設立自貿試驗區改善城市碳排放了嗎？

馬秉鑫 金哲松 楊軍

摘要：作為實現高質量發展的重要舉措，設立自貿試驗區是否推動了經濟社會發展綠色化、低碳化轉型，目前仍未得到學術界關注。文章基于2008—2018年中國城市面板數據，系統研究了設立自貿試驗區對于碳排放的影響，以期填補這方面研究的空白?？紤]了內生性問題之后的回歸結果顯示，設立自貿試驗區可以通過促進產業結構升級、激勵綠色技術創新等渠道顯著降低碳排放，對于沿海自貿試驗區以及第三批次自貿試驗區而言，這種碳減排效應更為明顯；此外，設立自貿試驗區產生的碳減排效應存在負向空間溢出效應，即設立自貿試驗區增加了臨近城市的碳排放。本文的研究結論不僅拓展了評價自貿試驗區政策效果的研究維度，同時也為我國推動貿易、投資與生態環境和諧發展提供了經驗依據和政策參考。

關鍵詞：自貿試驗區；碳排放；空間溢出效應

作者簡介：馬秉鑫，中央財經大學經濟學院博士研究生（北京? 100081）；金哲松，中央財經大學經濟學院教授、博士生導師（北京? 100081）；楊軍，對外經濟貿易大學國際經濟貿易學院教授、博士生導師，通訊作者（北京? 100029）

基金項目：國家自然科學基金重大項目“全球價值鏈與中國產業升級研究”（71733002）;國家自然科學基金資助項目“重大沖擊和變化對中國-全球農業影響模擬模型的研究和開發”（71761147004）

DOI編碼：10.19667/j.cnki.cn23-1070/c.2023.03.008

引? 言

自2013年上海自貿試驗區（以下簡稱“自貿區”）設立以來，中國已設立了21個自貿區，逐漸形成了自沿海延伸至內陸，覆蓋多領域開放的全新格局。自貿區作為改革開放的“試驗田”，形成了一系列可復制推廣的創新成果，為高質量發展提供了動力源泉和制度保障。綠色低碳發展是實現高質量發展的關鍵環節，自貿區的設立是否推動了經濟社會發展綠色化、低碳化轉型？對于這個問題的準確評價也是當前中國建設更高水平開放型經濟新體制的重要依據，但目前學術界直接相關的研究相對較少。

基于此，本文從生態視角出發，科學地評價自貿區設立對碳排放的影響效應。本文的邊際貢獻在于：第一，在研究內容上，在考慮了內生性問題后，證實了自貿區設立可以有效降低碳排放，豐富了自貿區設立影響碳排放的研究成果；第二，在效應跟蹤上，實證檢驗了自貿區設立對于碳排放的影響機制、批次異質性、空間異質性以及空間溢出效應；第三，在數據使用上，以往有關自貿區的研究多使用單一自貿區或省級面板數據，而本文使用了更為細分的城市面板數據。本文其他部分結構安排如下：第一部分為文獻綜述與研究假說；第二部分為研究設計與數據；第三部分為實證結果與分析；第四部分為穩健性檢驗；第五部分為拓展性分析；第六部分為結論與政策建議。

一、文獻綜述與研究假說

國際上關于自貿區建設與環境質量之間關系的討論十分豐富。從自由貿易的角度來看，Grossman等人在分析北美自貿協定的環境效應時，將貿易自由化對環境的影響效應分解為規模效應、結構效應和技術效應。1其中規模效應通常會導致環境質量惡化，技術效應可以改善環境質量，而結構效應對于環境質量的影響不確定，主要取決于一國的比較優勢和貿易開放程度。2上述三種效應構成了探究自貿區建設對環境影響的主要分析框架，但是由于不同文獻所選擇的污染物種類不同，以及選擇驗證的國別、時間區間不同，所以難以就貿易自由化對環境的影響達成一致的結論。3隨著各國政府對貿易與環境相互影響的認識不斷加深，環境條款在自貿協定中出現的頻次大幅上升，呈現出環境保護范圍擴展、環境與貿易投資深度融合、規則約束強化甚至硬法化等多方面趨勢。4從自貿協定中環境條款與環境質量的關系來看，Brandi等人發現環保條款在限制發展中國家進口污染產品的同時，顯著促進了綠色產品出口，有利于發展中國家實現經濟發展與環境保護的平衡。5

當前，有關中國自貿區與環境質量之間關系的研究主要圍繞以下幾方面展開：第一，從全局角度評價自貿區政策產生的環境效益。例如，胡宗義等人從宏觀層面探究自貿區設立對于城市大氣污染的影響時發現，自貿區設立不僅通過推動產業結構優化和綠色技術創新等渠道顯著改善了本地大氣污染情況，還通過示范效應改善了臨近城市的大氣狀況。6Li 等人從微觀角度探究自貿區設立產生的環境效益時發現，自貿區設立后，區內資源型上市公司綠色創新能力以及環保投資顯著提高，進而改善了企業的環境績效。7第二，分析單一自貿區建設產生的環境效益?？紤]到不同自貿區的發展稟賦和配套條件存在差異，不同自貿區建設產生的政策效果也可能存在較大差異，甚至可能出現某一自貿區建設產生的政策效果與自貿區整體政策效果相反的情況。例如，Zhuo等人研究發現，由于技術基礎薄弱、環保意識不強，廣東自貿區建設陷入了環境“政策陷阱”，其設立顯著增加了本地廢氣、廢水的排放量。1Li等人研究發現安徽自貿區出口貿易的增加惡化了當地環境質量。2第三，分析自貿區設立對于綠色經濟增長的影響。例如，Ma等人研究發現，自貿區建設通過促進國際資本流動和產業結構升級顯著提高了城市綠色全要素生產率。3Hu等人就自貿區對綠色全要素生產率的異質性影響做了進一步分析，在污染物種類方面，自貿區設立后氮氧化物減排量相較于二氧化硫更為顯著；在自貿區區位方面，相較于沿海自貿區，內陸自貿區對于綠色全要素生產率增長率的提升效應更為顯著。4

通過梳理國內外已有研究可以發現，現有研究在評價自貿區的環境效應時尚未得出一致結論，并且對于自貿區設立對碳排放產生的影響關注較少。因此，本文關注的第一個問題是，自貿區設立是否對碳排放產生影響。已有研究表明，碳排放與產業結構有著密切聯系。5具體而言，第二產業比重和碳排放量成正比關系，發展第三產業可以有效降低碳排放量。6此外，我國經濟發展仍以傳統能源為主，煤炭等化石能源消費一直以來都是碳排放的主要來源，產業結構扭曲會抑制能源強度下降，進而抑制碳排放下降。7產業結構轉型升級可以帶動能源消費結構優化，降低碳排放。8從各自貿區設立以來的政策實踐來看，貿易和投資便利化是自貿區建設中的重要內容。其中，貿易便利化加快了貿易轉型升級，為服務貿易的發展創造了良好的條件，服務貿易規模的擴大對傳統貿易方式產生“替代效應”，對加工貿易產生負面沖擊，推動了傳統的制造環節向生產性服務業等高端環節延伸，優化了產業結構。9投資便利化以負面清單制度為核心，境外投資者可以根據《自貿試驗區負面清單》的有關規定，對負面清單中未列出的領域進行投資經營。負面清單中關于服務業的準入領域和準入條件不斷放寬，使得跨國企業增加了對服務業投資的數量和規模，推動了第三產業的發展，從而促進產業結構升級。

綠色技術創新是實現城市發展全面低碳化的重要力量，10目前許多文獻發現綠色技術創新可以通過淘汰落后產能、降低能源消耗強度等渠道，促進城市實現碳減排。11自貿區通過鼓勵區內企業參與碳排放權交易，將碳減排成本內部化，12進而倒逼或鼓勵企業通過綠色技術創新降低生產過程中的碳排放?？紤]到企業在綠色技術創新過程中需要投入大量的研發資金，但通常面臨著較大的不確定性，自貿區內的金融機構發行了大量助力實現“雙碳”目標的綠色金融工具，可以為企業研發提供資金支持，幫助分擔企業研發失敗的風險，為企業綠色創新提供保障?；谏鲜龇治觯岢鋈缦卵芯考僬f：

假說1：自貿區設立可以顯著降低城市碳排放。

當前，中國不同區域在制度環境和區位條件等方面尚存在較大差異，并且不同批次設立的自貿區在戰略定位和改革領域等方面也各有側重。因此，本文關注的第二個問題是，就碳排放而言，自貿區設立的政策效應是否存在空間異質性和批次異質性。考慮到沿海地區在開展對外貿易、引進外資等方面相較于內陸地區具有天然的區位優勢，外貿活動的增加以及外資規模的擴大使得沿海地區產業結構相較而言更為優化，并且內陸地區在營商環境、“放管服”等方面的改革，整體上滯后于沿海地區，1環境資源要素在市場化程度更高的沿海地區可以得到最優配置，因此相對于內陸自貿區，沿海自貿區設立產生的碳減排效應可能更強。另外，自貿區的任務是試驗，需要在建設過程中對各個領域探索其可能的風險，研究其可行的道路。2前兩批次自貿區在政府職能轉變、貿易投資便利化等方面做出了成功探索，為后續自貿區建設提供了寶貴經驗。第三批次自貿區在前兩批次自貿區的探索基礎上，開始將生態環境保護列入主要建設目標之一，碳排放治理成為區內政策制定與實施的重要考量因素，因此，相對于前兩批次自貿區，第三批次自貿區設立產生的碳減排效應可能更強。據此，提出如下研究假說：

假說2：不同地區、不同批次的自貿區對碳排放的影響存在差異，沿海自貿區和第三批次設立的自貿區有較強的碳減排效應。

區位導向型政策往往會導致區域資源的重新分配。3已有研究表明，自貿區建設會對鄰近城市的經濟發展兼具輻射效應和虹吸效應。4因此，本文關注的第三個問題是，自貿區設立對碳排放的影響是否同樣存在空間溢出效應。對于自貿區鄰近城市而言，自貿區設立對其碳排放的影響效應較為復雜。一方面，面對嚴峻的環境壓力以及經濟與環境績效雙重考核，地方政府的環境治理開始從逐底競爭轉向策略性節能競爭以及減排模式效仿。1因此，自貿區設立所實現的碳減排作用對鄰近城市產生了示范效應；另一方面，自貿區通過制度改革為市場主體提供了良好的市場環境，對周邊區域的人才、高技術產業等高級要素形成較強的虹吸效應，高級要素的集聚必然會推動本地產業結構升級，進而可能會導致高能耗、高排放、高污染產業淘汰或向鄰近城市轉移。2因此，自貿區設立對于臨近城市碳排放的溢出效應，取決于示范效應和虹吸效應的絕對值大小?；谏鲜龇治觯岢鋈缦卵芯考僬f：

假說3：自貿區的設立會對鄰近城市的碳排放產生空間溢出效應。

二、研究設計與數據

（一）模型設定

本文選取了2008—2018年中國255個城市的面板數據（因西藏、新疆、港澳臺等地區的缺失值過多，故剔除），在樣本期內，24個地級市及以上城市先后設立自貿區。通過觀察自貿區的分布可以發現，其中既有處于沿海發達地區的自貿區，也有處于內陸不發達地區的自貿區，因此本文將自貿區政策看作一項準自然實驗，并且考慮到自貿區實際掛牌時間不同，本文使用多期DID方法評價自貿區政策對于碳排放影響的凈效應，具體模型設定如下：

[CEit=α+βFTZit+γXit+σi+λt+εit]（1）

其中，[CEit]為城市i在時期t的碳排放量；[ FTZit]為核心解釋變量，若城市i在時期t設立自貿區則為1，否則為0；[Xit]為一系列影響碳排放的控制變量；[σi]為城市固定效應，[λt]為年份固定效應；[εit]為殘差項。本文主要關注系數[β]的顯著性。若[β]顯著為負，說明自貿區設立可以有效降低碳排放，反之，則說明自貿區設立增加了碳排放。

（二）數據來源及說明

當前[CO2]排放量并沒有一致的估算方法，現有研究多數采用擴展的Kaya恒等式進行計算，其基本思路是根據每年各地區能源平衡表公布的對于不同類型能源的表觀消費量乘以不同類型能源對應的排放因子，計算得出[CO2]排放量，計算公式如下：

[CEit=ADitj×EFj ] ? ? ? ? ? ?（2）

[CEit]是時期t城市i的[CO2]排放量；[ADijt]是時期t城市i對能源j的表觀消費量；[EFj]為能源j的排放因子，劉竹等人發現在計算中國各類型能源消費碳排放時，IPCC提供的排放因子出現了高估的情況。3因此本文參考Shan等人的研究，4使用了中國碳核算數據庫（CEADS）提供的[CO2]排放量數據，該數據庫通過對中國煤礦和工廠的實地核算，使用了更加貼合中國實際的排放因子，得到的[CO2]排放量更接近于實際水平。其他相關數據分別來源于國家統計局、《中國統計年鑒》、《中國能源統計年鑒》、《新中國60年統計資料匯編》和各省市統計年鑒。

考慮到數據的可獲得性，本文的樣本共包含255個城市，其中處理組包含24個城市，1控制組包含231個城市。同時考慮到2008年國際金融危機導致國內外經濟環境出現了顯著變化，因此本文將樣本區間設定為2008—2018年。

（三）變量描述

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為碳排放，主要指大氣中溫室氣體的排放，考慮到溫室氣體中[CO2]的含量及比例最高，所以本文使用[CO2]排放量衡量城市碳排放水平。

2.核心解釋變量

本文的核心解釋變量自貿區設立（FTZ）是一個虛擬變量，根據自貿區正式掛牌時間對樣本城市進行賦值，即處理組城市設立自貿區當年以及之后的年份賦值為1，設立自貿區之前的年份賦值為0，控制組城市賦值為0。

3.其他控制變量

參考已有研究，經濟發展水平、對外開放程度、基礎設施和人口規模等都會影響城市碳排放水平，因此本文選取了下列控制變量：（1）人均國民收入（pgdp）；（2）人均國民收入的二次項（pdgp2）；（3）對外開放水平（open），用各城市每年實際利用外資與GDP的比重衡量；（4）產業結構（structure），用各城市第二產業增加值與GDP的比重衡量；（5）人口密度（density），用城鎮常住人口與行政區域面積的比重衡量；（6）政府干預水平（gov），用地方財政一般預算支出與GDP的比重衡量；（7）全社會固定資產投資（invest）用全社會固定資產投資與GDP的比重衡量。為避免異常值影響估計結果，對上述變量進行對數化處理（表1為本文主要變量的描述性統計）。

三、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

為了探究自貿區設立對于碳排放的影響，本文使用多期DID方法進行實證檢驗（具體結果如表2所示），其中FTZ的系數估計值表示了自貿區設立前后的平均處理效應。由表2可知，無論是否加入控制變量，自貿區設立均顯著降低碳排放，從列（2）可以看出，自貿區可以平均降低所設立城市32.1%的[CO2]排放量，結果在1%的顯著性水平顯著。從人均GDP和人均GDP的二次項的系數估計值可以發現，在樣本期內我國經濟發展水平與[CO2]排放量呈倒U型環境庫茲涅茨曲線關系，該結論與占華的研究結論一致。2

（二）平行趨勢檢驗——對時間異質性的分析

使用多期DID方法需滿足平行趨勢假定，即在政策發生前，處理組與控制組應具有相同的變化趨勢。另外，上文的回歸結果只表明了自貿區對碳排放的平均處理效應，并沒有反映出自貿區碳減排效應的時間異質性。所以本文參考Jacobson等人使用的方法，1設定下列模型進行驗證與分析：

[CEit=α+k≥?4，k≠05ρkDkit+γXit+σi+λt+εit]（3）

其中，[Dkit]是政策虛擬變量，假定城市i設立自貿區的年份為[yi]，令[k=t?yi]。當[k≤?4]時，[Dkit=1]，否則為0；當[k=?3，?2，…，3，4]時，[Dkit=1]，否則為0；當[k≥5]時，[Dkit=1]，否則為0。在回歸時本文以[k=0]為基準期，因此模型中不包括[D0it]。通過比較參數[ρk]的顯著性以及變化趨勢可以驗證模型是否滿足平行趨勢假定，并進一步分析自貿區碳減排效應的時間異質性（回歸結果如圖2所示）。

從圖2中系數[ρk]隨著時間變化情況（置信區間為95%）可以發現，自貿區設立前4年到前1年，系數[ρk]的置信區間均包含水平線0，說明自貿區設立前，處理組與控制組具有相同的變化趨勢，滿足平行趨勢假定。在自貿區設立后第1年到第5年，[CO2]排放量顯著降低，并且出現逐漸向下的趨勢，說明自貿區的碳減排效應具有持續效果，而且隨著時間的推移，效應不斷加強。值得注意的是，從自貿區政策實施的第4年開始，處理組中的觀察值僅有上海，但從圖2中可以看到其具有高度顯著的回歸系數，可能的原因如下：（1）上海自貿區作為我國最早設立的自貿區，相較于之后設立的自貿區，具有充裕的時間逐步完善相關基礎設施，隨著舊體制的改革和新制度的創新，上海自貿區的碳減排效應得以發揮得更加充分；（2）2017年3月，即上海自貿區設立的第4年，國務院印發了《全面深化中國（上海）自由貿易試驗區改革開放方案》，該方案明確提出在行政管理體制改革方面，推動環保部門與市場監管、經濟發展等職能部門形成跨部門協同機制，在環境保護等領域建立市場主體社會責任報告制度和責任追溯制度，上述命令型環境規制可以顯著提升區域碳排放效率，1這也解釋了從政策實施第4年開始上海自貿區高度顯著的碳減排效應。

四、穩健性檢驗

（一）PSM-DID方法估計

使用DID方法最理想的情況是，處理組城市和控制組城市是隨機選擇的。2但考慮到自貿區政策作為國家重要發展戰略，實施前需要綜合考量城市的經濟社會發展水平、對外開放程度和地理條件等因素。例如，第一批和第二批自貿區均設立在沿海地區發達城市，說明自貿區政策實施初期會優先選擇經濟基礎好、開放程度高且交通便利的城市。為了控制這些城市之間原本存在的固有差距，降低政策選擇中內生性對于估計結果的影響，本文參考Wang和崔日明等人的做法，3將控制變量作為協變量，使用傾向得分匹配方法（PSM），在控制組城市中找到與處理組城市盡可能相似的城市進行匹配，形成新的樣本，在該樣本的基礎上進行DID回歸，結果如表3列（1）所示，可以發現FTZ的系數估計值與基準回歸結果相差不大，且仍然在1%的顯著性水平上顯著，說明自貿區設立降低所在城市碳排放的結論具有穩健性。

（二）其他環境政策的影響

在估計自貿區政策對于碳排放的影響過程中，不可避免地會受到其他政策影響的干擾，尤其是自黨的十八大以來，我國圍繞低碳經濟、污染防治、節能減排、清潔生產，陸續出臺了“一攬子”政策措施。1因此，本文有理由相信，“一攬子”環保政策的實施，可能導致本文對自貿區的碳減排效應的估計出現高估。為了準確識別這一影響，本文搜集并整理了樣本期內可能影響碳排放的政策，包括2010年起實施的低碳城市試點政策和2011年起實施的碳排放權交易試點政策，在回歸方程中加入了相關政策虛擬變量（包括低碳城市試點名單虛擬變量和碳排放權交易試點城市名單虛擬變量）與時間線性趨勢項的交乘項（具體回歸結果如表3所示）。其中，列（2）模型中納入“低碳城市試點”政策虛擬變量，列（3）模型中納入“碳排放權交易試點”政策虛擬變量，列（4）模型同時納入以上兩類政策虛擬變量?？梢园l現，三類模型中FTZ的系數估計值顯著為負，且在數值上與基準回歸結果相近，不存在明顯的高估，說明在考慮了低碳城市試點政策和碳排放權交易試點政策的影響之后，本文的結論是相對穩健的。

（三）安慰劑檢驗

1.城市安慰劑檢驗

為了避免不可觀測的遺漏變量對基準回歸結果產生干擾，本文參照Cai等人的做法，2通過隨機分配自貿區設立城市對基準回歸結果進行安慰劑檢驗。具體而言，在所有255個城市中進行了500次抽樣，每次抽樣隨機選擇24個城市作為虛擬實驗組，其余231個城市作為對照組，通過對模型（1）回歸可以得到500個虛擬回歸系數。圖3繪制了隨機分配回歸得到的虛擬系數的核密度圖和對應P值的散點圖，可以發現系數估計值大致服從均值為0的正態分布且絕大多數P值在0.1以上（圖中水平虛線為0.1），說明碳排放的下降是由設立自貿區而不是其他不可觀測因素導致的結果。

2.時間安慰劑檢驗

為了避免處理組城市和對照組城市的碳排放的差異是由時間變化導致的，本文根據反事實思想，依次假定自貿區政策提前實施1年、2年、3年、4年和5年，分別以[FTZpre1]、[FTZpre2]、[FTZpre3]、[FTZpre4]和[FTZpre5]表示，將虛擬變量分別引入基準回歸模型進行回歸，以此進行時間層面的安慰劑檢驗。結果如表4所示，可以發現[FTZpre1、FTZpre2、FTZpre3、FTZpre4和FTZpre5]的系數估計值均不顯著，這表明處理組城市和控制組城市的時間趨勢不存在系統性差異，也再次證明了自貿區政策降低了碳排放。

（四）其他穩健性檢驗

本文在基準回歸模型的基礎上，還進行了如下穩健性檢驗。首先，對于碳排放的衡量指標，除了運用[CO2]排放量以外，部分學者運用碳排放強度進行衡量。1因此本文參考相關研究，使用[CO2]排放量與實際GDP的比重構建碳排放強度指標，衡量城市碳排放水平，回歸結果見表5列（1）；其次，自貿區設立城市大多位于胡煥庸線右側，其人口特征和地理位置差異可能會對碳排放產生影響。本文參照宋弘等人的做法，2在基準回歸模型中加入了胡煥庸線左右側虛擬變量與時間趨勢項的交乘項，回歸結果見表5列（2）；此外，為了排除數據中異常值對結果的干擾，本文對連續型變量最大與最小進行1%的縮尾處理，回歸結果見表5列（3）；最后，鑒于海南自貿區與直轄市的特殊性，本文在樣本中分別剔除海南省地級市及直轄市后進行回歸，回歸結果見表5列（4）和列（5）?？梢园l現，上述五類模型中，FTZ的系數估計值均顯著為負，表明設立自貿區有利于降低城市碳排放，支持前文結論。

五、拓展性分析

（一）影響機制分析

前文基準回歸結果與一系列穩健性檢驗證實了自貿區設立能夠顯著降低碳排放，那么這種效應是如何實現的？根據前文的理論分析，自貿區設立主要通過促進產業結構升級、激勵綠色技術創新等渠道降低碳排放。對此，本文參照Baron和Kenny的做法，1設置如下模型進行實證檢驗：

[mit=a+bFTZit+θicontrolit+σi+λt+εit] ? ?（4）

[CEit=a+cmit+dFTZit+θicontrolit+σi+λt+εit]（5）

其中，[m]表示中介變量，分別表示產業結構升級（upgrade）、綠色技術創新水平（innovation）。參考已有研究，產業結構升級由第三產業增加值和第二產業增加值比重衡量，綠色技術創新水平由每萬人綠色發明專利申請量衡量。若回歸結果中系數b和c均顯著，說明影響機制存在，若至少有一個顯著，則需要進行sobel檢驗，檢驗后p值小于0.1，說明影響機制存在?；貧w結果見表6。

其中，表6的列（1）表明核心解釋變量FTZ對被解釋變量CE存在顯著負向的影響，列（2）和列（3）為產業結構升級作用機制的回歸結果：從列（2）可知，核心解釋變量FTZ對中介變量upgrade具有顯著正向的影響，說明自貿區設立可以顯著促進產業結構升級；從列（3）可知，產業結構升級可以顯著降低碳排放；結合列（2）和列（3）可知，加入中介變量后，FTZ的系數正負和顯著性不變，但絕對值大小降低了。這一結果說明自貿區設立可以通過促進城市產業結構升級有效降低碳排放；表6的列（4）和列（5）為激勵綠色技術創新作用機制的回歸結果。同樣，結合列（4）和列（5）可知，加入中介變量后，FTZ的系數正負和顯著性不變，但絕對值大小降低。這說明，自貿區設立可以通過激勵綠色技術創新降低碳排放。通過中介效應分析，自貿區政策降低碳排放的兩個機制均得到驗證。

（二）異質性分析

1.批次異質性

參考李賁等人的做法，2在式（1）的基礎上設定式（6），以考察不同批次設立的自貿區對碳排放的影響。

[CEit=α+j=13βjFTZit×Batc?jit+γXit+σi+λt+εit]（6）

其中，[Batc?jit]為批次虛擬變量，在本文的樣本期內共設立四批自貿區，鑒于海南自貿港在地理區位以及實施范圍上相較于前三批次自貿區而言具有較大的特殊性，因此本文重點考察前三批次自貿區，即j=1，2，3。若城市i為第一批自貿區設立城市，則[Batc?1it]=1，以此類推，得到[Batc?2it、Batc?3it]。通過比較不同批次自貿區系數估計值的絕對值大小，可以檢驗不同批次自貿區的碳減排效應的異質性。

回歸結果見表7列（1）。從中可以發現，第一批次和第二批次自貿區的碳減排效應基本相同，但第二批次自貿區的系數更加顯著，而第三批次自貿區的碳減排效應明顯強于前兩批次。這一結果可能的原因如下：（1）通過梳理國務院發布的三個批次自貿區的總體建設方案來看，前兩批次自貿區設立的主要目標在于加快政府職能轉變，促進貿易和投資便利化，而第三批次自貿區開始將生態環境保護納入主要建設目標之一，因此第三批次自貿區內政策的制定與實施將堅持生態優先，推動經濟綠色低碳發展。（2）自貿區是改革開放的試驗田，而這種探索試驗的特征在前兩批次自貿區的改革實踐中體現得尤為明顯。在一些改革“深水區”，前兩批次自貿區為第三批次自貿區提供了經驗參照，避免改革出現偏差、失誤、錯誤，降低了第三批次自貿區建設中的試錯成本。因此第三批次自貿區可以在前兩批次自貿區的基礎上，在生態環境領域深入推進“放管服”改革，進而表現出更為顯著的碳減排效應。

2.空間異質性

參照王愛儉等人的做法，1將自貿區分為沿海自貿區和內陸自貿區，通過設定（7）進行異質性分析。

[CEit=α+β1FTZit×coastalit+β2FTZit×inlandit+γXit+σi+λt+εit] （7）

其中，[coastalit]和[inlandit]是區位虛擬變量，若自貿區設立城市為沿海城市，則[coastalit]=1，否則為0；若自貿區設立城市為內陸城市，則[inlandit=1]，否則為0。通過比較系數[β1]和[β2]的顯著性和絕對值大小，可以對自貿區的空間異質性進行分析。

回歸結果見表7列（2）。從中可以發現，盡管都顯著降低了碳排放，但沿海自貿區的碳減排效應明顯強于內陸自貿區?？赡艿脑蛟谟冢海?）在開展對外貿易、引進外資等方面，沿海自貿區相較于內陸自貿區具有天然的區位優勢，對外貿易與外商直接投資規模的擴大有利于促進地區產業結構優化升級，進而降低碳排放；（2）沿海自貿區的市場化程度要優于內陸自貿區，而環境資源要素作為稀缺要素的一種，需要市場決定最優配置。沿海自貿區市場化程度較高，可以優化原來錯配的環境資源要素，在微觀層面上激勵企業加大綠色技術創新投入，進而改善地區環境狀況。

（三）空間溢出效應分析

前文結果表明，自貿區設立對于本地區的碳排放具有顯著的抑制作用，那么這種影響是否存在空間溢出效應？若存在空間溢出效應，那么具體的影響程度如何？對此，本文進一步建立了空間計量模型進行研究。

1.全局空間相關性檢驗

首先，本文依據城市間地理距離和人均GDP數據，分別構建了地理距離權重矩陣W1和經濟地理嵌套矩陣W2，并分別進行了空間自相關檢驗。表8報告了[CO2]排放量的空間相關性檢驗結果?？梢钥吹?，[CO2]排放量在空間上存在相關性，需要構建空間計量模型進行分析。

2.空間溢出效應回歸結果

就本文的研究內容而言，[CO2]在大氣中具有較強的的無界性流動特點。2因此，本文選擇空間自回歸模型（SAR）作為檢驗空間溢出效應的基準模型。由表9列（1）和列（5）可知，空間相關系數[ρ]顯著為負，說明[CO2]排放量存在負向空間溢出效應。本文將空間溢出效應進一步分解為直接效應、間接效應和總效應。直接效應結果表明，自貿區設立可以顯著降低本地區的碳排放；間接效應結果表明，自貿區設立顯著抑制了臨近城市碳排放的下降，這意味著自貿區設立對鄰近城市所產生的虹吸效應強于示范效應；總效應結果表明，總體上看自貿區設立對城市的碳排放會產生顯著的抑制作用。

六、結論與政策建議

（一）研究結論

自貿區作為中國當前深化改革的“試驗田”，其意義并不局限于通過對外開放促進地區經濟增長，而是要探索統籌兼顧經濟增長與綠色生態的高質量發展道路?；诖耍疚睦弥袊?008—2018年的城市面板數據，從生態視角就自貿區設立對碳排放產生的影響進行了實證分析。主要結論如下：自貿區設立可以顯著降低本地碳排放，并且在進行一系列穩健性檢驗后，結果表明基本保持穩健。自貿區設立引致的產業結構升級效應與綠色技術創新效應是降低碳排放的重要渠道。對于沿海自貿區以及第三批次自貿區而言，這種碳減排效應更為明顯。自貿區設立產生的碳減排效應還存在負向空間溢出效應，即自貿區設立增加了鄰近城市的碳排放。

（二）政策建議

基于上述研究結論，提出如下政策建議：首先，加快政府職能重心向服務監管型轉變，減少政府對經濟活動的行政干預，讓市場在資源配置中起決定性作用。當出現市場失靈時，發揮政府在環境監管等方面的作用，落實各級部門環境治理責任，嘗試在自貿區編制自然資產負債表，將生態福利作為重要考量因素納入自貿區建設的戰略規劃中。其次，繼續深化和擴大自貿區制度創新的力度，以制度創新為引領，破除國際高級要素流動壁壘，促進國內區域間要素自由流動，完善創新激勵制度，通過綠色金融工具鼓勵低碳技術進口與研發設計，助推經濟發展模式轉型。再次，系統總結各自貿區在生態環境領域的改革實踐，形成一批可復制、可推廣的創新成果，并結合各自貿區在地理位置、資源稟賦、產業結構上的特點，形成自貿區差異化綠色發展模式，打造符合中國生態文明建設要求的高水平對外開放平臺；最后，構建多層次區域間綠色協同發展體制。一方面，加強自貿區各片區之間的聯動發展，健全自貿區各片區之間協同開放和合作機制，以自貿區各片區為核心形成自貿區網絡架構，實現全范圍的輻射作用和關聯效應；另一方面，自貿區鄰近城市要積極與自貿區建立合作機制，鼓勵自貿區與鄰近城市共同制定區域綠色協同發展規劃。自貿區鄰近城市要結合本地區實際發展情況，承接相關產業轉移的同時，積極探索可持續發展路徑，通過產業鏈前后端聯系充分吸收自貿區的政策效應，推動經濟實現綠色化、低碳化轉型。

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