胡宗義 周積琨 李毅

摘要 中國自由貿(mào)易試驗區(qū)作為新時代對外開放的新窗口，是推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)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(guān)口。文章以中國自由貿(mào)易試驗區(qū)設(shè)立為“準(zhǔn)自然實驗”，考慮其政策輻射效應(yīng)，創(chuàng)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(huán)保重點城市數(shù)據(jù)為樣本，系統(tǒng)考察中國自貿(mào)區(qū)設(shè)立對大氣污染的影響，并深入分析其空間維度的異質(zhì)性與作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，中國自由貿(mào)易區(qū)的設(shè)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(mào)易區(qū)設(shè)立的政策輻射效應(yīng)后，其有效降低城市大氣污染物濃度12%～17%，而傳統(tǒng)雙重差分法估計結(jié)果僅為7%;自由貿(mào)易區(qū)設(shè)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(mào)易區(qū)中心輻射影響范圍后，發(fā)現(xiàn)隨著研究半徑的增加，其平均空間溢出效應(yīng)呈現(xiàn)倒“U”型曲線，最佳政策溢出效應(yīng)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(mào)易區(qū)設(shè)立不僅能夠通過推動試點城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化和綠色技術(shù)創(chuàng)新的方式改善本地大氣環(huán)境狀況，還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)新方式產(chǎn)生溢出效應(yīng)，助力非試點城市的大氣環(huán)境狀況改善。上述結(jié)論在空間平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗等一系列穩(wěn)健性檢驗后依舊成立。文章對自貿(mào)區(qū)政策是否能夠真正服務(wù)于新時代經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展這一關(guān)鍵問題給出了直接回答，并為進(jìn)一步擴(kuò)大對外開放，打贏污染防治攻堅戰(zhàn)，助推中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供有益的政策啟示。

關(guān)鍵詞 自貿(mào)區(qū)建設(shè);大氣污染防治;經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展;空間雙重差分法;政策溢出;政策評估

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

全球貿(mào)易局勢動蕩不止，以美國為首的西方國家企圖重構(gòu)國際貿(mào)易新秩序，以此打壓中國的對外貿(mào)易發(fā)展。為應(yīng)對不利的國際環(huán)境，提升中國在國際貿(mào)易體系中的地位，中國政府審時度勢地提出自由貿(mào)易試驗區(qū)（以下簡稱為自貿(mào)區(qū)）建設(shè)方案，進(jìn)一步擴(kuò)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(mào)易試驗區(qū)正式成立。截至2020年末，中國自由貿(mào)易試驗區(qū)擴(kuò)圍為21個省份，已經(jīng)形成從沿海到中部再到西部的戰(zhàn)略框架。自貿(mào)區(qū)建設(shè)的一個關(guān)鍵使命在于促進(jìn)貿(mào)易和投資便利化，進(jìn)一步地推進(jìn)各領(lǐng)域改革。但是，在享受貿(mào)易自由化紅利的同時，要時刻提防其帶來的負(fù)面影響。其中，最為典型的是污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移所引發(fā)的環(huán)境質(zhì)量下降問題。

關(guān)于對外貿(mào)易與環(huán)境質(zhì)量關(guān)系的探討可追溯到20世紀(jì)90年代北美各國簽署《北美自由貿(mào)易協(xié)定》（NAFTA），在該協(xié)定生效后，有學(xué)者觀察到作為協(xié)定中最大的發(fā)展中國家，墨西哥的環(huán)境質(zhì)量在自由貿(mào)易的推進(jìn)過程中似乎經(jīng)歷了一個明顯下滑的階段。由此，經(jīng)濟(jì)學(xué)界揭開了有關(guān)自由貿(mào)易與環(huán)境質(zhì)量的關(guān)系研究，并在此基礎(chǔ)上歸納出了幾個重要的結(jié)論，包括環(huán)境庫茲涅茨曲線（EKC），污染者天堂效應(yīng)及假說（PHE 和 PHH）。時至今日，隨著經(jīng)濟(jì)全球一體化不斷推進(jìn)，全球國際貿(mào)易迎來長足發(fā)展，但是有關(guān)對外貿(mào)易與環(huán)境質(zhì)量的爭議仍在持續(xù)，以中國為代表的發(fā)展中國家環(huán)境狀況依然形勢嚴(yán)峻。那么，隨之而來的問題是，中國自貿(mào)區(qū)在推進(jìn)貿(mào)易和投資自由化的過程中，是否仍然會對中國的環(huán)境質(zhì)量造成影響？是否有可能利用自貿(mào)區(qū)的建設(shè)來扭轉(zhuǎn)傳統(tǒng)發(fā)展模式，改善環(huán)境質(zhì)量，讓自貿(mào)區(qū)服務(wù)于建設(shè)美麗中國的環(huán)境保護(hù)目標(biāo)？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(jìn)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供決策參考。

基于此，文章從環(huán)境保護(hù)角度出發(fā)，以政策溢出效應(yīng)為視角，研究自貿(mào)區(qū)政策的實施能否通過“示范先行，輻射帶動”作用，幫助自貿(mào)區(qū)所在城市以及周圍鄰近城市實現(xiàn)大氣環(huán)境狀況的改善，扭轉(zhuǎn)中國傳統(tǒng)“重經(jīng)濟(jì)輕環(huán)境”的發(fā)展模式，從而最大限度發(fā)揮自貿(mào)區(qū)改革開放高地作用。文章可能的貢獻(xiàn)在于：第一，首次從大氣環(huán)境效益角度考慮自貿(mào)區(qū)建設(shè)帶來的影響，拓寬了自貿(mào)區(qū)研究的深度和廣度，對自貿(mào)區(qū)建設(shè)是否能夠真正服務(wù)于新時代經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展這一關(guān)鍵問題進(jìn)行了直接回答。第二，根據(jù)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(bǔ)了傳統(tǒng) DID 估計框架中 SUVTA 假設(shè)的違背情況而受到廣泛關(guān)注，然而目前國內(nèi)外文獻(xiàn)多集中于其空間模型的套用，未能形成科學(xué)合理的估計框架。最后，首次從政策溢出效應(yīng)視角出發(fā)，探究了自貿(mào)區(qū)在實現(xiàn)對外開放和環(huán)境保護(hù)雙贏的經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展格局中是否實現(xiàn)了“示范先行，輻射帶動”的目標(biāo)，為構(gòu)建符合中國實際國情的政策效應(yīng)評估模式提供了新的思路。

1 文獻(xiàn)綜述與理論機(jī)制

1.1 文獻(xiàn)綜述

目前國外對于自貿(mào)區(qū)建設(shè)與環(huán)境效益關(guān)系的討論十分豐富。從自由貿(mào)易的角度來看，一方面，自由貿(mào)易可能會增加環(huán)境負(fù)擔(dān)，損害環(huán)境。Grossman 等[1]利用北美自貿(mào)協(xié)定的設(shè)定研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)協(xié)定的外商流入在幫助墨西哥經(jīng)濟(jì)增長的同時，加劇了墨西哥的大氣環(huán)境污染，而同樣的結(jié)果也出現(xiàn)在其他發(fā)展中國家地區(qū)[2-3]。另一方面，自由貿(mào)易可能也會改善環(huán)境質(zhì)量，Antweiler等[4]以結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)、技術(shù)效應(yīng)的討論，得出自由貿(mào)易可能對環(huán)境會更加有利的結(jié)論。而從自貿(mào)區(qū)建設(shè)本身與環(huán)境效益的關(guān)系來看，Aloise等[5]認(rèn)為在自貿(mào)區(qū)政策制定時應(yīng)該重點關(guān)注大氣環(huán)境問題，注重低碳環(huán)保領(lǐng)域，通過完善外商投資體制和吸收國外先進(jìn)技術(shù)促進(jìn)綠色技術(shù)進(jìn)步和實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展[6-7]。

中國自貿(mào)區(qū)與世界各國自貿(mào)區(qū)有共性又有其特殊性，其自貿(mào)區(qū)不僅僅只是擴(kuò)大對外開放和吸引外資，更重要的是深化改革，進(jìn)行體制創(chuàng)新，服務(wù)于新時代中國特色社會主義建設(shè)，這意味著自貿(mào)區(qū)不再是以往只注重經(jīng)濟(jì)效益的對外開放“復(fù)制版”，而應(yīng)該是環(huán)境經(jīng)濟(jì)雙贏的“升級版”。然而，當(dāng)今中國自貿(mào)區(qū)的討論多集中于其實現(xiàn)的經(jīng)濟(jì)效益，實際產(chǎn)生的環(huán)境效益探討文獻(xiàn)十分稀缺，更毋庸說中國環(huán)境問題中的頑疾—大氣污染問題，但是，從目前的文獻(xiàn)研究中可以發(fā)現(xiàn)其關(guān)系初現(xiàn)端倪。一方面，自貿(mào)區(qū)作為中國對外開放的重要創(chuàng)新舉措，能夠引領(lǐng)體制機(jī)制創(chuàng)新、突破傳統(tǒng)制度壁壘，營造一個良好的營商環(huán)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(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與高級化[11-12]。另一方面，邵帥等[13]發(fā)現(xiàn)第二產(chǎn)業(yè)比較高的地區(qū)其霧霾污染也會比較嚴(yán)重，因此產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級能夠降低能源消耗[14]，改善大氣環(huán)境狀況，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展[15]。此外，目前中國自貿(mào)區(qū)環(huán)境效益研究的結(jié)論在不同文獻(xiàn)中也具有較大出入。 Jiang 等[16]利用上海市自貿(mào)區(qū)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)在自貿(mào)區(qū)能夠促進(jìn)綠色全要素生產(chǎn)率的提高，實現(xiàn)綠色發(fā)展，然而，Zhuo等[17]卻認(rèn)為廣東自貿(mào)區(qū)陷入了“政策陷阱”，其廢氣和廢水的排放量大量提升。

從自貿(mào)區(qū)與環(huán)境效益有關(guān)的國內(nèi)外文獻(xiàn)中可以發(fā)現(xiàn)，國內(nèi)對于自貿(mào)區(qū)產(chǎn)生的環(huán)境效益探討較少，尤其是中國首要的大氣污染環(huán)境問題。其次，運用國內(nèi)單一自貿(mào)區(qū)的研究對于環(huán)境效益產(chǎn)生了截然不同的結(jié)論，這表明，從國家政策全局角度來探討自貿(mào)區(qū)的環(huán)境效益進(jìn)而為實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供實證指導(dǎo)迫在眉睫。因此，文章擬從大氣環(huán)境效益角度探討自貿(mào)區(qū)可能產(chǎn)生的環(huán)境效益，為中國自貿(mào)區(qū)的進(jìn)一步建設(shè)提供理論與實證指導(dǎo)。

1.2 理論機(jī)制

首先，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)入新常態(tài)，在轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的背景下，自貿(mào)區(qū)作為新一輪的對外開放，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展為目的，通過關(guān)稅政策大量吸引先進(jìn)產(chǎn)業(yè)和技術(shù)實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。而產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級是協(xié)調(diào)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和環(huán)境保護(hù)的關(guān)鍵路徑[18]。一方面，大量的外來高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)能夠帶來先進(jìn)的技術(shù)，給企業(yè)提供高技術(shù)支持，引導(dǎo)城市資源勞動密集型企業(yè)向資本技術(shù)型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。另一方面，外來高新技術(shù)企業(yè)能夠增加城市競爭力，對于轄區(qū)內(nèi)的現(xiàn)有污染密集型產(chǎn)業(yè)會產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”[19]，淘汰本地生產(chǎn)方式落后企業(yè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。而現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與大氣污染高度相關(guān)[20]，這體現(xiàn)在當(dāng)?shù)诙a(chǎn)業(yè)占GDP 比重的比重越高，大氣污染程度也越會高[21]，而第三產(chǎn)業(yè)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(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)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(huán)境污染物[24]。因此，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化最終會改善城市大氣污染狀況。

其次，在過去市場經(jīng)濟(jì)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(dāng)?shù)卣霈F(xiàn)了環(huán)境的“逐底競爭”現(xiàn)象[25]，人為錯配了環(huán)境資源要素，最終造成經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)失衡，加劇了對于大氣環(huán)境的污染[26]。在市場經(jīng)濟(jì)規(guī)模初步建立且對外開放程度較高的情況下，我國自貿(mào)區(qū)旨在進(jìn)一步消除政策壁壘，創(chuàng)造公平競爭環(huán)境，減少政府干預(yù)，充分發(fā)揮市場對資源要素配置的決定性作用。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)化配置。隨著市場化程度的提高，原來錯配的環(huán)境資源要素配置會不斷得到優(yōu)化，引導(dǎo)企業(yè)生產(chǎn)行為，推動綠色技術(shù)創(chuàng)新。而綠色技術(shù)創(chuàng)新作為中國可持續(xù)發(fā)展的重要動力，其研究受到了各界的廣泛關(guān)注，目前許多文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)綠色技術(shù)創(chuàng)新不僅能夠幫助經(jīng)濟(jì)發(fā)展，也能夠改善環(huán)境狀況[27]，而這也體現(xiàn)在大氣污染物減少的方面[28]。因此，綠色技術(shù)創(chuàng)新能力提高也能夠改善城市大氣污染狀況。

最后，自貿(mào)區(qū)并非簡單發(fā)展其本身，而是要通過它的發(fā)展發(fā)揮對各地區(qū)的示范帶頭作用，形成“可復(fù)制可推廣”的模式，促進(jìn)其他地區(qū)也通過學(xué)習(xí)其建設(shè)經(jīng)驗實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)與環(huán)境雙贏的高質(zhì)量發(fā)展。同時，由于城市之間經(jīng)濟(jì)、貿(mào)易的往來，存在空間上的相互關(guān)聯(lián)[29]，自貿(mào)區(qū)作為新一輪對外開放的先行探索區(qū)，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(mào)區(qū)帶來的正外部影響從而產(chǎn)生類似的大氣污染改善效應(yīng)。

據(jù)此，文章提出如下理論假說。

假說一：自貿(mào)區(qū)能夠通過優(yōu)化本地與鄰近地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的方式改善大氣環(huán)境狀況。

假說二：自貿(mào)區(qū)能夠通過推動本地與鄰近地區(qū)綠色技術(shù)創(chuàng)新的方式改善其大氣環(huán)境狀況。

2 實證模型構(gòu)建與數(shù)據(jù)來源

2.1 實證模型構(gòu)建

在準(zhǔn)自然實驗中，目前普遍使用雙重差分法（簡稱傳統(tǒng)DID）作為政策效應(yīng)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(shù)。然而傳統(tǒng) DID假設(shè)政策影響無空間溢出效應(yīng)（簡稱SUVTA），該假設(shè)在實際中難以得到滿足，因此近年來有文獻(xiàn)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(tǒng) DID 的基礎(chǔ)項中增加了政策空間效應(yīng)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(yīng)。在線性條件期望框架下，政策溢出效應(yīng)估計量的本質(zhì)為：

因此，其默認(rèn)政策對實驗組和控制組的政策溢出效應(yīng)是相同的，但現(xiàn)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(yīng)進(jìn)行分解，即根據(jù)：

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

其中：W 為空間權(quán)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(jù) Cha? gas 等[30]的結(jié)果，可以知道 WNTNT =0且 WTNT =0，即政策溢出效應(yīng)只會由實驗組城市產(chǎn)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(yīng)用在面板數(shù)據(jù)中，式（5）則變?yōu)椋?/p>

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(jìn)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(yīng)，α3為政策在實驗組城市間的溢出效應(yīng)，α1則為控制溢出效應(yīng)后的政策直接效應(yīng)。β為模型控制變量的系數(shù)矩陣，μ i為城市個體效應(yīng)，νt為時間效應(yīng)，εi，t為特異性誤差，式（6）即為構(gòu)建的空間DID基準(zhǔn)模型。

由于總效應(yīng)可分解為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)，因此，假定個體滿足給定控制變量下的同質(zhì)性隨機(jī)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(yīng)為：

式（7）即為構(gòu)建的政策效應(yīng)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(yīng)。

同時，雙重差分法估計具有意義的關(guān)鍵在于平行趨勢的滿足。而在面板數(shù)據(jù)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(shù)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(zhì)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(guān)鍵在于為估計效應(yīng)匹配相對應(yīng)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(gòu)造空間平行趨勢檢驗。根據(jù)式（3），可知實驗組間政策溢出效應(yīng)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(zhí)行效應(yīng)還具有政策溢出效應(yīng)，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(yīng)，以此反映政策溢出效應(yīng)的平行趨勢，該檢驗公式應(yīng)為：

式（9）為實驗組政策溢出效應(yīng)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(jù)式（3），控制組的政策溢出效應(yīng)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(yīng)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(jù)式（5）與式（6），政策直接效應(yīng)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(yīng)的平行趨勢檢驗公式，Treat 為政策實驗指示變量，直接效應(yīng)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(yīng)的實驗組城市的實際政策執(zhí)行時間，γ k反映只具有政策直接效應(yīng)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(gòu)建的空間平行趨勢檢驗?zāi)Ｐ停湓碓谟跒榭臻g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(tǒng)雙重差異法一致的估計檢驗?zāi)Ｊ健?/p>

2.2 數(shù)據(jù)來源

使用122個全國重點環(huán)保城市作為研究總體，具體以《中國環(huán)境統(tǒng)計年鑒》與2008后發(fā)布的污染源監(jiān)管信息公開指數(shù)（PITI）名單為準(zhǔn)。以全國重點環(huán)保城市構(gòu)建實驗有以下兩個優(yōu)勢：第一，具有同樣的環(huán)境規(guī)制沖擊，更可能滿足天然的平行趨勢。由于全國重點環(huán)保城市均受到國家與公眾的重點關(guān)注，其大氣污染水平更可能受到某種相同的干預(yù)使得滿足政策實驗前的同一趨勢性。第二，避免反向因果產(chǎn)生的內(nèi)生性問題。由于同為重點環(huán)保城市，環(huán)境因素對于是否成為自貿(mào)區(qū)的影響幾乎可以忽略，類似于環(huán)境狀況上的隨機(jī)分配實驗。由于實際自貿(mào)區(qū)的設(shè)立是在地級市的范圍內(nèi)，單獨將省份看作實驗個體可能會影響分析的準(zhǔn)確性和嚴(yán)謹(jǐn)性，因此文章將視角放在自貿(mào)片區(qū)所設(shè)立的城市層面，文中所表述的自貿(mào)區(qū)皆指自貿(mào)片區(qū)所直接設(shè)立的地級市。截至2017年末，一共有11個省級行政區(qū)劃分為自貿(mào)區(qū)，但其具體片區(qū)的設(shè)立在22個城市層面。根據(jù)資料查找，自貿(mào)區(qū)設(shè)立的具體情況如下：2013年自貿(mào)區(qū)設(shè)立城市為上海市，總計1個城市;2017年自貿(mào)片區(qū)設(shè)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(mào)片區(qū)設(shè)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(jīng)濟(jì)形勢和環(huán)保形勢發(fā)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(biāo) PM2.5的對數(shù)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(guān)注指標(biāo)。此外為了驗證結(jié)論的可靠性，還使用了 PM10與工業(yè)二氧化硫排放量作為穩(wěn)健性檢驗替代指標(biāo)，其數(shù)據(jù)皆來自歷年的《中國環(huán)境年鑒》和《中國環(huán)境狀況公報》。實驗指標(biāo)為手工處理變量，根據(jù)各省級與國家層面的政府新聞公報收集。

在影響機(jī)制的研究中，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)使用各城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值比重的比值（stru）來衡量，綠色技術(shù)創(chuàng)新衡量指標(biāo)使用地級市人均綠色專利申請量（patent）來衡量。第二產(chǎn)業(yè)、第三產(chǎn)業(yè)數(shù)據(jù)來自《中國城市年鑒》，綠色專利申請數(shù)據(jù)來自中國專利全文數(shù)據(jù)庫。

文章使用了一些常見的控制變量。具體有：①經(jīng)濟(jì)狀況的衡量指標(biāo)，選擇人均國民收入（pgdp）作為經(jīng)濟(jì)狀況的衡量。同時為了考察 EKC 曲線在樣本中的性質(zhì)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(shù)占城市面積的比值來衡量。③技術(shù)水平（rd），用研發(fā)從業(yè)人數(shù)占所有從業(yè)人數(shù)的比值來衡量。④工業(yè)化程度（second），使用第二產(chǎn)業(yè)生產(chǎn)值占生產(chǎn)總值的比重來衡量，即第二產(chǎn)業(yè)比重。⑤對外開放程度（open），使用外商直接投資占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重來衡量。數(shù)據(jù)都來自《中國城市年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)年鑒》《中國城市建設(shè)年鑒》，個別缺失數(shù)據(jù)通過查找各省、市級的統(tǒng)計年鑒進(jìn)行補(bǔ)齊，以上控制變量都進(jìn)行取對數(shù)處理。

同時在研究中用到了各樣本城市的經(jīng)緯度信息，經(jīng)緯度信息來自百度地圖確定的城市經(jīng)緯度坐標(biāo)。變量的主要描述性統(tǒng)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(mào)區(qū)城市其取值為1，否則取0。W2?ANTT 代表2階近鄰空間權(quán)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(mào)區(qū)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(mào)區(qū)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(quán)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(mào)區(qū)城市的兩個最近鄰的城市之一，則該變量取值為1，即認(rèn)為受到周圍自貿(mào)區(qū)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(jié)果分析

3.1 基準(zhǔn)DID 回歸分析

3.1.1 DID 回歸結(jié)果

首先，基于傳統(tǒng) DID 方法初步檢驗自貿(mào)區(qū)設(shè)立對試點城市大氣污染濃度的影響，具體結(jié)果如表2所示，Treat 的估計量為傳統(tǒng)雙重差分法的政策效應(yīng)數(shù)值?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是否添加控制變量或者控制時間和城市上的異質(zhì)性，回歸結(jié)果都非常顯著，即自貿(mào)區(qū)設(shè)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(mào)區(qū)建設(shè)城市與其反事實結(jié)果相比，大氣污染物PM2.5的濃度平均下降7.06%，結(jié)果在0.01的顯著性水平上顯著，這表明從傳統(tǒng)雙重差分法結(jié)果來看自貿(mào)區(qū)的設(shè)立能夠幫助其片區(qū)所在的城市實現(xiàn)大氣污染物濃度的下降，有助于改善環(huán)境，其減污效應(yīng)達(dá)到了7%，然而一般性的對外開放卻加重了環(huán)境污染，這體現(xiàn)在外商直接投資占比增加1%，其PM2.5濃度增加2%，這體現(xiàn)中國迫切需要推廣自貿(mào)區(qū)的對外開放新模式，而從人均 GDP 及其二次項可以發(fā)現(xiàn)，EKC 曲線在樣本城市的樣本期間依舊沒有得到滿足，該結(jié)論與邵帥等[13]的研究結(jié)論一致。此外，其余變量的回歸結(jié)果表明研發(fā)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(fā)創(chuàng)新投入還需要進(jìn)一步向綠色技術(shù)上傾斜。

3.1.2 平行趨勢檢驗

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

圖1顯示的是平行趨勢的結(jié)果，-4表示的是自貿(mào)區(qū)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(mào)區(qū)政策實施當(dāng)期。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，在自貿(mào)區(qū)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(qū)別，其在0附近波動。而在自貿(mào)區(qū)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(rèn)為基準(zhǔn)DID的結(jié)果是具有實際意義的。

3.2 空間DID 回歸分析

3.2.1 空間權(quán)重矩陣構(gòu)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(guān)系?？紤]到文章選擇的實驗組與控制組城市空間方位上的非連續(xù)性，因此利用城市經(jīng)緯度信息生成的鄰近程度作為空間關(guān)系的衡量。具體來說，基于經(jīng)緯度坐標(biāo)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(fā)現(xiàn)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(quán)重，記做 W2、W3、W4和 W5。此外為了穩(wěn)健起見，還計算了多種其他空間權(quán)重矩陣在后續(xù)分析使用。

3.2.2 空間DID 回歸結(jié)果

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

根據(jù)式（6），Treat 系數(shù)在控制政策的間接效應(yīng)后表示政策實際產(chǎn)生的直接效應(yīng)，ANTT 系數(shù)表示政策對控制組城市產(chǎn)生的政策溢出效應(yīng)，IATT 系數(shù)表示實驗組城市相互間產(chǎn)生的政策溢出效應(yīng)。從整體的輸出表格數(shù)據(jù)來看，自貿(mào)區(qū)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(mào)區(qū)的設(shè)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(mào)區(qū)建設(shè)產(chǎn)生的間接效應(yīng)來看，其也能夠間接促進(jìn)鄰近控制組城市PM2.5濃度的減少，即自貿(mào)片區(qū)能夠通過政策溢出效應(yīng)使其周圍控制組城市的 PM2.5濃度降低6%到8%左右，實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的帶動作用。而對于實驗組城市間的溢出效應(yīng)來說，由于其主要大氣環(huán)境效益由其本身的自貿(mào)區(qū)建設(shè)所產(chǎn)生，因此受到的政策溢出效應(yīng)并不明顯，其 PM2.5間接效應(yīng)并不顯著。此外，從空間 DID 回歸結(jié)果中依舊可以發(fā)現(xiàn)，一般性的對外開放模式確實增加了環(huán)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(mào)區(qū)設(shè)立能夠促進(jìn)高質(zhì)量的對外開放，通過政策直接效應(yīng)與溢出效應(yīng)幫助其影響范圍的城市實現(xiàn)大氣環(huán)境的改善，實現(xiàn)“示范先行，輻射帶動”的高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)。

3.2.3 空間DID效應(yīng)分解

為了分析自貿(mào)區(qū)建設(shè)產(chǎn)生的大氣環(huán)境總效益，根據(jù)理論模型（7）進(jìn)行效應(yīng)分解。同時，這里效應(yīng)分解的顯著性借鑒Bardak等的簡單方差—協(xié)方差法。表4為空間 DID效應(yīng)分解結(jié)果，從結(jié)果中可以看出考慮空間溢出效應(yīng)后，自貿(mào)區(qū)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(mào)區(qū)產(chǎn)生的總大氣環(huán)境效益被低估了。此外，從該表格還可以發(fā)現(xiàn)，隨著衡量樣本城市空間關(guān)系的不同，空間 DID估計的結(jié)果也會有所差異，表明合理選擇空間關(guān)系是進(jìn)行空間 DID估計的重要基礎(chǔ)。在文章中，結(jié)合效應(yīng)分解表格中的總效應(yīng)和基準(zhǔn)空間 DID 回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)在4階最近鄰空間矩陣衡量的政策溢出范圍中，自貿(mào)區(qū)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(guān)系中，自貿(mào)區(qū)政策產(chǎn)生的大氣總環(huán)境效益達(dá)到了最大值。

3.2.4 空間平行趨勢檢驗

為了增強(qiáng)空間DID估計框架的科學(xué)性，通過理論分析構(gòu)造了空間平行趨勢檢驗公式，根據(jù)模型構(gòu)建中的式（9）、式（10）、式（12），輸出空間平行趨勢檢驗結(jié)果（圖2—圖4）：

圖2—圖4為輸出的空間平行趨勢檢驗結(jié)果圖，-4表示自貿(mào)區(qū)政策實施或者受到自貿(mào)區(qū)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(zhí)行或受到政策空間影響的時間點，其他數(shù)字含義以此類推。從圖1和圖3的政策直接效應(yīng)和控制組政策溢出效應(yīng)平行趨勢檢驗中可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)自貿(mào)區(qū)政策執(zhí)行時，實驗組城市和受到自貿(mào)區(qū)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(mào)區(qū)政策執(zhí)行前PM2.5濃度差趨勢相對平緩，這表明自貿(mào)區(qū)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(yīng)改善鄰近控制組的大氣狀況。此外，從圖2可以發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)政策在實驗組間的政策溢出效應(yīng)不明顯，其溢出效應(yīng)未能使實驗組的PM2.5濃度得到進(jìn)一步的下降，該結(jié)論與空間雙重差分法的結(jié)論一致，因此可認(rèn)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(shù)的實際有效性。

3.3 異質(zhì)性分析

從回歸結(jié)果中，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)政策對于控制組城市的大氣環(huán)境具有明顯的溢出效應(yīng)，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(zhì)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(nèi)有自貿(mào)區(qū)城市，則認(rèn)為受到自貿(mào)區(qū)建設(shè)的空間溢出效應(yīng)。隨著r 半徑的增加，默認(rèn)中心城市受到自貿(mào)區(qū)政策輻射的距離范圍也就越遠(yuǎn)，若當(dāng) r 增加時，空間效應(yīng)項隨之減小，則反映自貿(mào)區(qū)對中心城市的平均政策溢出效應(yīng)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(mào)區(qū)為中心點，隨著半徑的增加，其對圓內(nèi)城市的平均空間溢出效應(yīng)。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(mào)區(qū)政策對于控制組城市大氣狀況的平均溢出效應(yīng)隨距離的變動程度。

圖5是考慮政策輻射距離異質(zhì)性對控制組城市大氣污染物濃度的溢出效應(yīng)系數(shù)?？梢园l(fā)現(xiàn)，隨著中心圓半徑的不斷擴(kuò)大，圓內(nèi)控制組城市受到的平均政策溢出影響呈現(xiàn)倒“U”型變化趨勢，其平均最優(yōu)政策影響距離約為200km，即距離自貿(mào)區(qū)城市200 km 范圍以內(nèi)的控制組城市受到的政策溢出效應(yīng)是最明顯的，此時自貿(mào)區(qū)政策的實行使得自貿(mào)區(qū)周邊200 km 范圍的PM2.5濃度下降總量約為17%。因此，可以認(rèn)為隨著研究距離的增加，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對于控制組城市大氣狀況改善的平均空間溢出效應(yīng)呈現(xiàn)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(jī)制分析

3.4.1 優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)

為了探索自貿(mào)區(qū)政策改善大氣環(huán)境狀況的途徑，接下來進(jìn)行影響機(jī)制分析。根據(jù)理論機(jī)制假設(shè)，選擇第二產(chǎn)業(yè)與第三產(chǎn)業(yè)之比作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（stru）的代理變量，輸出的影響機(jī)制分析結(jié)果見表5。

表5為回歸結(jié)果，其正向數(shù)值越大表示第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值也越大。從回歸結(jié)果來看，自貿(mào)區(qū)設(shè)立使得實驗組城市其第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值提高4%左右，因此自貿(mào)區(qū)能夠通過提高城市企業(yè)競爭力，淘汰產(chǎn)能落后企業(yè)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，從而改善城市的大氣污染問題。此外，自貿(mào)區(qū)設(shè)立還具有正外部性，即能夠通過外部溢出效應(yīng)使得周圍控制組城市的第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)的比值提高3%到5%左右，助力周圍城市實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級，從而實現(xiàn)改善大氣污染狀況的空間溢出效益，但該溢出效應(yīng)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(jié)論與回歸分析一致，假說一成立。

3.4.2 推動綠色技術(shù)創(chuàng)新

根據(jù)指標(biāo)的選擇，選用每萬人綠色專利申請量作為城市綠色技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，同時考慮到綠色創(chuàng)新能力和技術(shù)水平有關(guān)，這里選擇空間DID 項和lnrd變量的乘積作為解釋變量?；貧w結(jié)果見表6。

表6為綠色技術(shù)創(chuàng)新的回歸結(jié)果，其數(shù)值越大表明城市綠色創(chuàng)新能力越高。從表格可以發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著提高了自貿(mào)區(qū)城市的綠色技術(shù)創(chuàng)新能力。正由于自貿(mào)區(qū)能夠提高城市環(huán)境資源要素自由配置的能力，引導(dǎo)城市企業(yè)生產(chǎn)行為綠色轉(zhuǎn)型，因此顯著提高了本地城市的綠色創(chuàng)新能力。同時，自貿(mào)區(qū)城市技術(shù)水平越高時，其綠色創(chuàng)新能力也就越大，表明自貿(mào)區(qū)城市本身科學(xué)水平越高，其對于自貿(mào)區(qū)帶來的環(huán)境要素優(yōu)化效應(yīng)的應(yīng)用能力就越大。此外，自貿(mào)區(qū)還有顯著的政策輻射效應(yīng)，能夠通過人員、要素的空間流動帶動周圍非自貿(mào)區(qū)城市綠色技術(shù)創(chuàng)新，且周圍城市的科學(xué)技術(shù)水平越高，對于該溢出效應(yīng)的吸收程度也就越大，因此假說二成立。最后，自貿(mào)區(qū)城市相互之間的政策溢出效應(yīng)并不明顯，表明自貿(mào)區(qū)城市之間可能缺乏一定的政策聯(lián)動作用。

4 穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步增強(qiáng)研究的嚴(yán)謹(jǐn)性，以下進(jìn)行多種穩(wěn)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(guān)性，擔(dān)心遺漏空間項可能是使得政策具有顯著溢出效應(yīng)的原因，因此接下來進(jìn)一步引入空間項進(jìn)行空間面板數(shù)據(jù)分析，以此排除可疑性顯著結(jié)果。在進(jìn)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(yán)謹(jǐn)性，這里借鑒Florax等[35]的思路引入LM 檢驗，選擇進(jìn)一步分析模型。

表7為LM檢驗結(jié)果，括號里為估計量的P值，從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)在穩(wěn)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(shè)，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(shè)，因此可以判斷模型中選擇空間滯后項比較合理。結(jié)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(jié)果

空間面板回歸結(jié)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(guān)系。而從自貿(mào)區(qū)建設(shè)對 PM2.5濃度減小的直接效應(yīng)來看依舊是十分顯著的，表明自貿(mào)區(qū)設(shè)立能夠改善實驗組城市的大氣環(huán)境。此外，自貿(mào)區(qū)還會對周圍的非自貿(mào)區(qū)城市的大氣環(huán)境產(chǎn)生溢出效應(yīng)，降低周圍城市的PM2.5濃度。但是自貿(mào)區(qū)城市之間的政策溢出效應(yīng)并不明顯，這表明自貿(mào)區(qū)城市之間的聯(lián)動建設(shè)有所缺乏，未能間接促進(jìn)雙方的 PM2.5濃度更進(jìn)一步減小。

4.2 安慰劑檢驗

4.2.1 隨機(jī)化實驗組與對照組

考慮到實驗安排對于回歸結(jié)果產(chǎn)生的偶然性因素，文章設(shè)計安慰劑檢驗。具體設(shè)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(jī)數(shù)將真實實驗中122個城市的序號進(jìn)行隨機(jī)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(jìn)行自貿(mào)區(qū)建設(shè)，16～21號城市在2015年進(jìn)行自貿(mào)區(qū)建設(shè)，第22號城市在2013年開始進(jìn)行自貿(mào)區(qū)建設(shè)，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(tǒng) DID 回歸相同的線性回歸估計得到虛擬的估計系數(shù)α'，同時可以得到虛擬的估計系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤，用虛擬實驗的系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤可以計算出估計系數(shù)的t 統(tǒng)計量。將上述步驟重復(fù)1000次，得到1000個虛擬實驗的估計系數(shù)和t 統(tǒng)計量。將該1000個虛擬系數(shù)和t 統(tǒng)計量畫成核密度估計曲線，并且與正態(tài)分布的核密度曲線進(jìn)行比較，輸出的安慰劑檢驗結(jié)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(shù)估計系數(shù)和其t 值的核密度分布，實線表示正態(tài)分布的核密度分布，左圖為參數(shù)估計系數(shù)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(shù)與其t 值的核密度分布與正態(tài)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(jié)論，估計結(jié)果是穩(wěn)健的。同時，傳統(tǒng) DID 回歸中的系數(shù)為-0.074，t 值為-3.07，皆位于與估計系數(shù)和t 值概率分布的末尾，因此可以認(rèn)為自貿(mào)區(qū)建設(shè)中PM2.5濃度的減小確實是由于自貿(mào)區(qū)建設(shè)所導(dǎo)致，而并非實驗安排的偶然性因素。

4.2.2 隨機(jī)化空間關(guān)系

接下來考慮自貿(mào)區(qū)政策空間溢出效果存在的穩(wěn)健性，據(jù)此文章設(shè)計隨機(jī)化的空間權(quán)重矩陣，這里選擇政策效果最優(yōu)的4階最近鄰矩陣作為隨機(jī)化的近鄰矩陣。具體來說，基于城市的經(jīng)緯度坐標(biāo)，將其坐標(biāo)打亂給122個樣本城市重新分配經(jīng)緯度，隨機(jī)交換城市的空間方位，基于隨機(jī)化城市空間方位關(guān)系生成4階最近鄰矩陣，且根據(jù)該空間關(guān)系計算出對應(yīng)的政策溢出效應(yīng)項ANTT 和IATT。由于Matlab中無面板數(shù)據(jù)估計命令，同時，考慮到空間誤差模型（SEM）在估計其系數(shù)數(shù)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(shù)數(shù)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(jìn)行政策空間溢出效果存在性的檢驗，以上步驟重復(fù)1000次。真實4階近鄰矩陣的空間誤差模型的空間溢出系數(shù)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(shù)不顯著。在進(jìn)行1000次模擬置換實驗后，輸出兩估計量的核函數(shù)分布如圖7所示。

圖7為1000次隨機(jī)化4階空間近鄰權(quán)重矩陣的估計結(jié)果，可以看到，以圖形結(jié)構(gòu)來看，ANTT項與IATT項估計量數(shù)值的分布與正態(tài)分布整體相似。同時，利用 SEM 的 ANTT 估計量系數(shù)數(shù)值A(chǔ)NTT 分布的左尾端，因此自貿(mào)區(qū)政策對于控制組大氣環(huán)境狀況的改善效應(yīng)是顯著的，并非隨意選擇空間關(guān)系所致。

4.3 更換被解釋變量

考慮到在實證結(jié)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(yè)二氧化硫排放量作為另一替代變量。輸出結(jié)果見表9。

從表9可以看出，其結(jié)論與PM2.5回歸結(jié)果一致，因此自貿(mào)區(qū)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(jié)論，同時文章還選擇從大氣污染物的排放端來驗證自貿(mào)區(qū)對大氣狀況改善結(jié)論的穩(wěn)健性，輸出結(jié)果見表10。

從表10結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，從大氣污染物的排放端來看，自貿(mào)區(qū)設(shè)立也能夠減少其排放強(qiáng)度，此外，對于鄰近控制組城市來說，其工業(yè)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(mào)區(qū)對于大氣環(huán)境狀況的改善是顯著存在的。

4.4 更換空間權(quán)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(guān)系進(jìn)行衡量。為了進(jìn)一步減少空間矩陣選擇的隨機(jī)性，接下來使用MATLAB 的“xy2cont”命令生成空間鄰接矩陣W，并進(jìn)行空間DID 回歸，結(jié)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(yīng)的回歸結(jié)果。從（4）列可以看出，在根據(jù)經(jīng)緯度距離生成空間鄰接權(quán)重矩陣后，自貿(mào)區(qū)對控制組城市大氣質(zhì)量的空間溢出效應(yīng)依舊十分顯著，表明自貿(mào)區(qū)對周圍城市的溢出效應(yīng)具有穩(wěn)健性。

4.5 剔除可疑性樣本

在匹配的22個自貿(mào)區(qū)政策試點城市中，有15個城市的自貿(mào)片區(qū)設(shè)立時間是2017年，由于擔(dān)心這些自貿(mào)區(qū)政策試點城市的建設(shè)時間太短而可能產(chǎn)生的偶然性結(jié)果因素，因此有必要剔除這些可疑性樣本進(jìn)行穩(wěn)健性分析。這里剔除15個2017年自貿(mào)片區(qū)的政策城市試點，用余下的7個自貿(mào)片區(qū)試點城市進(jìn)行回歸分析，驗證自貿(mào)區(qū)政策的實行對于大氣環(huán)境狀況改善的穩(wěn)健性（表12）。

從表12的（4）列可以看出，在剔除2017年設(shè)立的自貿(mào)區(qū)城市后，自貿(mào)區(qū)建設(shè)時間比較長的城市其PM2.5濃度下降的水平更加明顯，達(dá)到了14.44%。這表明，自貿(mào)區(qū)作為一項新時代的對外開放政策，能夠有效實現(xiàn)擴(kuò)大對外開放與環(huán)境保護(hù)的雙贏目標(biāo)，走出以往犧牲環(huán)境換取外資的發(fā)展困境，助力實現(xiàn)中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量騰飛。

5 結(jié)論與啟示

黨的十九大指出我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，正處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的攻關(guān)期。為了轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)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(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的核心要求之一是必須要處理好經(jīng)濟(jì)與環(huán)境的關(guān)系。自貿(mào)區(qū)作為中國新時代對外開放的重大國家戰(zhàn)略，理應(yīng)承擔(dān)起全面深化改革和擴(kuò)大開放探索新途徑、積累新經(jīng)驗的重?fù)?dān)，這意味著自貿(mào)區(qū)建設(shè)不再是只注重經(jīng)濟(jì)效益的改革開放“復(fù)制版”，而應(yīng)該是其“升級版”。

為體現(xiàn)自貿(mào)區(qū)“示范先行，輻射帶動”政策帶動作用，針對傳統(tǒng) DID估計中 SUVTA 假設(shè)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(yán)格科學(xué)性。因此，文章創(chuàng)新性通過線性空間 DID 理論原理分析，構(gòu)造效應(yīng)分解公式與空間平行趨勢檢驗?zāi)Ｐ?，嘗試為空間 DID方法運用建立了一般性科學(xué)研究框架。在利用2008年到2017年中國122個重點環(huán)保城市樣本，構(gòu)造多期空間DID準(zhǔn)自然實驗評估自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于大氣環(huán)境的影響后，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)能夠顯著改善城市的大氣環(huán)境狀況，其對于PM2.5濃度減少的總效應(yīng)約為12%～17%，而傳統(tǒng) DID估計結(jié)果僅為7%。同時，自貿(mào)區(qū)能夠?qū)︵徑亲再Q(mào)區(qū)城市的大氣環(huán)境狀況產(chǎn)生正外部溢出效應(yīng)，但對周圍其他自貿(mào)區(qū)城市大氣狀況溢出效應(yīng)不明顯，通過空間平行趨勢檢驗證明其估計是穩(wěn)健的。此外，考慮政策輻射范圍，自貿(mào)區(qū)對鄰近范圍非自貿(mào)區(qū)城市產(chǎn)生的大氣狀況平均溢出效應(yīng)會隨著中心半徑的增加而呈現(xiàn)倒“U”型變化趨勢，其閾值約為 200 km。最后，自貿(mào)區(qū)建設(shè)能夠通過優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、推動綠色技術(shù)創(chuàng)新的方式改善其大氣環(huán)境狀況，且能通過“示范先行，輻射帶動”作用優(yōu)化鄰近非自貿(mào)區(qū)城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并推動其綠色技術(shù)創(chuàng)新的方式改善鄰近地區(qū)的大氣環(huán)境狀況。結(jié)論在一系列穩(wěn)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(bǔ)了傳統(tǒng)DID估計框架中SUVTA 假設(shè)的違背情況而受到廣泛關(guān)注，成為了政策評估的一個前沿發(fā)展方向，然而目前國內(nèi)外文獻(xiàn)多集中于其空間模型的套用，未能借鑒傳統(tǒng) DID 估計框架的優(yōu)勢，這使得空間 DID研究方法的科學(xué)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(xué)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(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)線性 DID估計量由于政策空間溢出效應(yīng)的存在，往往會低估政策產(chǎn)生的實際效應(yīng)，該結(jié)論與已有文獻(xiàn)研究一致。

從政策實際來講：①必須加強(qiáng)頂層設(shè)計，最大限度發(fā)揮自貿(mào)區(qū)新時代改革開放高地的作用。文章發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)建設(shè)能夠?qū)Υ髿猸h(huán)境狀況產(chǎn)生良好的改善作用，統(tǒng)籌環(huán)境和經(jīng)濟(jì)發(fā)展，扭轉(zhuǎn)傳統(tǒng)“重經(jīng)濟(jì)輕環(huán)境”的貿(mào)易模式，起到事半功倍的效果，因此如何能夠進(jìn)一步通過自貿(mào)區(qū)這一對外開放新措施實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)環(huán)境高質(zhì)量發(fā)展，走出一條具有中國特色的自由貿(mào)易新道路是統(tǒng)籌自貿(mào)區(qū)全局政策需要思考的關(guān)鍵問題。②重視自貿(mào)區(qū)制度創(chuàng)新，進(jìn)一步優(yōu)化營商環(huán)境，促進(jìn)資源要素自由化流動。在自貿(mào)區(qū)的建設(shè)中必須進(jìn)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(fā)揮政府作用”。③要配套相關(guān)措施，加速自貿(mào)區(qū)地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。在自貿(mào)區(qū)建設(shè)的過程中要主動配套相關(guān)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)措施，吸收國內(nèi)外高新技術(shù)企業(yè)，積極引導(dǎo)城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型。④合理運用自貿(mào)區(qū)的“示范先行，輻射帶動”效應(yīng)空間布局。一方面，自貿(mào)區(qū)在推廣過程中可以多區(qū)域分散試點，實現(xiàn)政策多區(qū)域、全范圍的輻射帶動效應(yīng)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)環(huán)境雙贏的高質(zhì)量發(fā)展模式廣泛運用，另一方面，鄰近自貿(mào)區(qū)的城市要積極吸收自貿(mào)區(qū)建設(shè)產(chǎn)生的政策效應(yīng)，促進(jìn)自身產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型以及綠色創(chuàng)新發(fā)展，帶動自身實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展與環(huán)境保護(hù)的統(tǒng)一。

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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(zé)任編輯：王愛萍）