馬秉鑫 金哲松 楊軍

摘要：作為實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措，設(shè)立自貿(mào)試驗區(qū)是否推動了經(jīng)濟社會發(fā)展綠色化、低碳化轉(zhuǎn)型，目前仍未得到學術(shù)界關(guān)注。文章基于2008—2018年中國城市面板數(shù)據(jù)，系統(tǒng)研究了設(shè)立自貿(mào)試驗區(qū)對于碳排放的影響，以期填補這方面研究的空白。考慮了內(nèi)生性問題之后的回歸結(jié)果顯示，設(shè)立自貿(mào)試驗區(qū)可以通過促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新等渠道顯著降低碳排放，對于沿海自貿(mào)試驗區(qū)以及第三批次自貿(mào)試驗區(qū)而言，這種碳減排效應更為明顯；此外，設(shè)立自貿(mào)試驗區(qū)產(chǎn)生的碳減排效應存在負向空間溢出效應，即設(shè)立自貿(mào)試驗區(qū)增加了臨近城市的碳排放。本文的研究結(jié)論不僅拓展了評價自貿(mào)試驗區(qū)政策效果的研究維度，同時也為我國推動貿(mào)易、投資與生態(tài)環(huán)境和諧發(fā)展提供了經(jīng)驗依據(jù)和政策參考。

關(guān)鍵詞：自貿(mào)試驗區(qū)；碳排放；空間溢出效應

作者簡介：馬秉鑫，中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院博士研究生（北京? 100081）；金哲松，中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院教授、博士生導師（北京? 100081）；楊軍，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際經(jīng)濟貿(mào)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(chǎn)業(yè)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(nóng)業(yè)影響模擬模型的研究和開發(fā)”（71761147004）

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

引? 言

自2013年上海自貿(mào)試驗區(qū)（以下簡稱“自貿(mào)區(qū)”）設(shè)立以來，中國已設(shè)立了21個自貿(mào)區(qū)，逐漸形成了自沿海延伸至內(nèi)陸，覆蓋多領(lǐng)域開放的全新格局。自貿(mào)區(qū)作為改革開放的“試驗田”，形成了一系列可復制推廣的創(chuàng)新成果，為高質(zhì)量發(fā)展提供了動力源泉和制度保障。綠色低碳發(fā)展是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立是否推動了經(jīng)濟社會發(fā)展綠色化、低碳化轉(zhuǎn)型？對于這個問題的準確評價也是當前中國建設(shè)更高水平開放型經(jīng)濟新體制的重要依據(jù)，但目前學術(shù)界直接相關(guān)的研究相對較少。

基于此，本文從生態(tài)視角出發(fā)，科學地評價自貿(mào)區(qū)設(shè)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(nèi)容上，在考慮了內(nèi)生性問題后，證實了自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以有效降低碳排放，豐富了自貿(mào)區(qū)設(shè)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(mào)區(qū)設(shè)立對于碳排放的影響機制、批次異質(zhì)性、空間異質(zhì)性以及空間溢出效應；第三，在數(shù)據(jù)使用上，以往有關(guān)自貿(mào)區(qū)的研究多使用單一自貿(mào)區(qū)或省級面板數(shù)據(jù)，而本文使用了更為細分的城市面板數(shù)據(jù)。本文其他部分結(jié)構(gòu)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(shè)計與數(shù)據(jù)；第三部分為實證結(jié)果與分析；第四部分為穩(wěn)健性檢驗；第五部分為拓展性分析；第六部分為結(jié)論與政策建議。

一、文獻綜述與研究假說

國際上關(guān)于自貿(mào)區(qū)建設(shè)與環(huán)境質(zhì)量之間關(guān)系的討論十分豐富。從自由貿(mào)易的角度來看，Grossman等人在分析北美自貿(mào)協(xié)定的環(huán)境效應時，將貿(mào)易自由化對環(huán)境的影響效應分解為規(guī)模效應、結(jié)構(gòu)效應和技術(shù)效應。1其中規(guī)模效應通常會導致環(huán)境質(zhì)量惡化，技術(shù)效應可以改善環(huán)境質(zhì)量，而結(jié)構(gòu)效應對于環(huán)境質(zhì)量的影響不確定，主要取決于一國的比較優(yōu)勢和貿(mào)易開放程度。2上述三種效應構(gòu)成了探究自貿(mào)區(qū)建設(shè)對環(huán)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(qū)間不同，所以難以就貿(mào)易自由化對環(huán)境的影響達成一致的結(jié)論。3隨著各國政府對貿(mào)易與環(huán)境相互影響的認識不斷加深，環(huán)境條款在自貿(mào)協(xié)定中出現(xiàn)的頻次大幅上升，呈現(xiàn)出環(huán)境保護范圍擴展、環(huán)境與貿(mào)易投資深度融合、規(guī)則約束強化甚至硬法化等多方面趨勢。4從自貿(mào)協(xié)定中環(huán)境條款與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系來看，Brandi等人發(fā)現(xiàn)環(huán)保條款在限制發(fā)展中國家進口污染產(chǎn)品的同時，顯著促進了綠色產(chǎn)品出口，有利于發(fā)展中國家實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展與環(huán)境保護的平衡。5

當前，有關(guān)中國自貿(mào)區(qū)與環(huán)境質(zhì)量之間關(guān)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(mào)區(qū)政策產(chǎn)生的環(huán)境效益。例如，胡宗義等人從宏觀層面探究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于城市大氣污染的影響時發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立不僅通過推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和綠色技術(shù)創(chuàng)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(mào)區(qū)設(shè)立產(chǎn)生的環(huán)境效益時發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立后，區(qū)內(nèi)資源型上市公司綠色創(chuàng)新能力以及環(huán)保投資顯著提高，進而改善了企業(yè)的環(huán)境績效。7第二，分析單一自貿(mào)區(qū)建設(shè)產(chǎn)生的環(huán)境效益?？紤]到不同自貿(mào)區(qū)的發(fā)展稟賦和配套條件存在差異，不同自貿(mào)區(qū)建設(shè)產(chǎn)生的政策效果也可能存在較大差異，甚至可能出現(xiàn)某一自貿(mào)區(qū)建設(shè)產(chǎn)生的政策效果與自貿(mào)區(qū)整體政策效果相反的情況。例如，Zhuo等人研究發(fā)現(xiàn)，由于技術(shù)基礎(chǔ)薄弱、環(huán)保意識不強，廣東自貿(mào)區(qū)建設(shè)陷入了環(huán)境“政策陷阱”，其設(shè)立顯著增加了本地廢氣、廢水的排放量。1Li等人研究發(fā)現(xiàn)安徽自貿(mào)區(qū)出口貿(mào)易的增加惡化了當?shù)丨h(huán)境質(zhì)量。2第三，分析自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于綠色經(jīng)濟增長的影響。例如，Ma等人研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)建設(shè)通過促進國際資本流動和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級顯著提高了城市綠色全要素生產(chǎn)率。3Hu等人就自貿(mào)區(qū)對綠色全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響做了進一步分析，在污染物種類方面，自貿(mào)區(qū)設(shè)立后氮氧化物減排量相較于二氧化硫更為顯著；在自貿(mào)區(qū)區(qū)位方面，相較于沿海自貿(mào)區(qū)，內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)對于綠色全要素生產(chǎn)率增長率的提升效應更為顯著。4

通過梳理國內(nèi)外已有研究可以發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)有研究在評價自貿(mào)區(qū)的環(huán)境效應時尚未得出一致結(jié)論，并且對于自貿(mào)區(qū)設(shè)立對碳排放產(chǎn)生的影響關(guān)注較少。因此，本文關(guān)注的第一個問題是，自貿(mào)區(qū)設(shè)立是否對碳排放產(chǎn)生影響。已有研究表明，碳排放與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有著密切聯(lián)系。5具體而言，第二產(chǎn)業(yè)比重和碳排放量成正比關(guān)系，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)可以有效降低碳排放量。6此外，我國經(jīng)濟發(fā)展仍以傳統(tǒng)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)扭曲會抑制能源強度下降，進而抑制碳排放下降。7產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級可以帶動能源消費結(jié)構(gòu)優(yōu)化，降低碳排放。8從各自貿(mào)區(qū)設(shè)立以來的政策實踐來看，貿(mào)易和投資便利化是自貿(mào)區(qū)建設(shè)中的重要內(nèi)容。其中，貿(mào)易便利化加快了貿(mào)易轉(zhuǎn)型升級，為服務(wù)貿(mào)易的發(fā)展創(chuàng)造了良好的條件，服務(wù)貿(mào)易規(guī)模的擴大對傳統(tǒng)貿(mào)易方式產(chǎn)生“替代效應”，對加工貿(mào)易產(chǎn)生負面沖擊，推動了傳統(tǒng)的制造環(huán)節(jié)向生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)等高端環(huán)節(jié)延伸，優(yōu)化了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。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(jù)《自貿(mào)試驗區(qū)負面清單》的有關(guān)規(guī)定，對負面清單中未列出的領(lǐng)域進行投資經(jīng)營。負面清單中關(guān)于服務(wù)業(yè)的準入領(lǐng)域和準入條件不斷放寬，使得跨國企業(yè)增加了對服務(wù)業(yè)投資的數(shù)量和規(guī)模，推動了第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，從而促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

綠色技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)城市發(fā)展全面低碳化的重要力量，10目前許多文獻發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新可以通過淘汰落后產(chǎn)能、降低能源消耗強度等渠道，促進城市實現(xiàn)碳減排。11自貿(mào)區(qū)通過鼓勵區(qū)內(nèi)企業(yè)參與碳排放權(quán)交易，將碳減排成本內(nèi)部化，12進而倒逼或鼓勵企業(yè)通過綠色技術(shù)創(chuàng)新降低生產(chǎn)過程中的碳排放?？紤]到企業(yè)在綠色技術(shù)創(chuàng)新過程中需要投入大量的研發(fā)資金，但通常面臨著較大的不確定性，自貿(mào)區(qū)內(nèi)的金融機構(gòu)發(fā)行了大量助力實現(xiàn)“雙碳”目標的綠色金融工具，可以為企業(yè)研發(fā)提供資金支持，幫助分擔企業(yè)研發(fā)失敗的風險，為企業(yè)綠色創(chuàng)新提供保障?；谏鲜龇治觯岢鋈缦卵芯考僬f：

假說1：自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以顯著降低城市碳排放。

當前，中國不同區(qū)域在制度環(huán)境和區(qū)位條件等方面尚存在較大差異，并且不同批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)在戰(zhàn)略定位和改革領(lǐng)域等方面也各有側(cè)重。因此，本文關(guān)注的第二個問題是，就碳排放而言，自貿(mào)區(qū)設(shè)立的政策效應是否存在空間異質(zhì)性和批次異質(zhì)性?？紤]到沿海地區(qū)在開展對外貿(mào)易、引進外資等方面相較于內(nèi)陸地區(qū)具有天然的區(qū)位優(yōu)勢，外貿(mào)活動的增加以及外資規(guī)模的擴大使得沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相較而言更為優(yōu)化，并且內(nèi)陸地區(qū)在營商環(huán)境、“放管服”等方面的改革，整體上滯后于沿海地區(qū)，1環(huán)境資源要素在市場化程度更高的沿海地區(qū)可以得到最優(yōu)配置，因此相對于內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)，沿海自貿(mào)區(qū)設(shè)立產(chǎn)生的碳減排效應可能更強。另外，自貿(mào)區(qū)的任務(wù)是試驗，需要在建設(shè)過程中對各個領(lǐng)域探索其可能的風險，研究其可行的道路。2前兩批次自貿(mào)區(qū)在政府職能轉(zhuǎn)變、貿(mào)易投資便利化等方面做出了成功探索，為后續(xù)自貿(mào)區(qū)建設(shè)提供了寶貴經(jīng)驗。第三批次自貿(mào)區(qū)在前兩批次自貿(mào)區(qū)的探索基礎(chǔ)上，開始將生態(tài)環(huán)境保護列入主要建設(shè)目標之一，碳排放治理成為區(qū)內(nèi)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(mào)區(qū)，第三批次自貿(mào)區(qū)設(shè)立產(chǎn)生的碳減排效應可能更強。據(jù)此，提出如下研究假說：

假說2：不同地區(qū)、不同批次的自貿(mào)區(qū)對碳排放的影響存在差異，沿海自貿(mào)區(qū)和第三批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)有較強的碳減排效應。

區(qū)位導向型政策往往會導致區(qū)域資源的重新分配。3已有研究表明，自貿(mào)區(qū)建設(shè)會對鄰近城市的經(jīng)濟發(fā)展兼具輻射效應和虹吸效應。4因此，本文關(guān)注的第三個問題是，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對碳排放的影響是否同樣存在空間溢出效應。對于自貿(mào)區(qū)鄰近城市而言，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對其碳排放的影響效應較為復雜。一方面，面對嚴峻的環(huán)境壓力以及經(jīng)濟與環(huán)境績效雙重考核，地方政府的環(huán)境治理開始從逐底競爭轉(zhuǎn)向策略性節(jié)能競爭以及減排模式效仿。1因此，自貿(mào)區(qū)設(shè)立所實現(xiàn)的碳減排作用對鄰近城市產(chǎn)生了示范效應；另一方面，自貿(mào)區(qū)通過制度改革為市場主體提供了良好的市場環(huán)境，對周邊區(qū)域的人才、高技術(shù)產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，進而可能會導致高能耗、高排放、高污染產(chǎn)業(yè)淘汰或向鄰近城市轉(zhuǎn)移。2因此，自貿(mào)區(qū)設(shè)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(mào)區(qū)的設(shè)立會對鄰近城市的碳排放產(chǎn)生空間溢出效應。

二、研究設(shè)計與數(shù)據(jù)

（一）模型設(shè)定

本文選取了2008—2018年中國255個城市的面板數(shù)據(jù)（因西藏、新疆、港澳臺等地區(qū)的缺失值過多，故剔除），在樣本期內(nèi)，24個地級市及以上城市先后設(shè)立自貿(mào)區(qū)。通過觀察自貿(mào)區(qū)的分布可以發(fā)現(xiàn)，其中既有處于沿海發(fā)達地區(qū)的自貿(mào)區(qū)，也有處于內(nèi)陸不發(fā)達地區(qū)的自貿(mào)區(qū)，因此本文將自貿(mào)區(qū)政策看作一項準自然實驗，并且考慮到自貿(mào)區(qū)實際掛牌時間不同，本文使用多期DID方法評價自貿(mào)區(qū)政策對于碳排放影響的凈效應，具體模型設(shè)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(shè)立自貿(mào)區(qū)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(guān)注系數(shù)[β]的顯著性。若[β]顯著為負，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以有效降低碳排放，反之，則說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立增加了碳排放。

（二）數(shù)據(jù)來源及說明

當前[CO2]排放量并沒有一致的估算方法，現(xiàn)有研究多數(shù)采用擴展的Kaya恒等式進行計算，其基本思路是根據(jù)每年各地區(qū)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(fā)現(xiàn)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(xiàn)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(shù)據(jù)庫（CEADS）提供的[CO2]排放量數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)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(guān)數(shù)據(jù)分別來源于國家統(tǒng)計局、《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國能源統(tǒng)計年鑒》、《新中國60年統(tǒng)計資料匯編》和各省市統(tǒng)計年鑒。

考慮到數(shù)據(jù)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(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境出現(xiàn)了顯著變化，因此本文將樣本區(qū)間設(shè)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(mào)區(qū)設(shè)立（FTZ）是一個虛擬變量，根據(jù)自貿(mào)區(qū)正式掛牌時間對樣本城市進行賦值，即處理組城市設(shè)立自貿(mào)區(qū)當年以及之后的年份賦值為1，設(shè)立自貿(mào)區(qū)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(jīng)濟發(fā)展水平、對外開放程度、基礎(chǔ)設(shè)施和人口規(guī)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（structure），用各城市第二產(chǎn)業(yè)增加值與GDP的比重衡量；（5）人口密度（density），用城鎮(zhèn)常住人口與行政區(qū)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(chǎn)投資（invest）用全社會固定資產(chǎn)投資與GDP的比重衡量。為避免異常值影響估計結(jié)果，對上述變量進行對數(shù)化處理（表1為本文主要變量的描述性統(tǒng)計）。

三、實證結(jié)果與分析

（一）基準回歸結(jié)果

為了探究自貿(mào)區(qū)設(shè)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(jié)果如表2所示），其中FTZ的系數(shù)估計值表示了自貿(mào)區(qū)設(shè)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(mào)區(qū)設(shè)立均顯著降低碳排放，從列（2）可以看出，自貿(mào)區(qū)可以平均降低所設(shè)立城市32.1%的[CO2]排放量，結(jié)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(shù)估計值可以發(fā)現(xiàn)，在樣本期內(nèi)我國經(jīng)濟發(fā)展水平與[CO2]排放量呈倒U型環(huán)境庫茲涅茨曲線關(guān)系，該結(jié)論與占華的研究結(jié)論一致。2

（二）平行趨勢檢驗——對時間異質(zhì)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(fā)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(jié)果只表明了自貿(mào)區(qū)對碳排放的平均處理效應，并沒有反映出自貿(mào)區(qū)碳減排效應的時間異質(zhì)性。所以本文參考Jacobson等人使用的方法，1設(shè)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(shè)立自貿(mào)區(qū)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(shù)[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(mào)區(qū)碳減排效應的時間異質(zhì)性（回歸結(jié)果如圖2所示）。

從圖2中系數(shù)[ρk]隨著時間變化情況（置信區(qū)間為95%）可以發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立前4年到前1年，系數(shù)[ρk]的置信區(qū)間均包含水平線0，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)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(mào)區(qū)設(shè)立后第1年到第5年，[CO2]排放量顯著降低，并且出現(xiàn)逐漸向下的趨勢，說明自貿(mào)區(qū)的碳減排效應具有持續(xù)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(mào)區(qū)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(shù)，可能的原因如下：（1）上海自貿(mào)區(qū)作為我國最早設(shè)立的自貿(mào)區(qū)，相較于之后設(shè)立的自貿(mào)區(qū)，具有充裕的時間逐步完善相關(guān)基礎(chǔ)設(shè)施，隨著舊體制的改革和新制度的創(chuàng)新，上海自貿(mào)區(qū)的碳減排效應得以發(fā)揮得更加充分；（2）2017年3月，即上海自貿(mào)區(qū)設(shè)立的第4年，國務(wù)院印發(fā)了《全面深化中國（上海）自由貿(mào)易試驗區(qū)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(huán)保部門與市場監(jiān)管、經(jīng)濟發(fā)展等職能部門形成跨部門協(xié)同機制，在環(huán)境保護等領(lǐng)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(huán)境規(guī)制可以顯著提升區(qū)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(mào)區(qū)高度顯著的碳減排效應。

四、穩(wěn)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(mào)區(qū)政策作為國家重要發(fā)展戰(zhàn)略，實施前需要綜合考量城市的經(jīng)濟社會發(fā)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(mào)區(qū)均設(shè)立在沿海地區(qū)發(fā)達城市，說明自貿(mào)區(qū)政策實施初期會優(yōu)先選擇經(jīng)濟基礎(chǔ)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(nèi)生性對于估計結(jié)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(xié)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(chǔ)上進行DID回歸，結(jié)果如表3列（1）所示，可以發(fā)現(xiàn)FTZ的系數(shù)估計值與基準回歸結(jié)果相差不大，且仍然在1%的顯著性水平上顯著，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立降低所在城市碳排放的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

（二）其他環(huán)境政策的影響

在估計自貿(mào)區(qū)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(jīng)濟、污染防治、節(jié)能減排、清潔生產(chǎn)，陸續(xù)出臺了“一攬子”政策措施。1因此，本文有理由相信，“一攬子”環(huán)保政策的實施，可能導致本文對自貿(mào)區(qū)的碳減排效應的估計出現(xiàn)高估。為了準確識別這一影響，本文搜集并整理了樣本期內(nèi)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(quán)交易試點政策，在回歸方程中加入了相關(guān)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(quán)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(jié)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(quán)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(fā)現(xiàn)，三類模型中FTZ的系數(shù)估計值顯著為負，且在數(shù)值上與基準回歸結(jié)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(quán)交易試點政策的影響之后，本文的結(jié)論是相對穩(wěn)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(jié)果產(chǎn)生干擾，本文參照Cai等人的做法，2通過隨機分配自貿(mào)區(qū)設(shè)立城市對基準回歸結(jié)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(shù)。圖3繪制了隨機分配回歸得到的虛擬系數(shù)的核密度圖和對應P值的散點圖，可以發(fā)現(xiàn)系數(shù)估計值大致服從均值為0的正態(tài)分布且絕大多數(shù)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(shè)立自貿(mào)區(qū)而不是其他不可觀測因素導致的結(jié)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(jù)反事實思想，依次假定自貿(mào)區(qū)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(jié)果如表4所示，可以發(fā)現(xiàn)[FTZpre1、FTZpre2、FTZpre3、FTZpre4和FTZpre5]的系數(shù)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(tǒng)性差異，也再次證明了自貿(mào)區(qū)政策降低了碳排放。

（四）其他穩(wěn)健性檢驗

本文在基準回歸模型的基礎(chǔ)上，還進行了如下穩(wěn)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(guān)研究，使用[CO2]排放量與實際GDP的比重構(gòu)建碳排放強度指標，衡量城市碳排放水平，回歸結(jié)果見表5列（1）；其次，自貿(mào)區(qū)設(shè)立城市大多位于胡煥庸線右側(cè)，其人口特征和地理位置差異可能會對碳排放產(chǎn)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(cè)虛擬變量與時間趨勢項的交乘項，回歸結(jié)果見表5列（2）；此外，為了排除數(shù)據(jù)中異常值對結(jié)果的干擾，本文對連續(xù)型變量最大與最小進行1%的縮尾處理，回歸結(jié)果見表5列（3）；最后，鑒于海南自貿(mào)區(qū)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(jié)果見表5列（4）和列（5）?？梢园l(fā)現(xiàn)，上述五類模型中，F(xiàn)TZ的系數(shù)估計值均顯著為負，表明設(shè)立自貿(mào)區(qū)有利于降低城市碳排放，支持前文結(jié)論。

五、拓展性分析

（一）影響機制分析

前文基準回歸結(jié)果與一系列穩(wěn)健性檢驗證實了自貿(mào)區(qū)設(shè)立能夠顯著降低碳排放，那么這種效應是如何實現(xiàn)的？根據(jù)前文的理論分析，自貿(mào)區(qū)設(shè)立主要通過促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新等渠道降低碳排放。對此，本文參照Baron和Kenny的做法，1設(shè)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（upgrade）、綠色技術(shù)創(chuàng)新水平（innovation）。參考已有研究，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級由第三產(chǎn)業(yè)增加值和第二產(chǎn)業(yè)增加值比重衡量，綠色技術(shù)創(chuàng)新水平由每萬人綠色發(fā)明專利申請量衡量。若回歸結(jié)果中系數(shù)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(jié)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級作用機制的回歸結(jié)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(mào)區(qū)設(shè)立可以顯著促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級；從列（3）可知，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級可以顯著降低碳排放；結(jié)合列（2）和列（3）可知，加入中介變量后，F(xiàn)TZ的系數(shù)正負和顯著性不變，但絕對值大小降低了。這一結(jié)果說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以通過促進城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有效降低碳排放；表6的列（4）和列（5）為激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新作用機制的回歸結(jié)果。同樣，結(jié)合列（4）和列（5）可知，加入中介變量后，F(xiàn)TZ的系數(shù)正負和顯著性不變，但絕對值大小降低。這說明，自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以通過激勵綠色技術(shù)創(chuàng)新降低碳排放。通過中介效應分析，自貿(mào)區(qū)政策降低碳排放的兩個機制均得到驗證。

（二）異質(zhì)性分析

1.批次異質(zhì)性

參考李賁等人的做法，2在式（1）的基礎(chǔ)上設(shè)定式（6），以考察不同批次設(shè)立的自貿(mào)區(qū)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(nèi)共設(shè)立四批自貿(mào)區(qū)，鑒于海南自貿(mào)港在地理區(qū)位以及實施范圍上相較于前三批次自貿(mào)區(qū)而言具有較大的特殊性，因此本文重點考察前三批次自貿(mào)區(qū)，即j=1，2，3。若城市i為第一批自貿(mào)區(qū)設(shè)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(mào)區(qū)系數(shù)估計值的絕對值大小，可以檢驗不同批次自貿(mào)區(qū)的碳減排效應的異質(zhì)性。

回歸結(jié)果見表7列（1）。從中可以發(fā)現(xiàn)，第一批次和第二批次自貿(mào)區(qū)的碳減排效應基本相同，但第二批次自貿(mào)區(qū)的系數(shù)更加顯著，而第三批次自貿(mào)區(qū)的碳減排效應明顯強于前兩批次。這一結(jié)果可能的原因如下：（1）通過梳理國務(wù)院發(fā)布的三個批次自貿(mào)區(qū)的總體建設(shè)方案來看，前兩批次自貿(mào)區(qū)設(shè)立的主要目標在于加快政府職能轉(zhuǎn)變，促進貿(mào)易和投資便利化，而第三批次自貿(mào)區(qū)開始將生態(tài)環(huán)境保護納入主要建設(shè)目標之一，因此第三批次自貿(mào)區(qū)內(nèi)政策的制定與實施將堅持生態(tài)優(yōu)先，推動經(jīng)濟綠色低碳發(fā)展。（2）自貿(mào)區(qū)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(mào)區(qū)的改革實踐中體現(xiàn)得尤為明顯。在一些改革“深水區(qū)”，前兩批次自貿(mào)區(qū)為第三批次自貿(mào)區(qū)提供了經(jīng)驗參照，避免改革出現(xiàn)偏差、失誤、錯誤，降低了第三批次自貿(mào)區(qū)建設(shè)中的試錯成本。因此第三批次自貿(mào)區(qū)可以在前兩批次自貿(mào)區(qū)的基礎(chǔ)上，在生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域深入推進“放管服”改革，進而表現(xiàn)出更為顯著的碳減排效應。

2.空間異質(zhì)性

參照王愛儉等人的做法，1將自貿(mào)區(qū)分為沿海自貿(mào)區(qū)和內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)，通過設(shè)定（7）進行異質(zhì)性分析。

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

其中，[coastalit]和[inlandit]是區(qū)位虛擬變量，若自貿(mào)區(qū)設(shè)立城市為沿海城市，則[coastalit]=1，否則為0；若自貿(mào)區(qū)設(shè)立城市為內(nèi)陸城市，則[inlandit=1]，否則為0。通過比較系數(shù)[β1]和[β2]的顯著性和絕對值大小，可以對自貿(mào)區(qū)的空間異質(zhì)性進行分析。

回歸結(jié)果見表7列（2）。從中可以發(fā)現(xiàn)，盡管都顯著降低了碳排放，但沿海自貿(mào)區(qū)的碳減排效應明顯強于內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)?？赡艿脑蛟谟冢海?）在開展對外貿(mào)易、引進外資等方面，沿海自貿(mào)區(qū)相較于內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)具有天然的區(qū)位優(yōu)勢，對外貿(mào)易與外商直接投資規(guī)模的擴大有利于促進地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級，進而降低碳排放；（2）沿海自貿(mào)區(qū)的市場化程度要優(yōu)于內(nèi)陸自貿(mào)區(qū)，而環(huán)境資源要素作為稀缺要素的一種，需要市場決定最優(yōu)配置。沿海自貿(mào)區(qū)市場化程度較高，可以優(yōu)化原來錯配的環(huán)境資源要素，在微觀層面上激勵企業(yè)加大綠色技術(shù)創(chuàng)新投入，進而改善地區(qū)環(huán)境狀況。

（三）空間溢出效應分析

前文結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于本地區(qū)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(guān)性檢驗

首先，本文依據(jù)城市間地理距離和人均GDP數(shù)據(jù)，分別構(gòu)建了地理距離權(quán)重矩陣W1和經(jīng)濟地理嵌套矩陣W2，并分別進行了空間自相關(guān)檢驗。表8報告了[CO2]排放量的空間相關(guān)性檢驗結(jié)果?？梢钥吹剑琜CO2]排放量在空間上存在相關(guān)性，需要構(gòu)建空間計量模型進行分析。

2.空間溢出效應回歸結(jié)果

就本文的研究內(nèi)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(guān)系數(shù)[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(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以顯著降低本地區(qū)的碳排放；間接效應結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著抑制了臨近城市碳排放的下降，這意味著自貿(mào)區(qū)設(shè)立對鄰近城市所產(chǎn)生的虹吸效應強于示范效應；總效應結(jié)果表明，總體上看自貿(mào)區(qū)設(shè)立對城市的碳排放會產(chǎn)生顯著的抑制作用。

六、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

自貿(mào)區(qū)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(qū)經(jīng)濟增長，而是要探索統(tǒng)籌兼顧經(jīng)濟增長與綠色生態(tài)的高質(zhì)量發(fā)展道路?；诖?，本文利用中國2008—2018年的城市面板數(shù)據(jù)，從生態(tài)視角就自貿(mào)區(qū)設(shè)立對碳排放產(chǎn)生的影響進行了實證分析。主要結(jié)論如下：自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以顯著降低本地碳排放，并且在進行一系列穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)果表明基本保持穩(wěn)健。自貿(mào)區(qū)設(shè)立引致的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級效應與綠色技術(shù)創(chuàng)新效應是降低碳排放的重要渠道。對于沿海自貿(mào)區(qū)以及第三批次自貿(mào)區(qū)而言，這種碳減排效應更為明顯。自貿(mào)區(qū)設(shè)立產(chǎn)生的碳減排效應還存在負向空間溢出效應，即自貿(mào)區(qū)設(shè)立增加了鄰近城市的碳排放。

（二）政策建議

基于上述研究結(jié)論，提出如下政策建議：首先，加快政府職能重心向服務(wù)監(jiān)管型轉(zhuǎn)變，減少政府對經(jīng)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(xiàn)市場失靈時，發(fā)揮政府在環(huán)境監(jiān)管等方面的作用，落實各級部門環(huán)境治理責任，嘗試在自貿(mào)區(qū)編制自然資產(chǎn)負債表，將生態(tài)福利作為重要考量因素納入自貿(mào)區(qū)建設(shè)的戰(zhàn)略規(guī)劃中。其次，繼續(xù)深化和擴大自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新的力度，以制度創(chuàng)新為引領(lǐng)，破除國際高級要素流動壁壘，促進國內(nèi)區(qū)域間要素自由流動，完善創(chuàng)新激勵制度，通過綠色金融工具鼓勵低碳技術(shù)進口與研發(fā)設(shè)計，助推經(jīng)濟發(fā)展模式轉(zhuǎn)型。再次，系統(tǒng)總結(jié)各自貿(mào)區(qū)在生態(tài)環(huán)境領(lǐng)域的改革實踐，形成一批可復制、可推廣的創(chuàng)新成果，并結(jié)合各自貿(mào)區(qū)在地理位置、資源稟賦、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)上的特點，形成自貿(mào)區(qū)差異化綠色發(fā)展模式，打造符合中國生態(tài)文明建設(shè)要求的高水平對外開放平臺；最后，構(gòu)建多層次區(qū)域間綠色協(xié)同發(fā)展體制。一方面，加強自貿(mào)區(qū)各片區(qū)之間的聯(lián)動發(fā)展，健全自貿(mào)區(qū)各片區(qū)之間協(xié)同開放和合作機制，以自貿(mào)區(qū)各片區(qū)為核心形成自貿(mào)區(qū)網(wǎng)絡(luò)架構(gòu)，實現(xiàn)全范圍的輻射作用和關(guān)聯(lián)效應；另一方面，自貿(mào)區(qū)鄰近城市要積極與自貿(mào)區(qū)建立合作機制，鼓勵自貿(mào)區(qū)與鄰近城市共同制定區(qū)域綠色協(xié)同發(fā)展規(guī)劃。自貿(mào)區(qū)鄰近城市要結(jié)合本地區(qū)實際發(fā)展情況，承接相關(guān)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移的同時，積極探索可持續(xù)發(fā)展路徑，通過產(chǎn)業(yè)鏈前后端聯(lián)系充分吸收自貿(mào)區(qū)的政策效應，推動經(jīng)濟實現(xiàn)綠色化、低碳化轉(zhuǎn)型。

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