高質量發展提供實證指導迫在眉睫。因此，文章擬從大氣環境效益角度探討自貿區可能產生的環境效益，為中國自貿區的進一步建設提供理論與實證指導。

1.2 理論機制

首先，隨著經濟發展進入新常態，在轉變經濟發展方式、優化產業結構的背景下，自貿區作為新一輪的對外開放，以促進經濟高質量發展為目的，通過關稅政策大量吸引先進產業和技術實現產業轉型升級。而產業轉型升級是協調經濟高質量發展和環境保護的關鍵路徑[18]。一方面，大量的外來高新技術產業能夠帶來先進的技術，給企業提供高技術支持，引導城市資源勞動密集型企業向資本技術型產業轉型升級。另一方面，外來高新技術企業能夠增加城市競爭力，對于轄區內的現有污染密集型產業會產生“擠出效應”[19]，淘汰本地生產方式落后企業，優化產業結構。而現有研究發現，產業結構與大氣污染高度相關[20]，這體現在當第二產業占GDP 比重的比重越高，大氣污染程度也越會高[21]，而第三產業有助于緩解城市大氣污染問題[22]。此外，我國作為煤炭消費大國，能源消費污染一直以來都是大氣污染的主要來源，產業結構優化升級能夠降低能源消耗量和提高能源利用效率[23]，能源消費量的減少和利用效率的提高能夠直接減少大氣環境污染物[24]。因此，產業結構優化最終會改善城市大氣污染狀況。

其次，在過去市場經濟不夠完善的情況下，各地政府具有濃厚的“計劃主義”色彩。為了吸引外商投資，當地政府出現了環境的“逐底競爭”現象[25]，人為錯配了環境資源要素，最終造成經濟發展與環境保護失衡，加劇了對于大氣環境的污染[26]。在市場經濟規模初步建立且對外開放程度較高的情況下，我國自貿區旨在進一步消除政策壁壘，創造公平競爭環境，減少政府干預，充分發揮市場對資源要素配置的決定性作用。環境資源要素作為稀缺要素的一種，需要市場決定最優化配置。隨著市場化程度的提高，原來錯配的環境資源要素配置會不斷得到優化，引導企業生產行為，推動綠色技術創新。而綠色技術創新作為中國可持續發展的重要動力，其研究受到了各界的廣泛關注，目前許多文獻發現綠色技術創新不僅能夠幫助經濟發展，也能夠改善環境狀況[27]，而這也體現在大氣污染物減少的方面[28]。因此，綠色技術創新能力提高也能夠改善城市大氣污染狀況。

最后，自貿區并非簡單發展其本身，而是要通過它的發展發揮對各地區的示范帶頭作用，形成“可復制可推廣”的模式，促進其他地區也通過學習其建設經驗實現經濟與環境雙贏的高質量發展。同時，由于城市之間經濟、貿易的往來，存在空間上的相互關聯[29]，自貿區作為新一輪對外開放的先行探索區，必然對于周圍城市存在一定幅度的政策影響。而這種影響可能會使得周圍城市通過吸收自貿區帶來的正外部影響從而產生類似的大氣污染改善效應。

據此，文章提出如下理論假說。

假說一：自貿區能夠通過優化本地與鄰近地區產業結構的方式改善大氣環境狀況。

假說二：自貿區能夠通過推動本地與鄰近地區綠色技術創新的方式改善其大氣環境狀況。

2 實證模型構建與數據來源

2.1 實證模型構建

在準自然實驗中，目前普遍使用雙重差分法（簡稱傳統DID）作為政策效應評估方法，其估計公式為：

y =α0+α1D +α2T +α3D × T?????????? （ 1）

其中：D代表實驗指示變量，T代表實驗時期指示變量，D × T是實驗指示變量和時期變量的點積，α3為政策影響系數。然而傳統 DID假設政策影響無空間溢出效應（簡稱SUVTA），該假設在實際中難以得到滿足，因此近年來有文獻提出了空間雙重差分法（簡稱空間DID），其基本式如下：

y =α0+α1D +α2T +α3D × T +α4WD × T?? （2）

可以看出，式（2）在傳統 DID 的基礎項中增加了政策空間效應項，WD 為虛擬變量，若城市周圍具有政策實驗組城市則其取值為1，否則為取值為0。因此，α4表示為政

策溢出效應。在線性條件期望框架下，政策溢出效應估計量的本質為：

因此，其默認政策對實驗組和控制組的政策溢出效應是相同的，但現實中往往并非如此。為了更精確分析出政策的溢出影響，借鑒 Chagas 等[30]的思路對政策溢出效應進行分解，即根據：

W = WNTT + WTT + WNTNT + WTNT?????????????????? （4）

其中：W 為空間權重矩陣，WNTT = A × W × B，WTT = B × W × B，WNTNT = A × W × A，WTNT = B × W × A，而 A = diag（D），B = diag（Dc ），Dc 為控制組指示變量。根據 Cha? gas 等[30]的結果，可以知道 WNTNT =0且 WTNT =0，即政策溢出效應只會由實驗組城市產生，因此模型即可變化為：

其中： WNTTD 是指示變量，若控制組城市受到政策溢出影響則該值取1，否則取值為0;WTTD 也是指示變量，若實驗組城市受到政策溢出影響則該值取1，否則取值為0。

應用在面板數據中，式（5）則變為：

若i個體為控制組城市，在t 時期受到政策空間溢出影響則ANTTi，t取值為1，否則取0。若i個體為實驗組城市，在t 時期實行了政策，則Treati，t取值為1，否則取0，進一步地，若其在 t 時期受到其他實驗組城市政策影響則IATTi，t取值為1，否則取0。因此，α2為政策對于控制組城市的溢出效應，α3為政策在實驗組城市間的溢出效應，α1則為控制溢出效應后的政策直接效應。β為模型控制變量的系數矩陣，μ i為城市個體效應，νt為時間效應，εi，t為特異性誤差，式（6）即為構建的空間DID基準模型。

由于總效應可分解為直接效應與間接效應，因此，假定個體滿足給定控制變量下的同質性隨機分配條件，在條件期望線性的框架下，參考Bardak等[31]對式（2）的做法，政策的實際總效應為：

式（7）即為構建的政策效應分解公式，通過該公式能夠識別政策對于實驗的真正平均總效應。

同時，雙重差分法估計具有意義的關鍵在于平行趨勢的滿足。而在面板數據中，通用的平行趨勢檢驗公式為[32-33]：

其中：Di，t0+ k為一系列虛擬變量，t0代表城市i政策實驗開始時間;m>0且n>0;t0+ k 代表政策實驗前或者實驗后第k 年;βk系數代表政策實驗前（后）第k 年實驗組與控制組城市因變量趨勢差別，表示大氣污染物濃度趨勢差異;X是一系列控制變量。上述即是事件研究法，其本質為探究i城市個體在政策實驗前 n 年至政策實驗后 m 年期間與其控制組城市的被解釋變量趨勢的差別，因此，平行趨勢檢驗的關鍵在于為估計效應匹配相對應的控制組與實驗組，以此探究趨勢在時間窗口中的變化趨勢。借此思路，將其引入空間雙重差分法，構造空間平行趨勢檢驗。根據式（3），可知實驗組間政策溢出效應α3估計量的根本來源是受到政策溢出影響的實驗組城市與不受到政策溢出影響的實驗組城市，然而，在實驗組城市中，不僅具有政策執行效應還具有政策溢出效應，因此在事件研究法中必須加入政策虛擬變量 Treat 控制政策直接效應，以此反映政策溢出效應的平行趨勢，該檢驗公式應為：

式（9）為實驗組政策溢出效應的平行趨勢檢驗公式，該事件分析法主體為全體政策實驗組對象，t0表示實驗組城市受到其他實驗組城市政策溢出影響的時間點，空間影響事件分析法中，γ k反映受到政策溢出影響的實驗組城市在受到政策溢出影響前（后）第k 年與不受到政策空間溢出影響的實驗組城市PM2.5濃度差的趨勢。

根據式（3），控制組的政策溢出效應估計平行趨勢檢驗可以用如下式子檢驗：

式（10）為控制組政策溢出效應的平行趨勢檢驗公式，事件分析法主體為全體政策控制組城市，其中t0表示控制組城市受到周圍實驗組城市政策溢出影響的時間點，空間影響事件分析法中，γk反映受到政策溢出影響的控制組對象在受到政策溢出影響前（后）第k 年與始終不受到政策空間影響的控制組城市PM2.5濃度差的趨勢。

根據式（5）與式（6），政策直接效應估計量可以表示為

因此，其平行趨勢檢驗公式為：

式（12）是直接效應的平行趨勢檢驗公式，Treat 為政策實驗指示變量，直接效應平行趨勢檢驗公式的兩個對比組別是不受到政策溢出影響的控制組城市和不受到政策溢出影響的實驗組城市，即t0表示只具有政策直接效應的實驗組城市的實際政策執行時間，γ k反映只具有政策直接效應城市在政策實驗前（后）第k 年與不受到政策溢出影響的控制組城市PM2.5濃度差的趨勢。

式（9）、式（10）、式（12）是構建的空間平行趨勢檢驗模型，其原理在于為空間沖擊匹配合理的事件分析法對照組，以此使得空間雙重差分法具有與傳統雙重差異法一致的估計檢驗模式。

2.2 數據來源

使用122個全國重點環保城市作為研究總體，具體以《中國環境統計年鑒》與2008后發布的污染源監管信息公開指數（PITI）名單為準。以全國重點環保城市構建實驗有以下兩個優勢：第一，具有同樣的環境規制沖擊，更可能滿足天然的平行趨勢。由于全國重點環保城市均受到國家與公眾的重點關注，其大氣污染水平更可能受到某種相同的干預使得滿足政策實驗前的同一趨勢性。第二，避免反向因果產生的內生性問題。由于同為重點環保城市，環境因素對于是否成為自貿區的影響幾乎可以忽略，類似于環境狀況上的隨機分配實驗。由于實際自貿區的設立是在地級市的范圍內，單獨將省份看作實驗個體可能會影響分析的準確性和嚴謹性，因此文章將視角放在自貿片區所設立的城市層面，文中所表述的自貿區皆指自貿片區所直接設立的地級市。截至2017年末，一共有11個省級行政區劃分為自貿區，但其具體片區的設立在22個城市層面。根據資料查找，自貿區設立的具體情況如下：2013年自貿區設立城市為上海市，總計1個城市;2017年自貿片區設立的城市有廣東省的廣州市、深圳市、珠海市，重慶市，福建省的福州市、廈門市，總計6個城市;2017年自貿片區設立的城市有遼寧省的沈陽市、大連市、營口市，浙江省的舟山市，河南省的鄭州市、開封市、洛陽市，湖北省的武漢市、襄陽市、宜昌市，重慶市，四川省的成都市、瀘州市，陜西省的西安市、咸陽市，總計15個城市。同時，考慮到2008年前后經濟形勢和環保形勢發生的變化，選擇樣本研究期為2008年到2017年，總計1220個樣本。

使用造成霧霾的可吸入顆粒物代表性指標 PM2.5的對數值作為被解釋變量。PM2.5作為可吸入顆粒物的一種，對人體的危害很大，是大氣污染狀況的重點關注指標。此外為了驗證結論的可靠性，還使用了 PM10與工業二氧化硫排放量作為穩健性檢驗替代指標，其數據皆來自歷年的《中國環境年鑒》和《中國環境狀況公報》。實驗指標為手工處理變量，根據各省級與國家層面的政府新聞公報收集。

在影響機制的研究中，產業結構衡量指標使用各城市第三產業產值占總產值比重與第二產業產值占總產值比重的比值（stru）來衡量，綠色技術創新衡量指標使用地級市人均綠色專利申請量（patent）來衡量。第二產業、第三產業數據來自《中國城市年鑒》，綠色專利申請數據來自中國專利全文數據庫。

文章使用了一些常見的控制變量。具體有：①經濟狀況的衡量指標，選擇人均國民收入（pgdp）作為經濟狀況的衡量。同時為了考察 EKC 曲線在樣本中的性質引入人均國民收入（pgdp）的二次項pgdp2。②人口密度（pd），用人口總數占城市面積的比值來衡量。③技術水平（rd），用研發從業人數占所有從業人數的比值來衡量。④工業化程度（second），使用第二產業生產值占生產總值的比重來衡量，即第二產業比重。⑤對外開放程度（open），使用外商直接投資占地區生產總值的比重來衡量。數據都來自《中國城市年鑒》《中國區域經濟年鑒》《中國城市建設年鑒》，個別缺失數據通過查找各省、市級的統計年鑒進行補齊，以上控制變量都進行取對數處理。

同時在研究中用到了各樣本城市的經緯度信息，經緯度信息來自百度地圖確定的城市經緯度坐標。變量的主要描述性統計見表1。

表1中，Treat 是實驗指示變量，若城市i在t 時期為自貿區城市其取值為1，否則取0。W2?ANTT 代表2階近鄰空間權重矩陣 W2下的政策空間溢出影響指示變量，若城市i為控制組城市且屬于周圍自貿區城市的兩個最近鄰的城市之一，則該指示變量取1，表示控制組城市受到周圍自貿區城市政策影響，否則取0。W3?ANTT、W4?ANTT、 W5?ANTT 含義以此類推。W2?IATT 也是2階近鄰空間權重矩陣 W2下的政策空間溢出影響指示變量，若i為實驗組城市且屬于周圍自貿區城市的兩個最近鄰的城市之一，則該變量取值為1，即認為受到周圍自貿區城市政策空間溢出影響，否則取0，其余變量含義如前文所述。

3 實證結果分析

3.1 基準DID 回歸分析

3.1.1 DID 回歸結果

首先，基于傳統 DID 方法初步檢驗自貿區設立對試點城市大氣污染濃度的影響，具體結果如表2所示，Treat 的估計量為傳統雙重差分法的政策效應數值。可以發現，無論是否添加控制變量或者控制時間和城市上的異質性，回歸結果都非常顯著，即自貿區設立能夠顯著降低大氣污染程度。從第（4）列可以看出，平均來看，自貿區建設城市與其反事實結果相比，大氣污染物PM2.5的濃度平均下降7.06%，結果在0.01的顯著性水平上顯著，這表明從傳統雙重差分法結果來看自貿區的設立能夠幫助其片區所在的城市實現大氣污染物濃度的下降，有助于改善環境，其減污效應達到了7%，然而一般性的對外開放卻加重了環境污染，這體現在外商直接投資占比增加1%，其PM2.5濃度增加2%，這體現中國迫切需要推廣自貿區的對外開放新模式，而從人均 GDP 及其二次項可以發現，EKC 曲線在樣本城市的樣本期間依舊沒有得到滿足，該結論與邵帥等[13]的研究結論一致。此外，其余變量的回歸結果表明研發投入和人口密度等并非大氣污染物濃度的決定因素，這表明研發創新投入還需要進一步向綠色技術上傾斜。

3.1.2 平行趨勢檢驗

DID 回歸結果是否具有實際意義，關鍵取決于政策實施前平行趨勢假設是否得到滿足。因此，為了考察傳統 DID 回歸結果的可靠性，接下來進行平行趨勢檢驗。考慮到大部分實驗組城市進行自貿區建設的開始時間為樣本期末的2017年，因此根據式（8）將平行趨勢的考察期定為 m=4、n=4，即考察事件發生前4年與事件發生后4年大氣污染物濃度的趨勢變化情況，結果如圖1所示。

圖1顯示的是平行趨勢的結果，-4表示的是自貿區城市在政策施行前第四年與控制組城市 PM2.5濃度的平行趨勢差別，-3、-2、-1的含義與此類似，0代表自貿區政策實施當期。從圖中可以發現，在自貿區政策實施前，事件期間實驗組與控制組城市的 PM2.5濃度不存在顯著的區別，其在0附近波動。而在自貿區政策實施之后，實驗組城市的 PM2.5濃度得到了明顯的下降，且隨著時間增加，PM2.5濃度下降越明顯。因此，可以認為基準DID的結果是具有實際意義的。

3.2 空間DID 回歸分析

3.2.1 空間權重矩陣構建

空間 DID估計的前提是量化實驗組與控制組城市之間的空間關系。考慮到文章選擇的實驗組與控制組城市空間方位上的非連續性，因此利用城市經緯度信息生成的鄰近程度作為空間關系的衡量。具體來說，基于經緯度坐標并利用MATLAB軟件計算出各城市之間的地理距離，找到距離中心城市最近的K個城市作為K階最近鄰矩陣。胡藝等[34]發現五階左右的近鄰矩陣更能符合中國城市方位的實際情況，因此使用2階最近鄰、3階最近鄰、4階最近鄰與5階最近鄰4個空間權重，記做 W2、W3、W4和 W5。此外為了穩健起見，還計算了多種其他空間權重矩陣在后續分析使用。

3.2.2 空間DID 回歸結果

利用空間權重矩陣，基于模型中的式（6），可以估計出空間DID的回歸結果，輸出結果見表3。

根據式（6），Treat 系數在控制政策的間接效應后表示政策實際產生的直接效應，ANTT 系數表示政策對控制組城市產生的政策溢出效應，IATT 系數表示實驗組城市相互間產生的政策溢出效應。從整體的輸出表格數據來看，自貿區政策對于實驗組城市自身的PM2.5濃度減小程度是非常明顯的，自貿區的設立使得實驗組本身PM2.5濃度下降了8%到12%左右，其在0.01的顯著性水平上顯著。從自貿區建設產生的間接效應來看，其也能夠間接促進鄰近控制組城市PM2.5濃度的減少，即自貿片區能夠通過政策溢出效應使其周圍控制組城市的 PM2.5濃度降低6%到8%左右，實現高質量發展的帶動作用。而對于實驗組城市間的溢出效應來說，由于其主要大氣環境效益由其本身的自貿區建設所產生，因此受到的政策溢出效應并不明顯，其 PM2.5間接效應并不顯著。此外，從空間 DID 回歸結果中依舊可以發現，一般性的對外開放模式確實增加了環境污染，外商直接投資占比增加1%，其實驗組與控制組的 PM2.5濃度都增加2%左右，但是自貿區設立能夠促進高質量的對外開放，通過政策直接效應與溢出效應幫助其影響范圍的城市實現大氣環境的改善，實現“示范先行，輻射帶動”的高質量發展目標。

3.2.3 空間DID效應分解

為了分析自貿區建設產生的大氣環境總效益，根據理論模型（7）進行效應分解。同時，這里效應分解的顯著性借鑒Bardak等的簡單方差—協方差法。表4為空間 DID效應分解結果，從結果中可以看出考慮空間溢出效應后，自貿區政策對于 PM2.5濃度的減少程度從7%上升到12%與16%之間，即自貿區產生的總大氣環境效益被低估了。此外，從該表格還可以發現，隨著衡量樣本城市空間關系的不同，空間 DID估計的結果也會有所差異，表明合理選擇空間關系是進行空間 DID估計的重要基礎。在文章中，結合效應分解表格中的總效應和基準空間 DID 回歸結果，發現在4階最近鄰空間矩陣衡量的政策溢出范圍中，自貿區政策使得城市的 PM2.5濃度下降總量約為17%，在該空間衡量關系中，自貿區政策產生的大氣總環境效益達到了最大值。

3.2.4 空間平行趨勢檢驗

為了增強空間DID估計框架的科學性，通過理論分析構造了空間平行趨勢檢驗公式，根據模型構建中的式（9）、式（10）、式（12），輸出空間平行趨勢檢驗結果（圖2—圖4）：

圖2—圖4為輸出的空間平行趨勢檢驗結果圖，-4表示自貿區政策實施或者受到自貿區政策空間溢出影響前第4年中各個匹配的空間實驗組與空間對照組間的PM2.5 濃度趨勢差別，0代表政策執行或受到政策空間影響的時間點，其他數字含義以此類推。從圖1和圖3的政策直接效應和控制組政策溢出效應平行趨勢檢驗中可以發現，當自貿區政策執行時，實驗組城市和受到自貿區政策空間溢出影響的控制組城市的 PM2.5濃度差具有明顯的陡然下降趨勢，而自貿區政策執行前PM2.5濃度差趨勢相對平緩，這表明自貿區政策能夠顯著改善實驗組城市的大氣污染狀況，同時能夠通過政策溢出效應改善鄰近控制組的大氣狀況。此外，從圖2可以發現自貿區政策在實驗組間的政策溢出效應不明顯，其溢出效應未能使實驗組的PM2.5濃度得到進一步的下降，該結論與空間雙重差分法的結論一致，因此可認為空間平行趨勢的檢驗可以較好識別空間雙重差分法估計系數的實際有效性。

3.3 異質性分析

從回歸結果中，發現自貿區政策對于控制組城市的大氣環境具有明顯的溢出效應，改善了控制組城市的大氣污染狀況，考慮到政策輻射可能具有距離上的異質性影響，這里做出如下處理：以中心城市i為圓心，選取r 為半徑，若其圓形面積內有自貿區城市，則認為受到自貿區建設的空間溢出效應。隨著r 半徑的增加，默認中心城市受到自貿區政策輻射的距離范圍也就越遠，若當 r 增加時，空間效應項隨之減小，則反映自貿區對中心城市的平均政策溢出效應也隨之遞減，由于城市之間的距離對于雙方來說是相同的，該空間矩陣也可以理解為以自貿區為中心點，隨著半徑的增加，其對圓內城市的平均空間溢出效應。這里考慮半徑150 km 到350 km 的政策輻射范圍，每次增加25 km 的半徑距離，反映自貿區政策對于控制組城市大氣狀況的平均溢出效應隨距離的變動程度。

圖5是考慮政策輻射距離異質性對控制組城市大氣污染物濃度的溢出效應系數。可以發現，隨著中心圓半徑的不斷擴大，圓內控制組城市受到的平均政策溢出影響呈現倒“U”型變化趨勢，其平均最優政策影響距離約為200km，即距離自貿區城市200 km 范圍以內的控制組城市受到的政策溢出效應是最明顯的，此時自貿區政策的實行使得自貿區周邊200 km 范圍的PM2.5濃度下降總量約為17%。因此，可以認為隨著研究距離的增加，自貿區建設對于控制組城市大氣狀況改善的平均空間溢出效應呈現先增加再減小的倒“U”型變化，其最佳影響范圍為200km。

3.4 影響機制分析

3.4.1 優化產業結構

為了探索自貿區政策改善大氣環境狀況的途徑，接下來進行影響機制分析。根據理論機制假設，選擇第二產業與第三產業之比作為產業結構（stru）的代理變量，輸出的影響機制分析結果見表5。

表5為回歸結果，其正向數值越大表示第三產業與第二產業的比值也越大。從回歸結果來看，自貿區設立使得實驗組城市其第三產業與第二產業的比值提高4%左右，因此自貿區能夠通過提高城市企業競爭力，淘汰產能落后企業，優化產業結構，從而改善城市的大氣污染問題。此外，自貿區設立還具有正外部性，即能夠通過外部溢出效應使得周圍控制組城市的第三產業與第二產業的比值提高3%到5%左右，助力周圍城市實現產業結構升級，從而實現改善大氣污染狀況的空間溢出效益，但該溢出效應主要集中于控制組城市，實驗組城市之間的政策溢出影響不顯著，該結論與回歸分析一致，假說一成立。

3.4.2 推動綠色技術創新

根據指標的選擇，選用每萬人綠色專利申請量作為城市綠色技術創新的代理變量，同時考慮到綠色創新能力和技術水平有關，這里選擇空間DID 項和lnrd變量的乘積作為解釋變量。回歸結果見表6。

表6為綠色技術創新的回歸結果，其數值越大表明城市綠色創新能力越高。從表格可以發現，自貿區設立顯著提高了自貿區城市的綠色技術創新能力。正由于自貿區能夠提高城市環境資源要素自由配置的能力，引導城市企業生產行為綠色轉型，因此顯著提高了本地城市的綠色創新能力。同時，自貿區城市技術水平越高時，其綠色創新能力也就越大，表明自貿區城市本身科學水平越高，其對于自貿區帶來的環境要素優化效應的應用能力就越大。此外，自貿區還有顯著的政策輻射效應，能夠通過人員、要素的空間流動帶動周圍非自貿區城市綠色技術創新，且周圍城市的科學技術水平越高，對于該溢出效應的吸收程度也就越大，因此假說二成立。最后，自貿區城市相互之間的政策溢出效應并不明顯，表明自貿區城市之間可能缺乏一定的政策聯動作用。

4 穩健性檢驗

為了進一步增強研究的嚴謹性，以下進行多種穩健性檢驗。

4.1 考慮空間項遺漏

4.1.1 空間滯后項與空間誤差項的選擇

考慮到大氣污染物濃度具有近鄰空間相關性，擔心遺漏空間項可能是使得政策具有顯著溢出效應的原因，因此接下來進一步引入空間項進行空間面板數據分析，以此排除可疑性顯著結果。在進行空間計量模型回歸之前需要確定空間計量估計模型，為了保證研究的嚴謹性，這里借鑒Florax等[35]的思路引入LM 檢驗，選擇進一步分析模型。

表7為LM檢驗結果，括號里為估計量的P值，從結果中可以發現在穩健的空間滯后項 LM檢驗中，以選擇的4種近鄰矩陣來看皆拒絕不存在空間滯后項的原假設，而無法在0.1的顯著性水平上接受存在空間誤差項的原假設，因此可以判斷模型中選擇空間滯后項比較合理。結合上述分析，接下來選擇空間滯后模型（SAR）作為空間模型。

4.1.2 空間面板回歸結果

空間面板回歸結果見表8。從PM2.5的空間滯后項來看，大氣污染物PM2.5確實具有明顯的空間溢出關系。而從自貿區建設對 PM2.5濃度減小的直接效應來看依舊是十分顯著的，表明自貿區設立能夠改善實驗組城市的大氣環境。此外，自貿區還會對周圍的非自貿區城市的大氣環境產生溢出效應，降低周圍城市的PM2.5濃度。但是自貿區城市之間的政策溢出效應并不明顯，這表明自貿區城市之間的聯動建設有所缺乏，未能間接促進雙方的 PM2.5濃度更進一步減小。

4.2 安慰劑檢驗

4.2.1 隨機化實驗組與對照組

考慮到實驗安排對于回歸結果產生的偶然性因素，文章設計安慰劑檢驗。具體設計如下：在真實實驗中，控制組與實驗組總共有122個城市，其中實驗組城市22個，控制組城市100個。利用 Stata 軟件中的隨機數將真實實驗中122個城市的序號進行隨機重新排列，生成新的城市序號，并假定新的城市序號中前15號的城市為2017年進行自貿區建設，16～21號城市在2015年進行自貿區建設，第22號城市在2013年開始進行自貿區建設，總共得到虛擬實驗城市22個。對于新生成的虛擬實驗樣本采取和傳統 DID 回歸相同的線性回歸估計得到虛擬的估計系數α'，同時可以得到虛擬的估計系數標準誤，用虛擬實驗的系數和標準誤可以計算出估計系數的t 統計量。將上述步驟重復1000次，得到1000個虛擬實驗的估計系數和t 統計量。將該1000個虛擬系數和t 統計量畫成核密度估計曲線，并且與正態分布的核密度曲線進行比較，輸出的安慰劑檢驗結果如圖6所示。

圖6中虛線表示1000次虛擬實驗所生成的參數估計系數和其t 值的核密度分布，實線表示正態分布的核密度分布，左圖為參數估計系數的核密度分布曲線，右圖為其t 值的核密度曲線。從圖2可以看出估計系數與其t 值的核密度分布與正態分布的核密度分布是非常接近的，滿足均值為0，因此不可觀測變量沒有影響實驗的結論，估計結果是穩健的。同時，傳統 DID 回歸中的系數為-0.074，t 值為-3.07，皆位于與估計系數和t 值概率分布的末尾，因此可以認為自貿區建設中PM2.5濃度的減小確實是由于自貿區建設所導致，而并非實驗安排的偶然性因素。

4.2.2 隨機化空間關系

接下來考慮自貿區政策空間溢出效果存在的穩健性，據此文章設計隨機化的空間權重矩陣，這里選擇政策效果最優的4階最近鄰矩陣作為隨機化的近鄰矩陣。具體來說，基于城市的經緯度坐標，將其坐標打亂給122個樣本城市重新分配經緯度，隨機交換城市的空間方位，基于隨機化城市空間方位關系生成4階最近鄰矩陣，且根據該空間關系計算出對應的政策溢出效應項ANTT 和IATT。由于Matlab中無面板數據估計命令，同時，考慮到空間誤差模型（SEM）在估計其系數數值大小時不受空間自回歸項干擾的特性，可保證空間溢出項系數數值大小只受到政策空間劃定的影響，因此文章選擇用Matlab的空間面板誤差模型進行政策空間溢出效果存在性的檢驗，以上步驟重復1000次。真實4階近鄰矩陣的空間誤差模型的空間溢出系數估計量分別為ANTT=-0.04804，在0.01顯著性水平上顯著，IATT=0.000734，系數不顯著。在進行1000次模擬置換實驗后，輸出兩估計量的核函數分布如圖7所示。

圖7為1000次隨機化4階空間近鄰權重矩陣的估計結果，可以看到，以圖形結構來看，ANTT項與IATT項估計量數值的分布與正態分布整體相似。同時，利用 SEM 的 ANTT 估計量系數數值ANTT 分布的左尾端，因此自貿區政策對于控制組大氣環境狀況的改善效應是顯著的，并非隨意選擇空間關系所致。

4.3 更換被解釋變量

考慮到在實證結果中只使用了一種大氣污染物作為被解釋變量，這里使用 PM10作為替代變量，同時，從大氣污染物排放端選擇工業二氧化硫排放量作為另一替代變量。輸出結果見表9。

從表9可以看出，其結論與PM2.5回歸結果一致，因此自貿區對大氣狀況的影響并非隨意選擇大氣污染物得出的偶然性結論，同時文章還選擇從大氣污染物的排放端來驗證自貿區對大氣狀況改善結論的穩健性，輸出結果見表10。

從表10結果可以發現，從大氣污染物的排放端來看，自貿區設立也能夠減少其排放強度，此外，對于鄰近控制組城市來說，其工業二氧化硫排放量也受到抑制影響。因此從大氣污染物的排放與最終效果來看，自貿區對于大氣環境狀況的改善是顯著存在的。

4.4 更換空間權重矩陣

在前文的討論中，使用了近鄰矩陣、輻射距離矩陣等多種矩陣對文章的空間關系進行衡量。為了進一步減少空間矩陣選擇的隨機性，接下來使用MATLAB 的“xy2cont”命令生成空間鄰接矩陣W，并進行空間DID 回歸，結果見表11。

表11的（1）、（2）、（3）列為有控制變量但未完全控制時間與固定效應的回歸結果。從（4）列可以看出，在根據經緯度距離生成空間鄰接權重矩陣后，自貿區對控制組城市大氣質量的空間溢出效應依舊十分顯著，表明自貿區對周圍城市的溢出效應具有穩健性。

4.5 剔除可疑性樣本

在匹配的22個自貿區政策試點城市中，有15個城市的自貿片區設立時間是2017年，由于擔心這些自貿區政策試點城市的建設時間太短而可能產生的偶然性結果因素，因此有必要剔除這些可疑性樣本進行穩健性分析。這里剔除15個2017年自貿片區的政策城市試點，用余下的7個自貿片區試點城市進行回歸分析，驗證自貿區政策的實行對于大氣環境狀況改善的穩健性（表12）。

從表12的（4）列可以看出，在剔除2017年設立的自貿區城市后，自貿區建設時間比較長的城市其PM2.5濃度下降的水平更加明顯，達到了14.44%。這表明，自貿區作為一項新時代的對外開放政策，能夠有效實現擴大對外開放與環境保護的雙贏目標，走出以往犧牲環境換取外資的發展困境，助力實現中國經濟高質量騰飛。

5 結論與啟示

黨的十九大指出我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，正處在轉變發展方式、優化經濟結構、轉換增長動力的攻關期。為了轉變經濟發展方式，實現經濟的高質量發展，黨中央做出推動形成全面開放新格局的重要部署。而追求經濟高質量發展的核心要求之一是必須要處理好經濟與環境的關系。自貿區作為中國新時代對外開放的重大國家戰略，理應承擔起全面深化改革和擴大開放探索新途徑、積累新經驗的重擔，這意味著自貿區建設不再是只注重經濟效益的改革開放“復制版”，而應該是其“升級版”。

為體現自貿區“示范先行，輻射帶動”政策帶動作用，針對傳統 DID估計中 SUVTA 假設違背情況，文章引入空間 DID分析概念。但目前空間 DID模型多只注重于空間模型的套用，其估計缺乏嚴格科學性。因此，文章創新性通過線性空間 DID 理論原理分析，構造效應分解公式與空間平行趨勢檢驗模型，嘗試為空間 DID方法運用建立了一般性科學研究框架。在利用2008年到2017年中國122個重點環保城市樣本，構造多期空間DID準自然實驗評估自貿區設立對于大氣環境的影響后，發現自貿區能夠顯著改善城市的大氣環境狀況，其對于PM2.5濃度減少的總效應約為12%～17%，而傳統 DID估計結果僅為7%。同時，自貿區能夠對鄰近非自貿區城市的大氣環境狀況產生正外部溢出效應，但對周圍其他自貿區城市大氣狀況溢出效應不明顯，通過空間平行趨勢檢驗證明其估計是穩健的。此外，考慮政策輻射范圍，自貿區對鄰近范圍非自貿區城市產生的大氣狀況平均溢出效應會隨著中心半徑的增加而呈現倒“U”型變化趨勢，其閾值約為 200 km。最后，自貿區建設能夠通過優化產業結構、推動綠色技術創新的方式改善其大氣環境狀況，且能通過“示范先行，輻射帶動”作用優化鄰近非自貿區城市產業結構并推動其綠色技術創新的方式改善鄰近地區的大氣環境狀況。結論在一系列穩健性檢驗后依舊成立。

本研究對于理論研究和政策實際有重要啟示作用。

從理論研究來說：①近年來，空間 DID 由于彌補了傳統DID估計框架中SUVTA 假設的違背情況而受到廣泛關注，成為了政策評估的一個前沿發展方向，然而目前國內外文獻多集中于其空間模型的套用，未能借鑒傳統 DID 估計框架的優勢，這使得空間 DID研究方法的科學性和透明性大打折扣，因此文章通過原理分析，嘗試建立了科學的空間 DID估計新范式。②通過線性空間 DID估計原理和實證，發現傳統線性 DID估計量由于政策空間溢出效應的存在，往往會低估政策產生的實際效應，該結論與已有文獻研究一致。

從政策實際來講：①必須加強頂層設計，最大限度發揮自貿區新時代改革開放高地的作用。文章發現自貿區建設能夠對大氣環境狀況產生良好的改善作用，統籌環境和經濟發展，扭轉傳統“重經濟輕環境”的貿易模式，起到事半功倍的效果，因此如何能夠進一步通過自貿區這一對外開放新措施實現經濟環境高質量發展，走出一條具有中國特色的自由貿易新道路是統籌自貿區全局政策需要思考的關鍵問題。②重視自貿區制度創新，進一步優化營商環境，促進資源要素自由化流動。在自貿區的建設中必須進一步破除體制弊端，使得“市場在資源配置的決定性作用”以及“更好發揮政府作用”。③要配套相關措施，加速自貿區地區產業結構轉型。在自貿區建設的過程中要主動配套相關的產業結構措施，吸收國內外高新技術企業，積極引導城市的產業結構轉型。④合理運用自貿區的“示范先行，輻射帶動”效應空間布局。一方面，自貿區在推廣過程中可以多區域分散試點，實現政策多區域、全范圍的輻射帶動效應，促進經濟環境雙贏的高質量發展模式廣泛運用，另一方面，鄰近自貿區的城市要積極吸收自貿區建設產生的政策效應，促進自身產業結構轉型以及綠色創新發展，帶動自身實現經濟發展與環境保護的統一。

參考文獻

[1]GROSSMAN G ，KRUEGER A . Environmental impacts of a North American free trade agreement[R]. National Bureau of Economic Research，1991.

[2]LIN F Q. Trade openness and air pollution：city?level empirical evi?dence from China[J]. China economic review，2017，45：78-88.

[3]LI C S，LIU B H. Air pollution embodied in China’s trade with the? BR countries：transfer pattern and environmental implication[J]. Journal of cleaner production，2020，247：119126.

[4]ANTWEILER W，COPELAND B R，TAYLOR M S. Is free trade good for the environment？[J]. American economic review，2001，91（4）：877-908.

[5]ALOISE P G，MACKE J. Eco?innovations in developing countries： the case of Manaus Free Trade Zone（Brazil）[J]. Journal of cleaner? production，2017，168：30-38.

[6]DIMOPOULOS A. Shifting the emphasis from investment protection to liberalization and development：the EU as a new global factor in the field of foreign investment[J]. The journal of world investment & trade，2010，11（1）：vii-25.

[7]AKBARI M，AZBARI M E，CHAIJANI M H. Performance of the firms in a free ? trade zone：the role of institutional factors and re ? sources[J]. European management review，2019，16（2）：363-378.

[8]SHEN W，VANHULLEBUSCH M. Where is the alchemy：the exper?iment of the Shanghai free trade zone in freeing the foreign invest ?ment regime in China[J]. European business organization law re? view，2015，16（2）：321-352.

[9]韓瑞棟，薄凡.自由貿易試驗區對資本流動的影響效應研究：基于準自然實驗的視角[J].國際金融研究，2019（7）：36-45.

[10]劉秉鐮，邊楊.自貿區設立與區域協同開放：以京津冀為例[J].河北經貿大學學報，2019，40（1）：90-101.

[11]鄧慧慧，趙家羚，趙曉坤.自由貿易試驗區助推產業升級的效果評估：基于產業技術復雜度視角[J].國際商務（對外經濟貿易大學學報），2020（5）：35-48.

[12]李世杰，趙婷茹.自貿試驗區促進產業結構升級了嗎：基于中國（上海）自貿試驗區的實證分析[J].中央財經大學學報，2019（8）：118-128.

[13]邵帥，李欣，曹建華，等.中國霧霾污染治理的經濟政策選擇：基于空間溢出效應的視角[J].經濟研究，2016，51（9）：73-88.

[14]趙楠，韓尚容，王濤.產業結構調整如何影響能源發展：基于夜間燈光數據的考察[J].經濟統計學（季刊），2018（02）：176-193.

[15]范慶泉，儲成君，高佳寧.環境規制、產業結構升級對經濟高質量發展的影響[J].中國人口·資源與環境，2020，30（6）：84-94.

[16]JIANG Y F，WANG H Y，LIU Z K. The impact of the free trade zone on green total factor productivity：evidence from the Shanghai pilot free trade zone[J]. Energy policy，2021，148：112000.

[17]ZHUO C F，MAO Y H，RONG J X. Policy dividend or‘policy trap’：environmental welfare of establishing free trade zone in Chi ?na[J]. Science of the total environment，2021，756：143856.

[18]金碚.關于“高質量發展”的經濟學研究[J].中國工業經濟，2018（4）：5-18.

[19]余泳澤，孫鵬博，宣燁.地方政府環境目標約束是否影響了產業轉型升級？[J].經濟研究，2020，55（8）：57-72.

[20]詹婉玲.我國霧霾污染的時空分布特征及其影響因素研究[D].合肥：中國科學技術大學，2017.

[21]劉曉紅，江可申.我國城鎮化、產業結構與霧霾動態關系研究：基于省際面板數據的實證檢驗[J].生態經濟，2016，32（6）：19-25.

[22]馮曉莉，李超.西安產業結構與霧霾的灰色關聯分析[J].北方經貿，2017（1）：70-73.

[23]羅朝陽，李雪松.產業結構升級、技術進步與中國能源效率：基于非動態面板門檻模型的實證分析[J].經濟問題探索，2019（1）：159-166.

[24]唐登莉，李力，洪雪飛.能源消費對中國霧霾污染的空間溢出效應：基于靜態與動態空間面板數據模型的實證研究[J].系統工程理論與實踐，2017，37（7）：1697-1708.

[25]鄧慧慧，桑百川.財政分權、環境規制與地方政府FDI競爭[J].上海財經大學學報，2015，17（3）：79-88.

[26]劉晨躍，徐盈之.市場化、結構性產能過剩與環境污染：基于系統GMM 與門檻效應的檢驗[J].統計研究，2019，36（1）：51-64.

[27]LUO Q L，MIAO C L，SUN L Y，et al. Efficiency evaluation of? green technology innovation of China? s strategic emerging indus? tries：an empirical analysis based on Malmquist?data envelopment? analysis index[J]. Journal of cleaner production，2019，238：117782.

[28]李子豪，白婷婷.政府環保支出、綠色技術創新與霧霾污染[J].科研管理，2021，42（2）：52-63.

[29]鄧仲良，張可云.中國經濟增長的空間分異為何存在：一個空間經濟學的解釋[J].經濟研究，2020，55（4）：20-36.

[30]CHAGAS A L S，AZZONI C R，ALMEIDA A N. A spatial differ?ence?in?differences analysis of the impact of sugarcane production? on respiratory diseases[J]. Regional science and urban economics，2016，59：24-36.

[31]BARDAKA E，DELGADO M S，FLORAX R J G M. A spatial mul? tiple treatment/multiple outcome difference ? in ? differences model? with an application to urban rail infrastructure and gentrification [J]. Transportation research part A：policy and practice，2019，121：325-345.

[32]宋弘，孫雅潔，陳登科.政府空氣污染治理效應評估：來自中國“低碳城市”建設的經驗研究[J].管理世界，2019，35（6）：95-108，195.

[33]CHEN Y J，LI P，LU Y. Career concerns and multitasking local bu?reaucrats：evidence of a target ? based performance evaluation sys ?tem in China[J]. Journal of development economics，2018，133：84-101.

[34]胡藝，張曉衛，李靜.出口貿易、地理特征與空氣污染[J].中國工業經濟，2019（9）：98-116.

[35]FLORAX R J G M，FOLMER H，REY S J. Specification searches? in spatial econometrics：the relevance of Hendry’s methodology [J]. Regional? science? and? urban? economics，2003，33（5）：557-579.

Has the establishment of free trade zones improved the atmospheric conditions？

HU Zongyi，ZHOU Jikun，LI Yi

（College of Finance and Statistics， Hunan University， Changsha Hunan 410006， China）

Abstract? As a new window for opening up in the new era， the establishment of free trade zones is an important measure for China to pursue high?quality economic development. How to prevent and control pollution has to be seriously taken into consideration in this pro ?cess. We viewed the establishment of free trade zones in China as a‘natural experiment’. Considering its policy radiation effect， we used the spatial difference ?in?differences method to study the influence of China s free trade zones on air pollution and analyzed the het? erogeneity and function mechanism of spatial dimension based on data of environmental protection cities in China from 2008 to 2017. The results showed that the free trade zones significantly reduced the concentration of air pollution in the Chinese cities . Considering the spatial difference?in?differences method based on the radiation effect of the policy， this study found that China’s free trade zone poli? cy could effectively reduce the urban air pollution from 12% to 17%， while the result of traditional difference ? in ? differences was only 7%. The establishment of free trade zones had significant improvement effect on the air pollution of neighboring non ?pilot cities. Consid?ering the radiation effect in the centers of the free trade zones， we found that the average spatial spillover effect presented an inverted ‘U’curve with the increase of the radius. The optimal policy spillover effect radius was about 200 km. However， the policy spillover ef?fect between pilot cities was poor. The establishment of free trade zones could not only improve local atmospheric conditions by promot?ing the optimization of industrial structure and green technology innovation in pilot cities， but also improve the atmospheric conditions of non ? pilot cities by promoting the optimization of industrial structure and green technology innovation in neighboring non ? pilot cities. The above conclusions were still valid after considering a series of robustness tests such as spatial parallel trend test and placebo test . The paper provides a direct answer to the key question of whether the free trade zone policy can actually support the high ? quality eco? nomic development of the new era. Moreover， it also provides useful policy implications for further opening ?up， winning the battle of pol?lution control， and boosting the high?quality economic development of China.

Key words? free trade zone; atmospheric pollution prevention; high ? quality economic development; spatial difference ? in ? differences; policy spillover; policy evaluation

（責任編輯：王愛萍）