吳 宏

（浙江財經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟學(xué)院，杭州 310018）

一、引 言

近年來，以美國為首的西方國家多次試圖重構(gòu)國際經(jīng)貿(mào)秩序，為適應(yīng)和對接國際高標(biāo)準(zhǔn)經(jīng)貿(mào)規(guī)則，我國本著“示范先行、輻射帶動”的原則分6批相繼建立了21處自由貿(mào)易試驗區(qū)（以下簡稱為自貿(mào)區(qū)），逐步形成了東中西協(xié)調(diào)、陸海統(tǒng)籌的全方位開放格局。然而，更加便利化的貿(mào)易勢必將再一次引發(fā)污染產(chǎn)業(yè)在全球范圍內(nèi)的轉(zhuǎn)移，我國能否在新一輪貿(mào)易自由化的浪潮中，在保證經(jīng)濟穩(wěn)定增長的前提條件下實現(xiàn)綠色可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)成為亟待研究的重大問題。

國際能源署（IEA）公開數(shù)據(jù)顯示，2021年我國二氧化碳排放量超過119億噸，占全球總量的33%。對此，十九大報告明確指出要“加快生態(tài)文明體制改革”，《“十四五”規(guī)劃》則提出了“生態(tài)文明實現(xiàn)新進步”的目標(biāo)。我國在自貿(mào)區(qū)建設(shè)中也多次強調(diào)了生態(tài)保護這一要求：首先，我國在自貿(mào)區(qū)設(shè)立之初便明確了發(fā)展綠色貿(mào)易的目標(biāo)，綠色貿(mào)易主要包括綠色原料和清潔生產(chǎn)、綠色消費和廢棄處理、綠色包裝和綠色設(shè)計、綠色服務(wù)以及綠色營銷五大要素，對我國生態(tài)環(huán)境保護有積極的影響作用（徐斌等，2019）。其次，我國相繼發(fā)布了發(fā)展綠色貿(mào)易的國家級政策文件，2015年，《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)中國（天津）自由貿(mào)易試驗區(qū)總體方案的通知》（國發(fā)〔2015〕19號）指出“探索建立綠色供應(yīng)鏈管理體系，鼓勵開展綠色貿(mào)易”，以推動貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級；同年8月，《商務(wù)部關(guān)于支持自由貿(mào)易試驗區(qū)創(chuàng)新發(fā)展的意見》也提出了“鼓勵開展綠色貿(mào)易”；2017年，《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)中國（河南）自由貿(mào)易試驗區(qū)總體方案的通知》（國發(fā)〔2017〕17號）明確了貫徹落實創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的發(fā)展理念，指明“大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易”“支持先進制造業(yè)加工貿(mào)易發(fā)展”。盡管以上各文件均表明了我國自貿(mào)區(qū)期望以綠色作為底色，以實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展為目標(biāo)，然而面對當(dāng)前艱巨的雙碳目標(biāo)，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對環(huán)境究竟產(chǎn)生了何種影響仍然需要驗證。

鑒于此，本文采用2007～2017年中國180個城市的面板數(shù)據(jù)，采用多時點雙重差分方法考察了自貿(mào)區(qū)建設(shè)對當(dāng)?shù)靥寂欧旁鲩L率產(chǎn)生的凈影響及其作用機制。本文可能的邊際貢獻在于：第一，由于我國現(xiàn)階段減碳的首要目標(biāo)是減少碳排放的增長速度以盡快實現(xiàn)碳達峰，因此本文首次基于碳排放增長率的視角考察了自貿(mào)區(qū)的環(huán)境效應(yīng)；第二，目前各數(shù)據(jù)庫僅有區(qū)縣級、省級、國家層面的碳排放統(tǒng)計數(shù)據(jù)，因此本文利用區(qū)縣級層面數(shù)據(jù)構(gòu)建碳排放增長率與自貿(mào)區(qū)建設(shè)的研究數(shù)據(jù)集，從更加微觀的層面進行實證分析。

二、文獻綜述與理論機制

（一）文獻綜述

從現(xiàn)有文獻來看，多數(shù)學(xué)者研究的是自貿(mào)區(qū)設(shè)立的經(jīng)濟效應(yīng)（王利輝和劉志紅，2017；王愛儉等，2020；梁江艷和高志剛，2021；巴曙松等，2021）。其中，部分學(xué)者探究了自貿(mào)區(qū)建設(shè)與貿(mào)易流動之間的關(guān)系（何勤和楊瓊，2014；蔣靈多等，2021；康繼軍和鄭維偉，2021），也有學(xué)者探討了試驗區(qū)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響（黎紹凱和李露一，2019；梁雙陸等，2020；方云龍，2020），或者從吸引外資的角度研究了自貿(mào)區(qū)的引資能力（黃啟才，2018；左思明，2018；司春曉等，2021）。然而，有關(guān)自貿(mào)區(qū)設(shè)立的環(huán)境效應(yīng)的研究尚不多見?？紤]到自貿(mào)區(qū)設(shè)立旨在降低貿(mào)易壁壘、擴大開放，必然會促進貿(mào)易便利化（肖志明和殷閩華，2018），自貿(mào)區(qū)建設(shè)的環(huán)境效應(yīng)以及貿(mào)易自由化的環(huán)境效應(yīng)也引起學(xué)者的廣泛關(guān)注。

貿(mào)易與環(huán)境的關(guān)系研究由來已久，主要有三類觀點：第一類觀點是“污染避難所假說”，發(fā)達國家為降低由于自身較高的環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)所帶來的成本及費用，將高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)及環(huán)境治理成本較低的發(fā)展中國家，使發(fā)展中國家成為污染避難所（Leonard，1984；Copeland & Taylor，1994；李鍇，2011）；第二類觀點為“污染光環(huán)假說”，貿(mào)易自由化有利于發(fā)展中國家從外商直接投資中吸收先進技術(shù)，促進綠色技術(shù)進步，進而有利于改善生態(tài)環(huán)境（Fish，2004；黃娟和田野，2012）；第三類觀點介于兩者之間，即貿(mào)易與環(huán)境存在“倒U型”關(guān)系（Grossman & Krueger，1991），隨后Panayotou（1997）將這種非線性關(guān)系命名為庫茲涅茲曲線（EKC）。

隨著國際貿(mào)易的不斷發(fā)展，越來越多的學(xué)者開始關(guān)注貿(mào)易自由化以及自貿(mào)區(qū)建設(shè)對污染排放的影響效應(yīng)。Behin & van der Mensbrugghe（1994）分別計算了墨西哥貿(mào)易自由化對環(huán)境的規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)和結(jié)構(gòu)效應(yīng)。Natalia et al.（2021）采用2005～2010年數(shù)據(jù)分析了東盟—中國自貿(mào)區(qū)建設(shè)所產(chǎn)生的環(huán)境效應(yīng)，研究表明自貿(mào)協(xié)定對生態(tài)環(huán)境存在負(fù)面影響。吳獻金和鄧杰（2011）利用1995～2007年省級面板數(shù)據(jù)，實證發(fā)現(xiàn)貿(mào)易自由化主要通過規(guī)模效應(yīng)使我國碳排放顯著增加。黃娟和田野（2012）采用1992～2010年我國東部11個沿海省市的面板數(shù)據(jù)，分析了自由貿(mào)易的環(huán)境效應(yīng)，結(jié)果表明自由貿(mào)易總體上對環(huán)境產(chǎn)生了積極的影響，但規(guī)模效應(yīng)為負(fù)，而結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)均為正。孫焱林等（2015）立足于環(huán)境污染的“三效應(yīng)假說”，對中國貿(mào)易開放的碳排放作用機制進行了實證研究，結(jié)果顯示貿(mào)易開放總體上增大了碳排放，且該負(fù)面作用主要來自規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)。宋鵬等（2017）探究了亞太自由貿(mào)易區(qū)（FTAAP）的環(huán)境效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)FTAAP對中國的環(huán)境影響是以規(guī)模效應(yīng)主導(dǎo)，總體上加重了環(huán)境污染。曹翔等（2021）使用工業(yè)廢水排放量、工業(yè)粉塵排放量以及工業(yè)二氧化硫排放量等指標(biāo)測度環(huán)境污染程度，利用2005～2018年中國285個城市面板數(shù)據(jù)實證考察了自貿(mào)區(qū)建設(shè)對環(huán)境質(zhì)量的凈效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)建設(shè)主要通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)顯著減小當(dāng)?shù)氐沫h(huán)境污染程度。胡宗義等（2022）選取2008～2017年中國環(huán)保重點城市為樣本，考察了我國自貿(mào)區(qū)設(shè)立對大氣污染濃度的影響，研究發(fā)現(xiàn)我國自貿(mào)區(qū)建設(shè)能夠顯著降低當(dāng)?shù)氐拇髿馕廴緷舛?，且能通過推動鄰近非試點城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和綠色技術(shù)創(chuàng)新等方式產(chǎn)生溢出效應(yīng)。

總的來看，國內(nèi)針對自貿(mào)區(qū)設(shè)立環(huán)境效應(yīng)的相關(guān)文獻較少，并且不同學(xué)者根據(jù)不同的樣本數(shù)據(jù)得出了不一致的結(jié)論。此外，近年來我國已踏入新發(fā)展階段，加快實現(xiàn)“雙碳”目標(biāo)是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的迫切需要，二氧化碳排放程度也逐漸成為了我國人民首要關(guān)注的環(huán)境變量，而國內(nèi)尚無文獻研究我國自貿(mào)區(qū)設(shè)立對碳排放的影響。因此，本文擬從碳排放增長率的角度探究自貿(mào)區(qū)可能產(chǎn)生的環(huán)境效益，進而為推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、加速實現(xiàn)“美麗中國”遠景目標(biāo)提供實證參考，同時也為自貿(mào)區(qū)后續(xù)建設(shè)方案設(shè)計提供建議。

（二）理論機制

關(guān)于自由貿(mào)易與環(huán)境污染的相關(guān)文獻大部分都沿用Grossman & Krueger（1991）的基本框架進行研究。本文在沿用該經(jīng)典理論的基礎(chǔ)上，加入了資源配置效應(yīng)，自貿(mào)區(qū)建設(shè)主要會通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)、資源配置效應(yīng)和綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)四條路徑對碳排放產(chǎn)生影響。

（1）自貿(mào)區(qū)的規(guī)模效應(yīng)

自貿(mào)區(qū)建設(shè)能夠通過更加便利、更低成本、更高效率的貿(mào)易政策以及更加簡潔的外商投資準(zhǔn)入負(fù)面清單政策；促進當(dāng)?shù)貙ν赓Q(mào)易、吸引更多外商直接投資，進而擴大當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟規(guī)模。在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟規(guī)模的擴大對碳排放既存在正面影響又存在負(fù)面影響。經(jīng)濟規(guī)模擴大一方面能夠促進消費，致使高碳生產(chǎn)活動增加、交通運輸活動增多，最終導(dǎo)致當(dāng)?shù)靥寂欧旁黾?；另一方面?jīng)濟規(guī)模擴大有利于當(dāng)?shù)卣峁└噘Y金用于環(huán)境治理，且當(dāng)?shù)鼐用袢司杖腚S著經(jīng)濟規(guī)模擴大而得到提升，會提高對環(huán)境質(zhì)量的需求偏好，進一步促進當(dāng)?shù)卣哟髮ι鷳B(tài)環(huán)境的治理投入，最終有助于抑制當(dāng)?shù)靥寂欧??；诖?，本文提出假說1。

假說1：自由貿(mào)易試驗區(qū)建設(shè)的規(guī)模效應(yīng)對當(dāng)?shù)靥寂欧糯嬖谠龃蠛鸵种齐p重影響，其最終結(jié)果取決于兩者的凈影響。

（2）自貿(mào)區(qū)的結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)

自貿(mào)區(qū)建設(shè)能夠促進貿(mào)易開放，從而使當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級，最終對污染排放產(chǎn)生抑制作用。第一，自貿(mào)區(qū)建設(shè)有利于擴大開放，引致更高的經(jīng)濟規(guī)模和經(jīng)濟發(fā)展水平，從而促進當(dāng)?shù)貜牡谝弧⒌诙a(chǎn)業(yè)加速向第三產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的力度，減少環(huán)境污染。第二，自貿(mào)試驗區(qū)的建設(shè)方案大多貫徹了綠色貿(mào)易理念，明確提出了較高的企業(yè)綠色環(huán)保準(zhǔn)入門檻，使大量不符合環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)的企業(yè)無法進入，從源頭上抑制了環(huán)境污染。第三，各大自貿(mào)區(qū)皆提出了以“大力發(fā)展服務(wù)貿(mào)易”為建設(shè)目標(biāo)，由此可見，自由貿(mào)易試驗區(qū)可以促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)向綠色化方向升級，從而對環(huán)境污染產(chǎn)生抑制作用?；诖耍疚奶岢黾僬f2。

假說2：自由貿(mào)易試驗區(qū)將通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)抑制當(dāng)?shù)氐奶寂欧拧?/p>

（3）自貿(mào)區(qū)的資源配置效應(yīng)

已往各地政府的“看不見的手”時常發(fā)揮著引導(dǎo)作用，為獲取更多外商直接投資，“向底線賽跑”的行為層出不窮，造成了諸多資源浪費及資源錯配，對經(jīng)濟發(fā)展和生態(tài)環(huán)境都產(chǎn)生了不利影響。我國自貿(mào)區(qū)在設(shè)立之時就明確了旨在對接高標(biāo)準(zhǔn)國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則、進一步推動貿(mào)易自由化進程、消除政策壁壘，為國內(nèi)外不同行業(yè)、不同所有制的企業(yè)盡可能地提供公平競爭的環(huán)境。產(chǎn)業(yè)在自由貿(mào)易園區(qū)集聚的同時也加大了企業(yè)間的競爭，充分的競爭弱化了政府的干預(yù)、加強了市場對要素配置的作用。隨著市場化程度進一步深化，與環(huán)境相關(guān)的資源錯配得到有效改善，自貿(mào)區(qū)“優(yōu)勝劣汰”的規(guī)則能夠淘汰一部分產(chǎn)能落后、效率較低的企業(yè)，使資源和勞動力向生產(chǎn)效率更高的企業(yè)轉(zhuǎn)移，對抑制碳排放產(chǎn)生積極的影響?；诖?，本文提出假說3。

假說3：自由貿(mào)易試驗區(qū)將通過優(yōu)化資源配置抑制所在地的碳排放。

（4）自貿(mào)區(qū)的綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)

一般而言技術(shù)進步都伴隨著積極的碳減排效應(yīng)：第一，自貿(mào)區(qū)設(shè)立擴大了貿(mào)易自由化，通過技術(shù)轉(zhuǎn)移和技術(shù)溢出，將國外的清潔技術(shù)和先進的管理技術(shù)轉(zhuǎn)移到國內(nèi)，從而降低二氧化碳排放，改善環(huán)境質(zhì)量；第二，自貿(mào)區(qū)建設(shè)能吸引外商投資，國外企業(yè)對我國的投資會產(chǎn)生逆向技術(shù)溢出效應(yīng)（Feng Hu et al.，2021），對于節(jié)能環(huán)保意識弱于我國企業(yè)的外資而言，也會學(xué)習(xí)我國企業(yè)進行綠色生產(chǎn)，進而緩解我國碳排放增長；第三，各大自由貿(mào)易試驗區(qū)較高的環(huán)保要求會促使企業(yè)增加研發(fā)投入以提高減排技術(shù)，提高資源利用率，使資源得到大量節(jié)約和循環(huán)利用，同時自貿(mào)區(qū)中企業(yè)整體綠色技術(shù)水平的提高將逼迫產(chǎn)能落后的企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，最終對環(huán)境產(chǎn)生有利的影響?；诖?，本文提出假說4。

假說4：自由貿(mào)易試驗區(qū)將通過綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)對所在城市碳排放產(chǎn)生抑制作用。

綜上所述，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立會通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、資源配置效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)的綜合作用對我國的碳排放造成影響。具體的傳導(dǎo)機制如圖1所示。

圖1 自貿(mào)區(qū)建設(shè)環(huán)境效應(yīng)的傳導(dǎo)機制

三、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定

為更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)靥骄孔杂少Q(mào)易試驗區(qū)片區(qū)的建立對所在城市二氧化碳排放增長率的影響，本文構(gòu)建雙重差分模型進行分析，把設(shè)立自貿(mào)區(qū)的地級市以及直轄市作為實驗組，把尚未設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市作為對照組。以碳排放增長率作為被解釋變量，并控制其他影響碳排放的因素，通過比較實驗組和對照組在自貿(mào)區(qū)設(shè)立前后的差異，來估計自貿(mào)區(qū)設(shè)立對碳排放增長率的凈影響。本文將基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定為以下形式：

(式)1中，被解釋變量Ratei,t表示城市二氧化碳排放增長率；下標(biāo)i表示i城市，t表示第t年；Afteri,t用于識別i城市自貿(mào)區(qū)設(shè)立的時間，在自貿(mào)區(qū)設(shè)立當(dāng)年及之后取1，否則取0；HSRi用于識別自貿(mào)區(qū)的實施片區(qū)所在城市，若i城市為實施片區(qū)則取1，否則取0；Afteri,t×HSRi,t為核心解釋變量，對于在樣本期間尚沒有設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市而言，該交互項取值始終為0，對于在樣本期間已設(shè)立自貿(mào)區(qū)的城市而言，在設(shè)立自貿(mào)區(qū)之前該交互項為0，在設(shè)立自貿(mào)區(qū)之后該交互項為1；Controlsi,t表示其他影響Ratei,t的控制變量；δi表示個體固定效應(yīng)；φt表示時間固定效應(yīng)；εi,t為隨機擾動項。Afteri,t×HSRi,t的系數(shù)β1為自貿(mào)區(qū)設(shè)立對碳排放增長率的影響作用，若自貿(mào)區(qū)的設(shè)立加速了碳排放的增長，則β1顯示為正，反之，若自貿(mào)區(qū)設(shè)立減緩了碳排放的增長，則β1顯示為負(fù)，而影響作用的大小顯示為β1的絕對值大小。

（二）內(nèi)生性處理

為得到系數(shù)β1的無偏估計，需要滿足Afteri,t×HSRi,t與隨機擾動項εi,t無關(guān)的條件，即cov(Afteri,t,εi,t)與cov(HSRi,t ,εi,t)均為0。因此，此處對于自由貿(mào)易試驗區(qū)設(shè)立的地區(qū)以及時間是否具有隨機性作如下討論。

（1）自由貿(mào)易試驗區(qū)設(shè)立地點的隨機性。對于如何選擇自貿(mào)區(qū)的片區(qū)，并沒有相應(yīng)的政策文件對其篩選標(biāo)準(zhǔn)進行明確地界定。為減小模型的估計偏誤，結(jié)合2017年以前（包括2017年）已設(shè)立的22個自由貿(mào)易試驗區(qū)（共37個片區(qū)）所在城市的特征，試提取影響自由貿(mào)易試驗區(qū)選擇的先決因素。

參考蔣靈多和陸毅（2021）的做法，本文選取失業(yè)率（umemp）、城市人力資本（humcap）、外資開放程度（FDI）、基礎(chǔ)設(shè)施（infros）、文化設(shè)施（culture）、環(huán)境治理（envir）作為解釋變量，此外，將各變量均進行對數(shù)化處理。其中城市人力資本采用每萬人普通高等學(xué)校在校學(xué)生數(shù)表示，外資開放程度采用城市實際使用外資金額的對數(shù)表示，基礎(chǔ)設(shè)施以城市公路客運量表示，文化設(shè)施以城市公共圖書館圖書總藏量表示，環(huán)境治理則是由城市工業(yè)廢水排放量來衡量。以城市是否為自由貿(mào)易試驗片區(qū)所在城市（FTZcity）為因變量，若某一城市為試驗片區(qū)所在城市，則賦值為1，否則為0。同時，由于自由貿(mào)易試驗區(qū)選擇主要參照當(dāng)?shù)厣弦荒甓鹊某鞘邢嚓P(guān)信息，因此解釋變量均采用一階滯后項加入模型中進行估計。采用Logit模型與Probit模型來估計城市被選擇為自由貿(mào)易試驗區(qū)片區(qū)的概率（FTZcity），估計結(jié)果見表1。其中，列（1）為Logit回歸結(jié)果，列（2）為Probit回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，自貿(mào)區(qū)片區(qū)的選擇主要受人力資本（humcap）和外資開放程度（FDI）的影響。此外，自由貿(mào)易試驗區(qū)片區(qū)的選擇主要受上一年城市特征變量的影響，因此在回歸模型中加入上述各解釋變量的一階滯后項進行估計，以此來控制可能存在的樣本自選擇問題。

表1 自貿(mào)區(qū)片區(qū)選擇的先決因素

（2）自由貿(mào)易試驗區(qū)設(shè)立時間的隨機性。自由貿(mào)易試驗區(qū)是順應(yīng)貿(mào)易全球化的潮流，積極應(yīng)對全球貿(mào)易競爭白熱化階段的產(chǎn)物，具備一定的不可預(yù)期性。在2008年國際金融危機的沖擊下，全球深陷債務(wù)危機，各國經(jīng)濟疲軟。美、歐、日三大經(jīng)濟體連番提出全球貿(mào)易新規(guī)則，試圖拉攏我國與金磚五國“二次入世”，我國對外貿(mào)易面臨重大挑戰(zhàn)，為在新一輪全球貿(mào)易規(guī)則談判中占據(jù)主動權(quán)，我國積極參與其中，由此自由貿(mào)易試驗區(qū)應(yīng)運而生，先由一小部分地區(qū)與新貿(mào)易規(guī)則全面對接，再逐漸復(fù)制、推廣到全國各個地區(qū)。因此，我國自由貿(mào)易試驗區(qū)建立的時間具有隨機性。

（三）變量選取

為驗證自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略對地區(qū)碳排放增長率的影響，同時保證雙重差分的穩(wěn)健性，考慮到碳排放受制于多種因素的影響，根據(jù)IPAT（Ehrlich & Holdren，1971）模型，選取與二氧化碳排放密切相關(guān)的若干控制變量。

1.被解釋變量。文中計算了各地級市或直轄市的二氧化碳排放增長率（Rate）。城市級別的碳排放數(shù)據(jù)難以取得，本文依據(jù)中國碳核算數(shù)據(jù)庫（CEADs）提供的2006～2017年中國縣級尺度碳排放，①由于外商直接投資、年末常住人口數(shù)據(jù)在2007年以前存在大批量的缺失，為保證面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，故選取2007年作為數(shù)據(jù)起始年份，且中國碳核算數(shù)據(jù)庫（CEADs）報告的城市層面的碳排放數(shù)據(jù)并不連續(xù)，需要利用縣級層面數(shù)據(jù)進行計算。對每一年、每一個城市的區(qū)或縣的二氧化碳排放量分別進行匯總，并對后一年與前一年進行差值計算并與前一年的碳排放量相除，從而得到2007～2017年城市層面二氧化碳增長率數(shù)據(jù)。以碳排放增長率來衡量城市的環(huán)境污染情況。表2展示了2007～2017年總體和不同地區(qū)碳排放增長率的變化情況。觀察可知：第一，我國各地區(qū)平均碳排放增長率均表現(xiàn)為先增加后減少的態(tài)勢；第二，沿海地區(qū)較非沿海地區(qū)碳排放增長率的下降幅度更大；第三，2007年長三角地區(qū)、珠三角地區(qū)和京津冀地區(qū)的碳排放增長均超過7%，而2017年均已實現(xiàn)負(fù)增長。

表2 2007～2017年分地區(qū)平均碳排放增長率的變動情況

2. 核心解釋變量。我國各地級市和直轄市是否設(shè)立自貿(mào)區(qū)的虛擬變量（Afteri,t×HSRi,t），需用2013～2017年自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立的數(shù)據(jù)。②截至目前僅能得到2017年當(dāng)年及以前城市層面的二氧化碳排放數(shù)據(jù)，故樣本的截止年份設(shè)定為2017年。對于自貿(mào)區(qū)設(shè)立變量的取值，本文做如下處理：若該地區(qū)設(shè)立自貿(mào)區(qū)，則設(shè)立之前取0，設(shè)立當(dāng)年及以后取1。表3給出了2013～2017年的自貿(mào)區(qū)設(shè)立情況，其中1個自貿(mào)試驗區(qū)的設(shè)立往往伴隨著多個片區(qū)設(shè)立的情況。觀察表中的數(shù)據(jù)可知，我國分別在2013年、2015年以及2017年設(shè)立自貿(mào)區(qū)，且增設(shè)自貿(mào)區(qū)的數(shù)量呈現(xiàn)倍增的特征。

表3 2007～2017年自貿(mào)區(qū)設(shè)立情況

3. 控制變量。IPAT方程常用于評估環(huán)境壓力，該模型指出，環(huán)境壓力I受制于人口因素P、經(jīng)濟因素A以及技術(shù)因素T，并由此三者的關(guān)系建立了恒定表達式：I=P*A*T，式中的乘號并非簡單的數(shù)學(xué)乘法運算，而是代表四個因素間的相互關(guān)系。本文所指的環(huán)境壓力I即各城市的碳排放增長率，并依據(jù)該模型選取年末常住人口、國內(nèi)生產(chǎn)總值、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、全要素生產(chǎn)率作為控制變量，其中，常住人口用于控制人口因素P，國內(nèi)生產(chǎn)總值用于控制經(jīng)濟因素A，全要素生產(chǎn)率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)均用于控制技術(shù)因素T。

（1）年末常住人口（APOP）。選取年末常住人口數(shù)量的對數(shù)值（lnAPOP）作為衡量指標(biāo)，用于控制各地區(qū)的人口規(guī)模，城市人口規(guī)模是促進碳排放的重要因素之一，人口的增多會加大資源消耗，加重生態(tài)環(huán)境的壓力（唐建榮和郭士康，2021）。

（2）國內(nèi)生產(chǎn)總值（GDP）。參考廉勇等（2021）選取國內(nèi)生產(chǎn)總值的對數(shù)值（lnGDP）為衡量地區(qū)經(jīng)濟規(guī)模的指標(biāo)。經(jīng)濟規(guī)模能夠通過影響企業(yè)產(chǎn)能、交通運輸活動、能源需求等對環(huán)境產(chǎn)生一定的作用。

（3）全要素生產(chǎn)率（TFP）。本文借鑒全炯振（2009）采用隨機前沿分析（SFA）方法測算全要素生產(chǎn)率，并取其對數(shù)值（lnTFP）作為衡量技術(shù)進步水平的指標(biāo)。何小鋼和張耀輝（2012）認(rèn)為技術(shù)進步對節(jié)能減排具有顯著正向影響，其中科技進步的貢獻最大，純技術(shù)效率、規(guī)模效率次之。

（4）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（IS）。選取產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的對數(shù)值（lnIS）作為技術(shù)水平的衡量指標(biāo)，將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)以第三產(chǎn)業(yè)在GDP中的占比表示，比值越大說明服務(wù)業(yè)占比越高。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級首先在宏觀上有利于推動能源規(guī)?；?、集約化使用，其次在微觀層面上會帶來生產(chǎn)技術(shù)和治理技術(shù)的創(chuàng)新，從而在能源消耗和生產(chǎn)過程當(dāng)中抑制碳排放（劉健強和馬曉鈺，2021）。

此外，由于自貿(mào)區(qū)的邊界與城市的邊界并不一致，因此本文還特別控制了描述自貿(mào)區(qū)規(guī)模和結(jié)構(gòu)的變量。

（5）自貿(mào)區(qū)規(guī)模（FTZ_Area）。選取自貿(mào)區(qū)片區(qū)的面積加一取對數(shù)值（lnArea）的一階滯后項作為衡量自貿(mào)區(qū)規(guī)模的指標(biāo)，一般而言，自貿(mào)區(qū)的建設(shè)面積與規(guī)模呈正相關(guān)，自貿(mào)區(qū)自身的規(guī)模越大對外資的吸引能力往往越強，而自貿(mào)區(qū)的規(guī)模若發(fā)生變動對環(huán)境產(chǎn)生的影響一般存在滯后效應(yīng)，因而進行滯后一期處理。

（6）自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（FTZ_IS）。使用自貿(mào)區(qū)片區(qū)的服務(wù)化程度加一取對數(shù)值（lnFTZ_IS）并取一階滯后項作為衡量自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)。本文采用各自貿(mào)區(qū)片區(qū)重點發(fā)展產(chǎn)業(yè)中服務(wù)業(yè)的種類在產(chǎn)業(yè)總類別中的占比來描述自貿(mào)區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，該比值越大，說明自貿(mào)區(qū)片區(qū)的服務(wù)化水平越高。自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)發(fā)生變動也不會立刻反饋到環(huán)境當(dāng)中，因此也進行了滯后處理。

（四）數(shù)據(jù)來源

本文使用數(shù)據(jù)庫如下：第一個是中國碳核算數(shù)據(jù)庫（CEADs），該數(shù)據(jù)庫為中國實現(xiàn)綠色發(fā)展、低碳發(fā)展提供了堅實理論依據(jù)和技術(shù)支持，對中國控制溫室氣體排放的政策設(shè)計與實施做出了重要貢獻。本文提取2006～2017年中國縣級尺度碳排放數(shù)據(jù)作為基礎(chǔ)樣本，經(jīng)計算得到2007～2017年我國城市層面的碳排放增長率數(shù)據(jù)。第二個是中國商務(wù)部網(wǎng)站，整理得到自由貿(mào)易試驗區(qū)片區(qū)設(shè)立的城市及年份數(shù)據(jù)。第三個是中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫，從中提取出年末常住人口數(shù)量、人均GDP、GDP、外商直接投資、第二產(chǎn)業(yè)增加值、第三產(chǎn)業(yè)增加值。第四個是中國城市統(tǒng)計年鑒，使用stata16對其進行縱向合并，從而得到失業(yè)率、人力資本、商業(yè)經(jīng)濟發(fā)展程度、基礎(chǔ)設(shè)施、文化設(shè)施、環(huán)境治理六個指標(biāo)。第五個是我國各自貿(mào)區(qū)官網(wǎng)，從中獲得各片區(qū)的面積。第六個是中國貿(mào)促會自貿(mào)試驗區(qū)服務(wù)中心綜合服務(wù)系統(tǒng)，利用《全國21個自貿(mào)試驗區(qū)及其片區(qū)重點發(fā)展產(chǎn)業(yè)一覽表》，結(jié)合《國民經(jīng)濟行業(yè)分類》手動識別自貿(mào)區(qū)重點產(chǎn)業(yè)中服務(wù)業(yè)的種類。第七個是我國國家知識產(chǎn)權(quán)數(shù)據(jù)庫，從中獲取我國2007～2017年各地級市的綠色專利申請數(shù)。此外，全要素生產(chǎn)率來源于各地的統(tǒng)計年鑒、CSMAR以及CNRDS數(shù)據(jù)庫，計算使用的指標(biāo)如下：產(chǎn)出設(shè)定為實際GDP；投入要素為從業(yè)人員數(shù)、固定資產(chǎn)（永續(xù)盤存法），參考Battese & Coelli（1995）的模型，采取最新的SFA方法計算而來。由于外商直接投資、年末常住人口數(shù)據(jù)存在大量的缺失，為增加面板數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，故本文對數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的城市進行了剔除處理。各變量的描述性統(tǒng)計見表4。

表4 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準(zhǔn)回歸分析

表5匯報了自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于碳排放增長率的凈效應(yīng)，其中，列（1）～（5）只控制了城市和年份固定效應(yīng)，列（6）加入了衡量自貿(mào)區(qū)規(guī)模與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的控制變量，列（7）在此基礎(chǔ)上還控制了滯后一期的城市特征變量，用以緩解模型可能存在的內(nèi)生性問題。結(jié)果表明：第一，各列After*HSR系數(shù)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說明自由貿(mào)易試驗區(qū)設(shè)立可以有效降低當(dāng)?shù)靥寂欧旁鲩L率，觀察列（7）的回歸結(jié)果，After*HSR的系數(shù)為-0.072且通過了1%的顯著性水平檢驗，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以使當(dāng)?shù)靥寂欧旁鲩L率降低7.2%；第二，各控制變量的符號均符合預(yù)期，例如，經(jīng)濟水平提升、城市服務(wù)化水平提高、自貿(mào)區(qū)服務(wù)化水平提高對環(huán)境均產(chǎn)生積極的影響，能夠顯著抑制碳排放。

表5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗

平行趨勢是運用雙重差分模型的重要假設(shè)前提，本文為檢驗平行趨勢假設(shè)，在表6第（1）、（2）、（3）列中分別加入表示處理組自貿(mào)區(qū)設(shè)立前一年、前二年和前三年的虛擬變量pre1、pre2和pre3。若政策試點前的實驗分組和時期分組交互項都不顯著，則說明政策實施前處理組與控制組沒有顯著差異。結(jié)果表明：pre1、pre2和pre3的估計結(jié)果不滿足顯著性要求，處理組與對照組在自貿(mào)區(qū)試點前具有共同的變化趨勢，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對城市碳減排的影響不會提前出現(xiàn)。因此，平行趨勢假設(shè)得到支持。

表6 平行趨勢檢驗

2. 對疊加政策的考察

除自由貿(mào)易試驗區(qū)之外，我國還出臺了其他基于地方的經(jīng)濟政策。如國家級新區(qū)（NEWZ），這是由國務(wù)院批準(zhǔn)設(shè)立，承擔(dān)國家重大發(fā)展和改革開放戰(zhàn)略任務(wù)的綜合功能區(qū)，能夠吸引外資流入并帶動地區(qū)經(jīng)濟的發(fā)展，國家級新區(qū)在2007～2017年間相繼設(shè)立了17批，共涉及21個主體城市，因此與自貿(mào)區(qū)的設(shè)立有較大交集。為了剔除其他政策性因素對碳排放增長率影響的干擾，故引入國家級新區(qū)政策的虛擬變量（NEWZ）作為控制變量并重新進行回歸估計，結(jié)果顯示（表7），After*HSR系數(shù)的估計值為-0.068且通過了1%的顯著性水平檢驗，這說明在控制其他可能影響碳排放的因素以及考慮二氧化碳排放增長率的時間趨勢、市級行政區(qū)劃層面不隨時間變化的情況下，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于碳排放增長率的抑制作用穩(wěn)健成立，且抑制效果為6.8%。

表7 對疊加政策的考察

3. 反事實檢驗

由于各城市的碳排放變動會受到各種因素的影響，而這些相關(guān)變量無法全部被納入到控制變量中，為進一步確認(rèn)地區(qū)碳排放的增長率是否受該地區(qū)自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立的影響，借鑒張軍等（2018）的研究方法，將各自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立的時間皆滯后1～3年，依次將滯后的變量L1.After*HSR、L2.After*HSR、L3.After*HSR與模型（1）中的核心解釋變量After*HSR進行替換。結(jié)果如表8所示，這三個變量前的系數(shù)均不顯著，說明各城市平均碳排放的增長率變動不是由其他因素引起的，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立是減緩地區(qū)碳排放增加的主要因素，再次驗證了前文結(jié)果的穩(wěn)健性。

表8 反事實檢驗：自貿(mào)區(qū)設(shè)立滯后1～3年

4. 剔除金融危機影響

為了檢驗自由貿(mào)易試驗區(qū)片區(qū)設(shè)立與碳排放增長率的關(guān)系是否受到金融危機的影響，即金融危機是否會導(dǎo)致自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立與碳排放增長率之間的關(guān)系減弱或加強，參考劉方和曹文婷（2017）的做法剔除金融危機發(fā)生當(dāng)年（2008年）及以前的樣本數(shù)據(jù)并重新進行回歸估計，結(jié)果見表9。其中，列（1）控制了固定效應(yīng)，列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上加入了控制變量。結(jié)果表明，無論是否加入控制變量，自貿(mào)區(qū)片區(qū)的設(shè)立對碳排放增長率的影響均顯著為負(fù)，即自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立對所在城市碳排放增長率均存在顯著的減緩作用，根據(jù)列（2）的結(jié)果顯示，在不受金融危機沖擊的假設(shè)前提下，城市每增設(shè)一個自由貿(mào)易試驗區(qū)片區(qū)，平均會降低6.4%的碳排放增長率，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，自貿(mào)區(qū)碳減排的作用大小雖然在絕對值上略微減小，但符號一致，證明結(jié)果穩(wěn)健。

表9 剔除金融危機影響

5. 傾向得分匹配

為了更好地解決由“選擇性偏差”帶來的內(nèi)生性問題，采取傾向得分匹配的方法重新進行回歸估計?；赑SM-DID的回歸結(jié)果見表10，觀察可知，各變量系數(shù)的符號、顯著性與基礎(chǔ)回歸結(jié)果基本一致。列（6）顯示，城市設(shè)立自由貿(mào)易試驗區(qū)片區(qū)能夠顯著地抑制碳排放增長率，抑制效果為10.9%，與之前結(jié)果相近，再次驗證了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。表11報告了各協(xié)變量平衡檢驗的結(jié)果，匹配前的處理組為2017年以前（包括2017年）建立自貿(mào)區(qū)的地級市和直轄市，其余為控制組。與匹配前相比，匹配后所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差明顯降低，處理組與控制組的差異不再明顯，說明匹配后兩組的可比性大幅上升。

表10 PSM-DID：自貿(mào)區(qū)設(shè)立對碳排放增長率的影響

表11 協(xié)變量平衡檢驗結(jié)果

五、機制檢驗

從基準(zhǔn)回歸結(jié)果可以看出，設(shè)立自貿(mào)區(qū)片區(qū)的城市相對于沒有設(shè)立自貿(mào)區(qū)片區(qū)的城市而言，設(shè)立后碳排放增速明顯放緩。那么，為什么自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立與碳排放增長率呈現(xiàn)負(fù)向因果關(guān)系呢？可以通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)進步效應(yīng)進行解釋，機制檢驗結(jié)果見表12。其中，列（1）～（3）匯報了規(guī)模效應(yīng)，列（4）～（6）匯報了結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)，列（7）～（9）為資源配置效應(yīng)，列（10）～（12）為綠色技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)。其中，本文將綠色技術(shù)創(chuàng)新以各城市綠色專利申請數(shù)與常住人口數(shù)量的比值衡量。

表12 機制檢驗結(jié)果

結(jié)果顯示，首先，列（1）～（3）說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)能促進經(jīng)濟規(guī)模擴大，進而有助于減緩碳排放增長，可能的解釋是經(jīng)濟規(guī)模擴大提升了當(dāng)?shù)鼐用竦纳钏剑巩?dāng)?shù)鼐用裉岣吡藢Νh(huán)境的要求，促進了政府環(huán)保投入，說明總體而言，自貿(mào)區(qū)建設(shè)通過規(guī)模效應(yīng)對碳排放產(chǎn)生抑制影響大于促進作用，假說1成立。其次，列（4）表明自貿(mào)區(qū)片區(qū)的設(shè)立對第三產(chǎn)業(yè)占比提升有促進作用，列（5）～（6）說明第三產(chǎn)業(yè)占比上升有助于降低碳排放增長率，所以自貿(mào)區(qū)片區(qū)建設(shè)能夠通過結(jié)構(gòu)效應(yīng)抑制碳排放，證明了假說2的正確性。列（7）～（9）表明自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立能夠顯著促進地區(qū)全要素生產(chǎn)率提升，從而減緩碳排放，證明了自貿(mào)區(qū)建設(shè)能通過資源配置效應(yīng)產(chǎn)生積極的減碳作用，假說3成立。列（10）～（12）表明自貿(mào)區(qū)片區(qū)建設(shè)將促進區(qū)內(nèi)企業(yè)進行綠色技術(shù)創(chuàng)新，對當(dāng)?shù)靥寂欧女a(chǎn)生明顯的抑制作用，證明了技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)是自貿(mào)區(qū)建設(shè)抑制碳排放的有效路徑，假說4也同樣成立。綜上所述，自貿(mào)區(qū)建設(shè)通過規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)升級效應(yīng)、資源配置效應(yīng)和技術(shù)創(chuàng)新效應(yīng)對環(huán)境均產(chǎn)生了積極的影響。

六、異質(zhì)性分析

（一）基于不同地區(qū)的異質(zhì)性

不同區(qū)域的自貿(mào)區(qū)功能定位不盡相同，各地對外資的吸引作用存在較大差異，這種差異體現(xiàn)在外資的規(guī)模以及種類上，對于各地產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等均會產(chǎn)生不同的影響，最終體現(xiàn)于二氧化碳排放的增長率?；诖?，根據(jù)區(qū)位將自貿(mào)區(qū)做了如下分類：一是沿海城市和內(nèi)陸城市，二是長三角城市群、珠三角城市群和京津冀城市群。相應(yīng)的估計結(jié)果如表13所示。其中列（1）報告了沿海城市建立自由貿(mào)易試驗區(qū)片區(qū)對于碳排放增長率的影響，結(jié)果顯示，在沿海城市成立自貿(mào)區(qū)片區(qū)顯著減緩了碳排放增加，且相比建設(shè)自貿(mào)區(qū)之前能降低3.7%的碳排放增長率；列（2）的結(jié)果顯示，對于內(nèi)陸城市，自貿(mào)區(qū)的成立會使碳排放微弱提高。列（3）～（5）顯示，在長三角城市群，自貿(mào)區(qū)片區(qū)的設(shè)立會微弱加速碳排放增長，但影響沒有通過顯著性檢驗；而在珠三角城市群設(shè)立自貿(mào)區(qū)片區(qū)則顯著減緩了當(dāng)?shù)靥寂欧牛种谱饔酶哌_7.4%；對于京津冀城市群，自貿(mào)區(qū)的建立同樣會抑制當(dāng)?shù)靥寂欧?，但影響并不顯著。那么，長三角城市群與珠三角城市群雖然在經(jīng)濟發(fā)展水平上相似，兩者皆為我國經(jīng)濟發(fā)展水平較高的區(qū)域，為何在兩地建設(shè)自貿(mào)區(qū)片區(qū)對碳排放增長率存在顯著差異呢？可能的原因是：長三角城市群的工業(yè)企業(yè)數(shù)總體上在2009年之后大幅減少，將很多工業(yè)企業(yè)向內(nèi)陸等不發(fā)達地區(qū)轉(zhuǎn)移，而珠三角城市群的工業(yè)企業(yè)數(shù)量卻一直處于增長態(tài)勢，2001年長三角地區(qū)工業(yè)企業(yè)數(shù)量大約是珠三角地區(qū)的3倍，而2020年已下降到不及2倍（表14）。以上分析表明，在長三角城市群建立自貿(mào)區(qū)對碳排放增長率的抑制作用不顯著可能是由于該地區(qū)本身工業(yè)企業(yè)數(shù)量已控制在較為合理的數(shù)量范圍內(nèi)，碳排放量很可能已經(jīng)達峰，而珠三角城市群工業(yè)企業(yè)數(shù)量仍處于不合理的范圍，對環(huán)境污染程度較高，且可降低的范圍較大，受自貿(mào)區(qū)建設(shè)的影響，負(fù)面清單淘汰了一批高能耗、高污染的企業(yè)，對抑制碳排放增長產(chǎn)生了抑制作用。

表13 基于不同地區(qū)的異質(zhì)性分析結(jié)果

表14 2001～2020年長三角城市群、珠三角城市群工業(yè)企業(yè)數(shù)量變動情況

（二）基于不同城市規(guī)模的異質(zhì)性

城市規(guī)模對碳排放的增長也會產(chǎn)生影響：較低的人口規(guī)模會造成“攤大餅”式的城市空間結(jié)構(gòu)，不利于城市節(jié)能減排；人口規(guī)模、人口集聚度增加有利于能源的集中供應(yīng)，促進節(jié)能減排（張華明等，2021）?！蛾P(guān)于調(diào)整城市規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn)的通知》將城市劃分為小城市（城區(qū)常住人口50萬以下）、中等城市（城區(qū)常住人口50～100萬）、大城市（城區(qū)常住人口100～500萬）、特大城市（城區(qū)常住人口500～1000萬）及超大城市（城區(qū)常住人口1000萬以上），考慮到人口較少的地區(qū)處理組較少，因此這里將城市規(guī)模分為以下三個區(qū)域，一是常住人口小于500萬，二是常住人口介于500與1000萬之間，三是常住人口大于1000萬。回歸估計結(jié)果見表15，結(jié)果顯示：第一，在各種規(guī)模的城市設(shè)立自貿(mào)區(qū)片區(qū)均減緩了當(dāng)?shù)氐奶寂欧旁鲩L，但對于常住人口小于500萬的城市并不顯著；第二，自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立在人口規(guī)模大于500萬的城市對碳排放會產(chǎn)生顯著的抑制作用，其中在特大城市建立自貿(mào)區(qū)對碳排放的抑制作用為6.7%，超大城市則抑制作用更為明顯，達到11.2%。

表15 基于不同城市規(guī)模的異質(zhì)性分析結(jié)果

七、結(jié)論與啟示

本文基于我國180個城市2007～2017年的面板數(shù)據(jù)，利用雙重差分模型從多個角度考察了自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立對于二氧化碳排放增長率的影響作用。研究發(fā)現(xiàn)：首先，自貿(mào)區(qū)片區(qū)設(shè)立后當(dāng)?shù)靥寂欧旁鲩L率平均減少2.0%，通過疊加政策的考察、反事實檢驗、剔除金融危機影響以及PSM-DID等一系列穩(wěn)健性的考察，結(jié)論依然保持穩(wěn)健。其次，自由貿(mào)易試驗區(qū)建設(shè)能夠在規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)的綜合作用下，對當(dāng)?shù)靥寂欧诺脑鲩L起到減緩作用，且三種效應(yīng)均對環(huán)境產(chǎn)生了正面影響。此外，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于碳排放增長率的影響在沿海、內(nèi)陸、長三角、珠三角以及京津冀地區(qū)存在區(qū)域異質(zhì)性，在不同人口規(guī)模的城市存在規(guī)模異質(zhì)性。

為了更好發(fā)揮自由貿(mào)易試驗區(qū)建設(shè)在環(huán)境保護中的作用，本文提出以下政策建議：第一，完善生態(tài)環(huán)境保護相關(guān)法律法規(guī)，以避免自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟規(guī)模擴大帶來的負(fù)面環(huán)境影響。自貿(mào)區(qū)建設(shè)擴大貿(mào)易開放，會吸引更多國外企業(yè)前來投資，為避免因環(huán)境門檻相對較低導(dǎo)致我國淪為“污染避風(fēng)港”，我國應(yīng)盡快將環(huán)境規(guī)制與國際接軌，加強環(huán)保力度；第二，優(yōu)化升級產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。各城市在因地制宜地發(fā)展本地優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的同時，應(yīng)進一步促進當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)改善，實現(xiàn)傳統(tǒng)工業(yè)、服務(wù)業(yè)向新工業(yè)和現(xiàn)代服務(wù)業(yè)轉(zhuǎn)變；第三，應(yīng)最大化資源配置效應(yīng)。各城市致力于建設(shè)自貿(mào)區(qū)的同時，應(yīng)將區(qū)位因素納入考慮，最大程度發(fā)揮自貿(mào)區(qū)資源配置效應(yīng)；第四，充分利用綠色技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動作用，重視技術(shù)進步帶來的碳減排效應(yīng)，進一步引導(dǎo)區(qū)內(nèi)企業(yè)合理利用外商直接投資帶來的技術(shù)溢出效應(yīng)，提高資源利用效率；第五，自貿(mào)區(qū)建設(shè)需結(jié)合區(qū)位特點，優(yōu)先擴大對沿海地區(qū)尤其是珠三角地區(qū)的自由貿(mào)易試驗區(qū)片區(qū)建設(shè)，發(fā)揮沿海地區(qū)自由貿(mào)易試驗區(qū)的引領(lǐng)作用，同時也應(yīng)更多關(guān)注內(nèi)陸地區(qū)自貿(mào)區(qū)的建設(shè)進程，完善自由貿(mào)易試驗區(qū)布局。