设立自贸试验区改善城市碳排放了吗？

马秉鑫 金哲松 杨军

摘要：作为实现高质量发展的重要举措，设立自贸试验区是否推动了经济社会发展绿色化、低碳化转型，目前仍未得到学术界关注。文章基于2008—2018年中国城市面板数据，系统研究了设立自贸试验区对于碳排放的影响，以期填补这方面研究的空白。考虑了内生性问题之后的回归结果显示，设立自贸试验区可以通过促进产业结构升级、激励绿色技术创新等渠道显著降低碳排放，对于沿海自贸试验区以及第三批次自贸试验区而言，这种碳减排效应更为明显；此外，设立自贸试验区产生的碳减排效应存在负向空间溢出效应，即设立自贸试验区增加了临近城市的碳排放。本文的研究结论不仅拓展了评价自贸试验区政策效果的研究维度，同时也为我国推动贸易、投资与生态环境和谐发展提供了经验依据和政策参考。

关键词：自贸试验区；碳排放；空间溢出效应

作者简介：马秉鑫，中央财经大学经济学院博士研究生（北京  100081）；金哲松，中央财经大学经济学院教授、博士生导师（北京  100081）；杨军，对外经济贸易大学国际经济贸易学院教授、博士生导师，通讯作者（北京  100029）

基金项目：国家自然科学基金重大项目“全球价值链与中国产业升级研究”（71733002）;国家自然科学基金资助项目“重大冲击和变化对中国-全球农业影响模拟模型的研究和开发”（71761147004）

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

引  言

自2013年上海自贸试验区（以下简称“自贸区”）设立以来，中国已设立了21个自贸区，逐渐形成了自沿海延伸至内陆，覆盖多领域开放的全新格局。自贸区作为改革开放的“试验田”，形成了一系列可复制推广的创新成果，为高质量发展提供了动力源泉和制度保障。绿色低碳发展是实现高质量发展的关键环节，自贸区的设立是否推动了经济社会发展绿色化、低碳化转型？对于这个问题的准确评价也是当前中国建设更高水平开放型经济新体制的重要依据，但目前学术界直接相关的研究相对较少。

基于此，本文从生态视角出发，科学地评价自贸区设立对碳排放的影响效应。本文的边际贡献在于：第一，在研究内容上，在考虑了内生性问题后，证实了自贸区设立可以有效降低碳排放，丰富了自贸区设立影响碳排放的研究成果；第二，在效应跟踪上，实证检验了自贸区设立对于碳排放的影响机制、批次异质性、空间异质性以及空间溢出效应；第三，在数据使用上，以往有关自贸区的研究多使用单一自贸区或省级面板数据，而本文使用了更为细分的城市面板数据。本文其他部分结构安排如下：第一部分为文献综述与研究假说；第二部分为研究设计与数据；第三部分为实证结果与分析；第四部分为稳健性检验；第五部分为拓展性分析；第六部分为结论与政策建议。

一、文献综述与研究假说

国际上关于自贸区建设与环境质量之间关系的讨论十分丰富。从自由贸易的角度来看，Grossman等人在分析北美自贸协定的环境效应时，将贸易自由化对环境的影响效应分解为规模效应、结构效应和技术效应。1其中规模效应通常会导致环境质量恶化，技术效应可以改善环境质量，而结构效应对于环境质量的影响不确定，主要取决于一国的比较优势和贸易开放程度。2上述三种效应构成了探究自贸区建设对环境影响的主要分析框架，但是由于不同文献所选择的污染物种类不同，以及选择验证的国别、时间区间不同，所以难以就贸易自由化对环境的影响达成一致的结论。3随着各国政府对贸易与环境相互影响的认识不断加深，环境条款在自贸协定中出现的频次大幅上升，呈现出环境保护范围扩展、环境与贸易投资深度融合、规则约束强化甚至硬法化等多方面趋势。4从自贸协定中环境条款与环境质量的关系来看，Brandi等人发现环保条款在限制发展中国家进口污染产品的同时，显著促进了绿色产品出口，有利于发展中国家实现经济发展与环境保护的平衡。5

当前，有关中国自贸区与环境质量之间关系的研究主要围绕以下几方面展开：第一，从全局角度评价自贸区政策产生的环境效益。例如，胡宗义等人从宏观层面探究自贸区设立对于城市大气污染的影响时发现，自贸区设立不仅通过推动产业结构优化和绿色技术创新等渠道显著改善了本地大气污染情况，还通过示范效应改善了临近城市的大气状况。6Li 等人从微观角度探究自贸区设立产生的环境效益时发现，自贸区设立后，区内资源型上市公司绿色创新能力以及环保投资显著提高，进而改善了企业的环境绩效。7第二，分析单一自贸区建设产生的环境效益。考虑到不同自贸区的发展禀赋和配套条件存在差异，不同自贸区建设产生的政策效果也可能存在较大差异，甚至可能出现某一自贸区建设产生的政策效果与自贸区整体政策效果相反的情况。例如，Zhuo等人研究发现，由于技术基础薄弱、环保意识不强，广东自贸区建设陷入了环境“政策陷阱”，其设立显著增加了本地废气、废水的排放量。1Li等人研究发现安徽自贸区出口贸易的增加恶化了当地环境质量。2第三，分析自贸区设立对于绿色经济增长的影响。例如，Ma等人研究发现，自贸区建设通过促进国际资本流动和产业结构升级显著提高了城市绿色全要素生产率。3Hu等人就自贸区对绿色全要素生产率的异质性影响做了进一步分析，在污染物种类方面，自贸区设立后氮氧化物减排量相较于二氧化硫更为显著；在自贸区区位方面，相较于沿海自贸区，内陆自贸区对于绿色全要素生产率增长率的提升效应更为显著。4

通过梳理国内外已有研究可以发现，现有研究在评价自贸区的环境效应时尚未得出一致结论，并且对于自贸区设立对碳排放产生的影响关注较少。因此，本文关注的第一个问题是，自贸区设立是否对碳排放产生影响。已有研究表明，碳排放与产业结构有着密切联系。5具体而言，第二产业比重和碳排放量成正比关系，发展第三产业可以有效降低碳排放量。6此外，我国经济发展仍以传统能源为主，煤炭等化石能源消费一直以来都是碳排放的主要来源，产业结构扭曲会抑制能源强度下降，进而抑制碳排放下降。7产业结构转型升级可以带动能源消费结构优化，降低碳排放。8从各自贸区设立以来的政策实践来看，贸易和投资便利化是自贸区建设中的重要内容。其中，贸易便利化加快了贸易转型升级，为服务贸易的发展创造了良好的条件，服务贸易规模的扩大对传统贸易方式产生“替代效应”，对加工贸易产生负面冲击，推动了传统的制造环节向生产性服务业等高端环节延伸，优化了产业结构。9投资便利化以负面清单制度为核心，境外投资者可以根据《自贸试验区负面清单》的有关规定，对负面清单中未列出的领域进行投资经营。负面清单中关于服务业的准入領域和准入条件不断放宽，使得跨国企业增加了对服务业投资的数量和规模，推动了第三产业的发展，从而促进产业结构升级。

绿色技术创新是实现城市发展全面低碳化的重要力量，10目前许多文献发现绿色技术创新可以通过淘汰落后产能、降低能源消耗强度等渠道，促进城市实现碳减排。11自贸区通过鼓励区内企业参与碳排放权交易，将碳减排成本内部化，12进而倒逼或鼓励企业通过绿色技术创新降低生产过程中的碳排放。考虑到企业在绿色技术创新过程中需要投入大量的研发资金，但通常面临着较大的不确定性，自贸区内的金融机构发行了大量助力实现“双碳”目标的绿色金融工具，可以为企业研发提供资金支持，帮助分担企业研发失败的风险，为企业绿色创新提供保障。基于上述分析，提出如下研究假说：

假说1：自贸区设立可以显著降低城市碳排放。

当前，中国不同区域在制度环境和区位条件等方面尚存在较大差异，并且不同批次设立的自贸区在战略定位和改革领域等方面也各有侧重。因此，本文关注的第二个问题是，就碳排放而言，自贸区设立的政策效应是否存在空间异质性和批次异质性。考虑到沿海地区在开展对外贸易、引进外资等方面相较于内陆地区具有天然的区位优势，外贸活动的增加以及外资规模的扩大使得沿海地区产业结构相较而言更为优化，并且内陆地区在营商环境、“放管服”等方面的改革，整体上滞后于沿海地区，1环境资源要素在市场化程度更高的沿海地区可以得到最优配置，因此相对于内陆自贸区，沿海自贸区设立产生的碳减排效应可能更强。另外，自贸区的任务是试验，需要在建设过程中对各个领域探索其可能的风险，研究其可行的道路。2前两批次自贸区在政府职能转变、贸易投资便利化等方面做出了成功探索，为后续自贸区建设提供了宝贵经验。第三批次自贸区在前两批次自贸区的探索基础上，开始将生态环境保护列入主要建设目标之一，碳排放治理成为区内政策制定与实施的重要考量因素，因此，相对于前两批次自贸区，第三批次自贸区设立产生的碳减排效应可能更强。据此，提出如下研究假说：

假说2：不同地区、不同批次的自贸区对碳排放的影响存在差异，沿海自贸区和第三批次设立的自贸区有较强的碳减排效应。

区位导向型政策往往会导致区域资源的重新分配。3已有研究表明，自贸区建设会对邻近城市的经济发展兼具辐射效应和虹吸效应。4因此，本文关注的第三个问题是，自贸区设立对碳排放的影响是否同样存在空间溢出效应。对于自贸区邻近城市而言，自贸区设立对其碳排放的影响效应较为复杂。一方面，面对严峻的环境压力以及经济与环境绩效双重考核，地方政府的环境治理开始从逐底竞争转向策略性节能竞争以及减排模式效仿。1因此，自贸区设立所实现的碳减排作用对邻近城市产生了示范效应；另一方面，自贸区通过制度改革为市场主体提供了良好的市场环境，对周边区域的人才、高技术产业等高级要素形成较强的虹吸效应，高级要素的集聚必然会推动本地产业结构升级，进而可能会导致高能耗、高排放、高污染产业淘汰或向邻近城市转移。2因此，自贸区设立对于临近城市碳排放的溢出效应，取决于示范效应和虹吸效应的绝对值大小。基于上述分析，提出如下研究假说：

假说3：自贸区的设立会对邻近城市的碳排放产生空间溢出效应。

二、研究设计与数据

（一）模型设定

本文选取了2008—2018年中国255个城市的面板数据（因西藏、新疆、港澳台等地区的缺失值过多，故剔除），在样本期内，24个地级市及以上城市先后设立自贸区。通过观察自贸区的分布可以发现，其中既有处于沿海发达地区的自贸区，也有处于内陆不发达地区的自贸区，因此本文将自贸区政策看作一项准自然实验，并且考虑到自贸区实际挂牌时间不同，本文使用多期DID方法评价自贸区政策对于碳排放影响的净效应，具体模型设定如下：

[CEit=α+βFTZit+γXit+σi+λt+εit]（1）

其中，[CEit]为城市i在时期t的碳排放量；[ FTZit]为核心解释变量，若城市i在时期t设立自贸区则为1，否则为0；[Xit]为一系列影响碳排放的控制变量；[σi]为城市固定效应，[λt]为年份固定效应；[εit]为残差项。本文主要关注系数[β]的显著性。若[β]显著为负，说明自贸区设立可以有效降低碳排放，反之，则说明自贸区设立增加了碳排放。

（二）数据来源及说明

当前[CO2]排放量并没有一致的估算方法，现有研究多数采用扩展的Kaya恒等式进行计算，其基本思路是根据每年各地区能源平衡表公布的对于不同类型能源的表观消费量乘以不同类型能源对应的排放因子，计算得出[CO2]排放量，计算公式如下：

[CEit=ADitj×EFj ]            （2）

[CEit]是时期t城市i的[CO2]排放量；[ADijt]是时期t城市i对能源j的表观消费量；[EFj]为能源j的排放因子，刘竹等人发现在计算中国各类型能源消费碳排放时，IPCC提供的排放因子出现了高估的情况。3因此本文参考Shan等人的研究，4使用了中国碳核算数据库（CEADS）提供的[CO2]排放量数据，该数据库通过对中国煤矿和工厂的实地核算，使用了更加贴合中国实际的排放因子，得到的[CO2]排放量更接近于实际水平。其他相关数据分别来源于国家统计局、《中国统计年鉴》、《中国能源统计年鉴》、《新中国60年统计资料汇编》和各省市统计年鉴。

考虑到数据的可获得性，本文的样本共包含255个城市，其中处理组包含24个城市，1控制组包含231个城市。同时考虑到2008年国际金融危机导致国内外经济环境出现了显著变化，因此本文将样本区间设定为2008—2018年。

（三）变量描述

1.被解释变量

本文的被解释变量为碳排放，主要指大气中温室气体的排放，考慮到温室气体中[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.核心解释变量

本文的核心解释变量自贸区设立（FTZ）是一个虚拟变量，根据自贸区正式挂牌时间对样本城市进行赋值，即处理组城市设立自贸区当年以及之后的年份赋值为1，设立自贸区之前的年份赋值为0，控制组城市赋值为0。

3.其他控制变量

参考已有研究，经济发展水平、对外开放程度、基础设施和人口规模等都会影响城市碳排放水平，因此本文选取了下列控制变量：（1）人均国民收入（pgdp）；（2）人均国民收入的二次项（pdgp2）；（3）对外开放水平（open），用各城市每年实际利用外资与GDP的比重衡量；（4）产业结构（structure），用各城市第二产业增加值与GDP的比重衡量；（5）人口密度（density），用城镇常住人口与行政区域面积的比重衡量；（6）政府干预水平（gov），用地方财政一般预算支出與GDP的比重衡量；（7）全社会固定资产投资（invest）用全社会固定资产投资与GDP的比重衡量。为避免异常值影响估计结果，对上述变量进行对数化处理（表1为本文主要变量的描述性统计）。

三、实证结果与分析

（一）基准回归结果

为了探究自贸区设立对于碳排放的影响，本文使用多期DID方法进行实证检验（具体结果如表2所示），其中FTZ的系数估计值表示了自贸区设立前后的平均处理效应。由表2可知，无论是否加入控制变量，自贸区设立均显著降低碳排放，从列（2）可以看出，自贸区可以平均降低所设立城市32.1%的[CO2]排放量，结果在1%的显著性水平显著。从人均GDP和人均GDP的二次项的系数估计值可以发现，在样本期内我国经济发展水平与[CO2]排放量呈倒U型环境库兹涅茨曲线关系，该结论与占华的研究结论一致。2

（二）平行趋势检验——对时间异质性的分析

使用多期DID方法需满足平行趋势假定，即在政策发生前，处理组与控制组应具有相同的变化趋势。另外，上文的回归结果只表明了自贸区对碳排放的平均处理效应，并没有反映出自贸区碳减排效应的时间异质性。所以本文参考Jacobson等人使用的方法，1设定下列模型进行验证与分析：

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

其中，[Dkit]是政策虚拟变量，假定城市i设立自贸区的年份为[yi]，令[k=t?yi]。当[k≤?4]时，[Dkit=1]，否则为0；当[k=?3，?2，…，3，4]时，[Dkit=1]，否则为0；当[k≥5]时，[Dkit=1]，否则为0。在回归时本文以[k=0]为基准期，因此模型中不包括[D0it]。通过比较参数[ρk]的显著性以及变化趋势可以验证模型是否满足平行趋势假定，并进一步分析自贸区碳减排效应的时间异质性（回归结果如图2所示）。

从图2中系数[ρk]随着时间变化情况（置信区间为95%）可以发现，自贸区设立前4年到前1年，系数[ρk]的置信区间均包含水平线0，说明自贸区设立前，处理组与控制组具有相同的变化趋势，满足平行趋势假定。在自贸区设立后第1年到第5年，[CO2]排放量显著降低，并且出现逐渐向下的趋势，说明自贸区的碳减排效应具有持续效果，而且随着时间的推移，效应不断加强。值得注意的是，从自贸区政策实施的第4年开始，处理组中的观察值仅有上海，但从图2中可以看到其具有高度显著的回归系数，可能的原因如下：（1）上海自贸区作为我国最早设立的自贸区，相较于之后设立的自贸区，具有充裕的时间逐步完善相关基础设施，随着旧体制的改革和新制度的创新，上海自贸区的碳减排效应得以发挥得更加充分；（2）2017年3月，即上海自贸区设立的第4年，国务院印发了《全面深化中国（上海）自由贸易试验区改革开放方案》，该方案明确提出在行政管理体制改革方面，推动环保部门与市场监管、经济发展等职能部门形成跨部门协同机制，在环境保护等领域建立市场主体社会责任报告制度和责任追溯制度，上述命令型环境规制可以显著提升区域碳排放效率，1这也解释了从政策实施第4年开始上海自贸区高度显著的碳减排效应。

四、稳健性检验

（一）PSM-DID方法估计

使用DID方法最理想的情况是，处理组城市和控制组城市是随机选择的。2但考虑到自贸区政策作为国家重要发展战略，实施前需要综合考量城市的经济社会发展水平、对外开放程度和地理条件等因素。例如，第一批和第二批自贸区均设立在沿海地区发达城市，说明自贸区政策实施初期会优先选择经济基础好、开放程度高且交通便利的城市。为了控制这些城市之间原本存在的固有差距，降低政策选择中内生性对于估计结果的影响，本文参考Wang和崔日明等人的做法，3将控制变量作为协变量，使用倾向得分匹配方法（PSM），在控制组城市中找到与处理组城市尽可能相似的城市进行匹配，形成新的样本，在该样本的基础上进行DID回归，结果如表3列（1）所示，可以发现FTZ的系数估计值与基准回归结果相差不大，且仍然在1%的显著性水平上显著，说明自贸区设立降低所在城市碳排放的结论具有稳健性。

（二）其他环境政策的影响

在估计自贸区政策对于碳排放的影响过程中，不可避免地会受到其他政策影响的干扰，尤其是自党的十八大以来，我国围绕低碳经济、污染防治、节能减排、清洁生产，陆续出台了“一揽子”政策措施。1因此，本文有理由相信，“一揽子”环保政策的实施，可能导致本文对自贸区的碳减排效应的估计出现高估。为了准确识别这一影响，本文搜集并整理了样本期内可能影响碳排放的政策，包括2010年起实施的低碳城市试点政策和2011年起实施的碳排放权交易试点政策，在回归方程中加入了相关政策虚拟变量（包括低碳城市试点名单虚拟变量和碳排放权交易试点城市名单虚拟变量）与时间线性趋势项的交乘项（具体回归结果如表3所示）。其中，列（2）模型中纳入“低碳城市试点”政策虚拟变量，列（3）模型中纳入“碳排放权交易试点”政策虚拟变量，列（4）模型同时纳入以上两类政策虚拟变量。可以发现，三类模型中FTZ的系数估计值显著为负，且在数值上与基准回归结果相近，不存在明显的高估，说明在考虑了低碳城市试点政策和碳排放权交易试点政策的影响之后，本文的结论是相对稳健的。

（三）安慰剂检验

1.城市安慰剂检验

为了避免不可观测的遗漏变量对基准回归结果产生干扰，本文参照Cai等人的做法，2通过随机分配自贸区设立城市对基准回归结果进行安慰剂检验。具体而言，在所有255个城市中进行了500次抽样，每次抽样随机选择24个城市作为虚拟实验组，其余231个城市作为对照组，通过对模型（1）回归可以得到500个虚拟回归系数。图3绘制了随机分配回归得到的虚拟系数的核密度图和对应P值的散点图，可以发现系数估计值大致服从均值为0的正态分布且绝大多数P值在0.1以上（图中水平虚线为0.1），说明碳排放的下降是由设立自贸区而不是其他不可观测因素导致的结果。

2.时间安慰剂检验

为了避免处理组城市和对照组城市的碳排放的差异是由时间变化导致的，本文根据反事实思想，依次假定自贸区政策提前實施1年、2年、3年、4年和5年，分别以[FTZpre1]、[FTZpre2]、[FTZpre3]、[FTZpre4]和[FTZpre5]表示，将虚拟变量分别引入基准回归模型进行回归，以此进行时间层面的安慰剂检验。结果如表4所示，可以发现[FTZpre1、FTZpre2、FTZpre3、FTZpre4和FTZpre5]的系数估计值均不显著，这表明处理组城市和控制组城市的时间趋势不存在系统性差异，也再次证明了自贸区政策降低了碳排放。

（四）其他稳健性检验

本文在基准回归模型的基础上，还进行了如下稳健性检验。首先，对于碳排放的衡量指标，除了运用[CO2]排放量以外，部分学者运用碳排放强度进行衡量。1因此本文参考相关研究，使用[CO2]排放量与实际GDP的比重构建碳排放强度指标，衡量城市碳排放水平，回归结果见表5列（1）；其次，自贸区设立城市大多位于胡焕庸线右侧，其人口特征和地理位置差异可能会对碳排放产生影响。本文参照宋弘等人的做法，2在基准回归模型中加入了胡焕庸线左右侧虚拟变量与时间趋势项的交乘项，回归结果见表5列（2）；此外，为了排除数据中异常值对结果的干扰，本文对连续型变量最大与最小进行1%的缩尾处理，回归结果见表5列（3）；最后，鉴于海南自贸区与直辖市的特殊性，本文在样本中分别剔除海南省地级市及直辖市后进行回归，回归结果见表5列（4）和列（5）。可以发现，上述五类模型中，FTZ的系数估计值均显著为负，表明设立自贸区有利于降低城市碳排放，支持前文结论。

五、拓展性分析

（一）影响机制分析

前文基准回归结果与一系列稳健性检验证实了自贸区设立能够显著降低碳排放，那么这种效应是如何实现的？根据前文的理论分析，自贸区设立主要通过促进产业结构升级、激励绿色技术创新等渠道降低碳排放。对此，本文参照Baron和Kenny的做法，1设置如下模型进行实证检验：

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

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

其中，[m]表示中介变量，分别表示产业结构升级（upgrade）、绿色技术创新水平（innovation）。参考已有研究，产业结构升级由第三产业增加值和第二产业增加值比重衡量，绿色技术创新水平由每万人绿色发明专利申请量衡量。若回归结果中系数b和c均显著，说明影响机制存在，若至少有一个显著，则需要进行sobel检验，检验后p值小于0.1，说明影响机制存在。回归结果见表6。

其中，表6的列（1）表明核心解释变量FTZ对被解释变量CE存在显著负向的影响，列（2）和列（3）为产业结构升级作用机制的回归结果：从列（2）可知，核心解释变量FTZ对中介变量upgrade具有显著正向的影响，说明自贸区设立可以显著促进产业结构升级；从列（3）可知，产业结构升级可以显著降低碳排放；结合列（2）和列（3）可知，加入中介变量后，FTZ的系数正负和显著性不变，但绝对值大小降低了。这一结果说明自贸区设立可以通过促进城市产业结构升级有效降低碳排放；表6的列（4）和列（5）为激励绿色技术创新作用机制的回归结果。同样，结合列（4）和列（5）可知，加入中介变量后，FTZ的系数正负和显著性不变，但绝对值大小降低。这说明，自贸区设立可以通过激励绿色技术创新降低碳排放。通过中介效应分析，自贸区政策降低碳排放的两个机制均得到验证。

（二）异质性分析

1.批次异质性

参考李贲等人的做法，2在式（1）的基础上设定式（6），以考察不同批次设立的自贸区对碳排放的影响。

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

其中，[Batc?jit]为批次虚拟变量，在本文的样本期内共设立四批自贸区，鉴于海南自贸港在地理区位以及实施范围上相较于前三批次自贸区而言具有较大的特殊性，因此本文重点考察前三批次自贸区，即j=1，2，3。若城市i为第一批自贸区设立城市，则[Batc?1it]=1，以此类推，得到[Batc?2it、Batc?3it]。通过比较不同批次自贸区系数估计值的绝对值大小，可以检验不同批次自贸区的碳减排效应的异质性。

回归结果见表7列（1）。从中可以发现，第一批次和第二批次自贸区的碳减排效应基本相同，但第二批次自贸区的系数更加显著，而第三批次自贸区的碳减排效应明显强于前两批次。这一结果可能的原因如下：（1）通过梳理国务院发布的三个批次自贸区的总体建设方案来看，前两批次自贸区设立的主要目标在于加快政府职能转变，促进贸易和投资便利化，而第三批次自贸区开始将生态环境保护纳入主要建设目标之一，因此第三批次自贸区内政策的制定与实施将坚持生态优先，推动经济绿色低碳发展。（2）自贸区是改革开放的试验田，而这种探索试验的特征在前两批次自贸区的改革实践中体现得尤为明显。在一些改革“深水区”，前两批次自贸区为第三批次自贸区提供了经验参照，避免改革出现偏差、失误、错误，降低了第三批次自贸区建设中的试错成本。因此第三批次自贸区可以在前两批次自贸区的基础上，在生态环境领域深入推进“放管服”改革，进而表现出更为显著的碳减排效应。

2.空间异质性

参照王爱俭等人的做法，1将自贸区分为沿海自贸区和内陆自贸区，通过设定（7）进行异质性分析。

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

其中，[coastalit]和[inlandit]是区位虚拟变量，若自贸区设立城市为沿海城市，则[coastalit]=1，否则为0；若自贸区设立城市为内陆城市，则[inlandit=1]，否则为0。通过比较系数[β1]和[β2]的显著性和绝对值大小，可以对自贸区的空间异质性进行分析。

回归结果见表7列（2）。从中可以发现，尽管都显著降低了碳排放，但沿海自贸区的碳减排效应明显强于内陆自贸区。可能的原因在于：（1）在开展对外贸易、引进外资等方面，沿海自贸区相较于内陆自贸区具有天然的区位优势，对外贸易与外商直接投资规模的扩大有利于促进地区产业结构优化升级，进而降低碳排放；（2）沿海自贸区的市场化程度要优于内陆自贸区，而环境资源要素作为稀缺要素的一种，需要市场决定最优配置。沿海自贸区市场化程度较高，可以优化原来错配的环境资源要素，在微观层面上激励企业加大绿色技术创新投入，进而改善地区环境状况。

（三）空间溢出效应分析

前文结果表明，自贸区设立对于本地区的碳排放具有显著的抑制作用，那么这种影响是否存在空间溢出效应？若存在空间溢出效应，那么具体的影响程度如何？对此，本文进一步建立了空间计量模型进行研究。

1.全局空间相关性检验

首先，本文依据城市间地理距离和人均GDP数据，分别构建了地理距离权重矩阵W1和经济地理嵌套矩阵W2，并分别进行了空间自相关检验。表8报告了[CO2]排放量的空间相关性检验结果。可以看到，[CO2]排放量在空间上存在相关性，需要构建空间计量模型进行分析。

2.空间溢出效应回归结果

就本文的研究内容而言，[CO2]在大气中具有较强的的无界性流动特点。2因此，本文选择空间自回归模型（SAR）作为检验空间溢出效应的基准模型。由表9列（1）和列（5）可知，空间相关系数[ρ]显著为负，说明[CO2]排放量存在负向空间溢出效应。本文将空间溢出效应进一步分解为直接效应、间接效应和总效应。直接效应结果表明，自贸区设立可以显著降低本地区的碳排放；间接效应结果表明，自贸区设立显著抑制了临近城市碳排放的下降，这意味着自贸区设立对邻近城市所产生的虹吸效应强于示范效应；总效应结果表明，总体上看自贸区设立对城市的碳排放会产生显著的抑制作用。

六、结论与政策建议

（一）研究结论

自贸区作为中国当前深化改革的“试验田”，其意义并不局限于通过对外开放促进地区经济增长，而是要探索统筹兼顾经济增长与绿色生态的高质量发展道路。基于此，本文利用中国2008—2018年的城市面板数据，从生态视角就自贸区设立对碳排放产生的影响进行了实证分析。主要结论如下：自贸区设立可以显著降低本地碳排放，并且在进行一系列稳健性检验后，结果表明基本保持稳健。自贸区设立引致的产业结构升级效应与绿色技术创新效应是降低碳排放的重要渠道。对于沿海自贸区以及第三批次自贸区而言，这种碳减排效应更为明显。自贸区设立产生的碳减排效应还存在负向空间溢出效应，即自贸区设立增加了邻近城市的碳排放。

（二）政策建议

基于上述研究结论，提出如下政策建议：首先，加快政府职能重心向服务监管型转变，减少政府对经济活动的行政干预，让市场在资源配置中起决定性作用。当出现市场失灵时，发挥政府在环境监管等方面的作用，落实各级部门环境治理责任，尝试在自贸区编制自然资产负债表，将生态福利作为重要考量因素纳入自贸区建设的战略规划中。其次，继续深化和扩大自贸区制度创新的力度，以制度創新为引领，破除国际高级要素流动壁垒，促进国内区域间要素自由流动，完善创新激励制度，通过绿色金融工具鼓励低碳技术进口与研发设计，助推经济发展模式转型。再次，系统总结各自贸区在生态环境领域的改革实践，形成一批可复制、可推广的创新成果，并结合各自贸区在地理位置、资源禀赋、产业结构上的特点，形成自贸区差异化绿色发展模式，打造符合中国生态文明建设要求的高水平对外开放平台；最后，构建多层次区域间绿色协同发展体制。一方面，加强自贸区各片区之间的联动发展，健全自贸区各片区之间协同开放和合作机制，以自贸区各片区为核心形成自贸区网络架构，实现全范围的辐射作用和关联效应；另一方面，自贸区邻近城市要积极与自贸区建立合作机制，鼓励自贸区与邻近城市共同制定区域绿色协同发展规划。自贸区邻近城市要结合本地区实际发展情况，承接相关产业转移的同时，积极探索可持续发展路径，通过产业链前后端联系充分吸收自贸区的政策效应，推动经济实现绿色化、低碳化转型。

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