自贸区设立对我国城市新质生产力的影响研究

二、文献综述对于自由贸易区的设立对新质生产力的影响问题，国内外的已有研究提供了不同的观点。近年来，学术界逐渐关注自贸区政策在提升新质生产力方面的潜在作用，多数从技术创新、绿色发展、资源配置与区域协调四个角度，探讨自贸区设立对城市新质生产力的影响机制与效应。技术创新是推动新质生产力和生产关系变革的核心驱动力，强调科技创新驱动生产力发展，实现生产力的质态跃升，自贸区为其提供了良好的制度环境与支持条件。李平等（2023）发现，自贸区通过简化行政审批、放宽市场准入等措施，显著提升了技术创新水平，尤其是在高技术企业中表现尤为突出。谭建华和严丽娜（2020）基于沪深A股上市公司数据，实证分析指出自贸区内企业专利申请数量显著增加，显示了政策对企业创新能力的强大推动作用。杜德斌和祝影（2022）指出，自贸区的竞争性政策环境缓解了企业融资约束，同时激励了技术研发投入，自贸区的吸引了更多创新主体和高端人才的聚集，为技术创新提供了长期动力；焦方义和张东超(2024)就自贸区对绿色产业和低碳创新的推动作用，探讨了战略性新兴产业对未来生产力提升的影响。此外，魏巍等（2024）基于2010—2019年中国城市面板数据的研究也表明，自贸区政策显著提升了城市的创新能力，在国际文献方面，Schiff等（2003）通过研究北美自由贸易区的案例，指出区域一体化对技术扩散和技术水平提升具有显著的促进作用。在发展新质生产力的过程中，必须坚持绿色发展原则，将是否有利于绿色转型作为评判和检验新质生产力的重要标准。孙海涛等（2024）从70个大中城市的经验证据出发，指出促进了绿色生产力的提升，尤其是在环境保护和绿色技术方面。王亚飞等（2023）和杨灵等（2023）都认为自贸区的设立有助于绿色全要素生产率（GTFP）的提升，刘志彪与凌永辉（2020）的研究进一步强调了自贸区对全要素生产率和产业转型的影响，表明自贸区能够促进绿色技术的发展和应用；杨灵等（2023）进一步指出，自贸区政策的空间溢出效应显著，能够促进周边城市绿色转型与经济协同发展。Pan和Cao（2024）的研究显示，自贸区建设显著提升了企业低碳技术创新能力，这种效果在科技密集型企业中表现尤为突出，Jiang等（2021）通过对上海自贸区的研究也发现自贸区对绿色全要素生产率的提升作用显著，Yao和Whalley（2015）也对上海自由贸易试验区的政策影响进行了评估，讨论了自贸区对环境保护、绿色经济的影响。此外，王军等（2023）指出，自贸区加强环境规制，推动高污染、高能耗产业退出，为绿色生产模式的推广创造了有利条件。绿色发展是衡量经济高质量发展的重要维度，自贸区政策在推动绿色转型和资源利用效率方面效果显著。新质生产力通过优化劳动者、劳动资料和劳动对象的优化组合并且不断激发产业的内生动力，弥补传统产业在供应链、创新链和产业链上的不足，推动技术和经济模式的协同转换，从而提升产业的质量和效益。在资源流动性和配置效率方面，武剑和谢伟（2019）指出自贸区通过促进贸易和政策激励，提升了资源流动性并推动了要素在区域内的最佳配置；司春晓等（2021）通过PSM-DID分析发现，自贸区政策显著提高了外资创造效应的同时加强了资源流动性，有助于优化资源配置并推动区域经济协调发展。董丽霞（2010）的DEA-Malmquist方法研究指出，政策干预可能通过影响全要素生产率的动态变化，间接推动区域经济高质量发展；师博和张冰瑶（2019）通过对中国地级以上城市的经济高质量发展进行测度和分析，得出自贸区政策为城市带来了更高效的资源配置，并促进了高质量发展的实现。此外，冯锐等（2020）发现，自贸区建设通过吸引外资、推动产业升级，有助于提升区域产业结构的高级化水平。资源优化配置是提升新质生产力的重要手段，自贸区通过市场化机制在优化资源配置方面发挥了关键作用，有助于产业结构高级化。新质生产力对区域经济协调增长至关重要，郑斌等（2024）提出，自贸区的政策溢出效应推动了区域间创新能力的不均衡格局向协同发展转变。孙玉（2022）通过分析2005至2019年间来自274个城市的面板数据，运用多期双重差分法进行实证研究，证实了自贸试验区对各城市经济增长的显著推动作用。魏巍等（2024）强调，自贸区通过要素流动与资源共享，为区域创新生态系统的构建提供了新动能。林毅夫（2021）从比较优势和竞争优势的角度出发，指出自贸区通过优化要素禀赋、增强产业竞争力，有效推动了区域经济一体化进程。王爱俭（2018）经实证分析得到沿海型自贸区的经济增长效应显著大于内陆型自贸区，因此相关部门应适当扩大自贸区的改革自主权，基于各自贸区的特色与优势制定相应的发展战略，以促进内陆与沿海自贸区之间的协同发展。此外，陈万灵和胡耀（2023）也指出，自贸区的设立对区域经济增长具有显著的带动效应；杨治坤(2023)探讨了区域协调发展的制度障碍，强调自贸区政策可以有效解决这些障碍，促进区域经济发展。因而自贸区的设立不仅对区域内的经济活动产生影响，其政策红利还通过溢出效应带动了周边地区的发展。尽管现有文献为理解自贸区设立对新质生产力的影响提供了丰富的理论和实证支持，但仍存在一些不足，自贸区对不同类型城市的影响可能存在显著异质性，研究视角往往具有单一性，例如沿海与内陆、发达与欠发达城市的政策效应差异尚需深入分析，当前研究多集中于沿海自贸区，对内陆自贸区的关注不足。此外，自贸区政策如何通过技术扩散、资源配置等机制影响城市经济也值得进一步探讨。自由贸易区政策在技术创新、绿色发展、资源配置和区域协同等方面对城市新质生产力产生了深远影响，同时对城市新质生产力的作用机理与实际效果仍需进一步挖掘。自贸区通过引进科技人才、改善营商环境、优化政策设计、加强区域协作和促进高端要素流动，为我国经济高质量发展提供了强有力的支持，显著增强了城市的创新资源供给和制度环境，从而推动了城市创新能力的提升。未来，应根据不同地区的特点和产业结构差异，推动改革深化和扩大开放，完善现有自贸区的政策措施，制定更加精准化的政策，充分发挥自贸区对城市新质生产力的推动作用，实现更高水平的可持续发展以及实现新质生产力的全面提升。自贸区与新质生产力的发展与演进（一）自贸区发展历史自由贸易区作为一种特殊的经济区域模式，其建设目的是通过政策创新以及制度探索，实现更高水平的对外开放，进而带动区域经济质量提升。自2013年上海自贸区设立以来，我国自贸区建设已走过十余年探索实践的历程，中国自贸区制度从无到有、从沿海到内陆、从局部试点到全国推广，逐步构建起一个多层次、宽领域、全方位的覆盖全国的开放格局，为促进我国经济高质量发展和深度融入全球化进程发挥了积极作用，总体看来，大致分为以下四个个阶段的建设与发展过程：1.政策酝酿期（2007—2012年）2007年10月，党的十七大报告首次提出实施自由贸易区战略，标志着自贸区建设上升为我国的国家战略。这一战略的提出，是在全球经济一体化以及区域合作不断深化的大背景下，中国对提升更高水平的开放型经济体制所作出的积极探索。报告强调通过积极推进自由贸易区的建设，我国将进一步扩大对外经贸合作空间，增强在国际经济体系中的影响力。在2012年11月召开的党的十八大上，自贸区战略得到了进一步强调和拓展，报告提出要推动双边、多边和区域性合作，加快自由贸易区战略的实施，特别是加强与邻国的互联互通。这一时期，中国虽未设立具体的试验区，但在自贸区的建设方面进行了积极的探索和布局，也为日后自贸区试点落地奠定了基础。2.探索与扩展期（2013—2015年）中国（上海）自由贸易试验区在2013年正式挂牌，标志着我国在推行自贸区政策中迈出了关键一步。作为首个国家级自贸试验区，上海承担着为全国改革探索经验的重任，将在各个领域先行进行探索，逐步形成了一套完整的的自贸区制度框架，不仅为全国范围的改革提供了示范，也为后续自贸区建设奠定了坚实基础。随后在2014年12月，国家进一步扩大自由贸易区的试点范围，新增广东、天津和福建三个自贸区试点城市，标志着自贸区战略从个别城市的探索迈入多点布局的新阶段。相比上海，这三地在政策设计上更加注重因地制宜，如广东聚焦粤港澳合作，推动开放型经济发展，天津以京津冀协同战略为牵引，提升区域联动水平等等。在这一阶段自贸区的建设开始呈现出多样化探索与区域特色并重的特点，为后续政策全面推广打下了相当好的基础。3.全国推广与深化期（2016—2019年）自2016年起，我国自贸试验区建设进入全面推广的新阶段。在首轮试点成功后，国家在辽宁、浙江、河南、湖北、重庆、四川和陕西等七个省份设立了新的自贸试验区。2018年4月，党中央决定支持海南全岛建设自由贸易试验区，并逐步推动海南建设具有中国特色的自由贸易港，到2019年，江苏、山东、广西、河北、云南和黑龙江也相继成为自贸试验区试点，进一步扩大了自贸区的范围。最初试点城市主要集中在沿海发达地区，随着时间的推移，逐步向中西部和边疆省份扩展，初步形成了各区域协同发展的新格局。这一时期，自贸区建设在全国省份得到了推广，同时更加注重区域差异与协调发展之间的平衡，不仅有效促进了区域间的互动合作，也为我国经济更高质量以及更高效率的发展注入了持续动力。4.全面发展期（2020年至今）2020年6月，海南自由贸易港的建设总体方案正式对外发布，计划在2025年之前初步完成自由贸易港的政策体系建设，并力争到2035年使自由贸易港的制度体系和运营模式更加完善，打造具有国际影响力的自由贸易港，紧接着2020年8月，国务院批准设立北京、湖南、安徽三个自由贸易试验区，并扩展浙江自贸试验区的范围。自2013年上海自贸区启动以来，经过十多年的发展，多个地区相继设立自贸区，形成了“1+3+7+1+6+3”的总体格局，改革开放新高地逐步显现。随着探索的深入，2023年10月，国务院发布《中国（新疆）自由贸易试验区总体方案》，标志着西北地区首个自贸区的落地，进一步拓展了自贸区在全国的覆盖和发展。（二）自贸区的现状分析截至目前为止，中国已经陆续设立了22个自由贸易试验区（具体见下表1）。这些自贸区在推动区域经济对外开放和创新发展等方面发挥了重要作用。随着贸易自由化、投资便利化等各项政策的持续落地，自贸区不断吸引外资流入，有效促进了国际贸易和投资规模的增长。如各地自贸区自设立以来，新增外资企业数量显著上升，企业创新能力不断增强。同时各地自贸区因地制宜，发挥各自的区位和产业基础优势，根据其地区战略定位，有着不同的产业布局，在推动产业结构优化与科技创新方面也协同发力。多地重点发展新一代信息技术、生物医药、绿色低碳等战略性新兴产业，有效提升了区域的创新能力。尽管取得了诸多成效，我国自贸区的发展仍面临一些不可避免的现实挑战。首先部分地区在政策执行过程中存在协调不充分的问题，尤其在税收机制、金融监管等方面的标准不一，在一定程度上影响了区域间的协同发展效应，再者而言，制度创新的深度和广度仍然有待进一步的加强和拓展，特别是各大新兴领域，仍存在体制机制不够完善的问题，也有部分自贸区的示范带动效应尚未充分释放，应该合理发挥空间溢出效应，将先行先试的有效经验推广到更广泛的区域，这些问题依然是亟待突破和思考的。表1全国22个自由贸易试验区设立时间及主要产业方向一览表序号自贸区名称设立时间主要产业布局方向1上海自贸区2013年金融服务、集成电路等2广东自贸区2015年航运物流、高端制造等3天津自贸区2015年航运物流、融资租赁等4福建自贸区2015年海洋经济、两岸合作等5辽宁自贸区2017年装备制造、港航物流、金融商贸等6浙江自贸区2017年大宗商品贸易、绿色石化、保税燃油等7河南自贸区2017年智能制造、检验检测、跨境电商等8湖北自贸区2017年信息技术、生命健康、智能制造等9重庆自贸区2017年高端制造、电子核心部件、研发设计等10四川自贸区2017年高端装备、跨境电商等11陕西自贸区2017年现代物流、临空产业、科技创新等12海南自贸区2018年旅游业、现代服务业等13山东自贸区2019年海洋经济、人工智能、文化创意等14江苏自贸区2019年智能制造、科技研发、现代物流等15广西自贸区2019年智慧物流、物流港口等16河北自贸区2019年生物技术、能源储备等17云南自贸区2019年跨境电商、跨境旅游、数字经济等18黑龙江自贸区2019年信息技术、边境贸易等19北京自贸区2020年科技创新、数字经济、金融服务等20安徽自贸区2020年集成电路、新材料、人工智能等21湖南自贸区2020年工程机械、电子商务、农业科技等22新疆自贸区2023年纺织服装、设备制造等（三）新质生产力的内涵与测度方式在对新质生产力进行测度时，传统的单一指标往往难以全面地反映其复杂性，所以它的评价以及测度通常需要依托综合评价方法，近两年来也有逐渐有文章开始从不同维度构建综合评价指标体系来测度新质生产力。学者们在新质生产力的测度问题上有着不同的见解，他们构建的体系各具侧重点，所采用的测度方法也有所差异，往往在体系建立后使用熵权法测度新质生产力，目前学者们在变量指标赋权时主要采用主观与客观赋权两种方法，主观赋权法基于研究者的主观判断来确定权重，容易受到主观性较强、数据质量不一等因素的影响，而客观赋权法则通过对数据进行统计分析，计算各变量的相对的重要性，以此作为赋权依据，这种方法在数据完整性和客观性方面更具优势。在指标体系的构建与处理方法上，王珏和王荣基（2024）基于劳动者、劳动对象和生产资料三大要素，建立了涵盖21个细分指标的体系，而后采用熵值法进行指标加权；邵宇等（2025）借鉴了王珏和王荣基的思路，从新劳动者、新劳动资料和新劳动对象三个一级指标出发，构建了17个二级指标，设计了新质生产力发展水平的综合评价体系，并采用熵权法对2014—2022年17个自贸区的新质生产力水平进行了测算；卢江等（2024）则从科技生产力、绿色生产力以及数字生产力三大维度出发，构建了涵盖18个三级指标的测度框架，并引入改进的熵权-TOPSIS法，改善了传统熵值法因为某个指标离散度过高指标导致权重夸大的问题；郭朝先等（2025）进一步将研究尺度拓展至城市层面，在新质生产力的发展水平指标体系建立上和卢江等（2024）的一级指标保持一致，但在二级指标构建上有所不同，其指标权重采用复合指标法（熵值法）进行计算。在众多测度体系中，曾召友（2025）从发展水平和适宜程度两个维度构建了新质生产力统计测度的指标体系。在发展水平维度下，一级指标涵盖技术创新、产业创新以及要素创新三个方面，也是聚焦创新驱动的三大路径，在进行测度与分析时，综合了熵值法和灰色关联度分析法的优点，根据灰色关联熵值法进行测算，同时根据信息熵冗余度对指标进行赋权。这篇文章的指标体系建立中加入了反映新质生产力发展因地制宜程度的指标，使测度结果既能科学评价新质生产力的发展水平，为政策制定提供具有引导性的参考，同时突出了创新在新质生产力中的重要地位，因而本文的实证分析部分也是利用曾召友（2025）构建的指标体系及其测度出来的数据作为基础，将新质生产力指数（NPI）作为被解释变量纳入实证分析。四、自贸区影响城市新质生产力的作用机制分析自从上海自由贸易区设立以来，我国自贸区建设工作持续推进，在各个方面也取得新的进展，为推动经济高质量发展注入了新的活力。在这一过程中，自贸区对城市新质生产力的提升起到了积极作用，其影响主要在政策激励与创新支持、区域协同效应、绿色转型以及资源优化配置四个方面逐步显现出来。这些机制相互作用，不仅推动了产业结构的优化和生产效率的提升，还增强了区域经济的竞争力和创新能力，为实现可持续发展目标提供了源源不断的动力，从而为城市新质生产力的提升创造了有利条件。（一）政策激励与创新支持1.税收优惠与资金支持自贸区通过出台一系列税收减免的政策和资金扶持措施，为企业创造了更加宽松的发展环境，比如在部分自贸区内，针对高新技术企业出台了降低企业所得税税率或给予税收返还等优惠政策，切实减轻了企业的财务压力，让更多资金能够回流至研发和创新投入，同时自贸区还打通了更灵活的融资渠道，企业可以享受跨境融资便利化政策，外汇管理也更加宽松，资金周转都比以前方便得多，为科技创新活动提供了持续的资金支持。2.加大研发投入与创新平台的搭建自贸区在推动科技创新方面也表现得非常积极，不仅鼓励企业加大研发投入，还通过设立专项基金、发放财政补贴等方式降低企业创新成本。各地自贸区积极建设创新平台，如国家重点实验室和企业技术中心等，为企业和科研机构提供合作研究的机会，同时政府定期举办企业与高校的对接会，推动产学研合作，这种合作模式有助于加速科研成果向市场中新产品和新技术的转化。3.优化市场准入与监管模式创新在自贸区开办企业，打破了原有的一些限制，门槛逐渐降低的同时效率提高，释放了更多创新空间。如采用“负面清单”模式管理外资准入，大大简化了企业设立的程序，缩短了行政审批流程，让市场资源更加高效配置，这种模式让不少初创企业和创新型企业用于试水新领域。在监管上自贸区积极探索包容审慎的监管模式，对于新技术以及新产品等专门留出试错空间，这不仅增强了企业的创新信心，还让企业敢闯敢试，能够激发了企业的创新活力，这种更加灵活和务实的市场与监管环境，正是支撑新质生产力稳步发展的重要基础。（二）区域协同效应1.产业集聚与协同发展自由贸易区在推动区域内企业之间经济协同发展中发挥的重要作用，主要体现在产业集聚效应上，通过优先吸引相关产业链条上的重点企业进驻，自贸区内逐步形成了较为完整的产业体系，为企业之间的技术和业务的协作发展创造了更多机会。为了让这种协同发展更紧密，有的自贸区还专门规划建设了产业园区和创新平台，把高科技企业和创新人才集中起来，在这种环境下逐步打造出富有活力的产业生态和区域创新高地。2.空间溢出效应自贸区的影响不仅局限于所在区域，还把把好的政策、技术和资源辐射到周边地区。一方面自贸区内聚集了很多高科技企业和创新人才，取得新的技术成果后会通过技术交流、合作生产等方式逐渐扩散至相邻城市，另一方面，自贸区的政策创新和制度突破为周边地区提供了许多值得借鉴的经验，能有效地带动了一批非自贸区或自贸区刚刚建立的城市也开始在政策上积极探索、在机制上不断创新，从而逐步拉近了区域间的发展差距，增强了协同发展基础。未来，自贸区应继续在区域协同机制上下功夫，加强与周边地区的合作与交流，进一步推动政策对接以及产业互补等，真正实现“1+1＞2”的融合效应，使得区域协同发展的水平能再上一个台阶，也为我国新质生产力的持续壮大提供更加坚强的保障。（三）绿色转型1.绿色产业发展自贸区这几年一直在引导企业往绿色方向转，例如新能源、环保型制造业这些领域，都是重点鼓励的对象。因而政府在财政层面通过财政补贴、税收优惠等方式，鼓励各个企业加大绿色技术研发投入，生产更加环保的产品，这些绿色产业不仅成为带动区域经济增长的新引擎，也为实现国家的碳达峰、碳中和的战略目标提供了现实支撑，同时政府鼓励企业与科研机构合作，共同研发清洁能源技术，推动清洁能源替代传统能源的应用。此外自贸区还注重绿色金融的培育和完善，例如现在很多银行推出了绿色信贷，企业要是搞环保项目，贷款审批更快、利率还更低，同时开发绿色债券、绿色基金等多样化金融产品，推动绿色产业与绿色金融的协同发展。2.绿色技术创新与推广在推进绿色发展的过程中，技术创新始终扮演着至关重要的角色，因而自贸区应该大力引导企业加大绿色研发投入，提高企业的绿色竞争力。一方面来说绿色技术的创新能够为企业降低能耗以及提高资源利用率，同时能够减少环境污染，另一方面，许多自贸区建设了绿色技术展示和推广平台，能够有效推动绿色技术的广泛运用，使得生产过程更加绿色化和低碳化。在政策引导下，不少企业主动开展绿色示范项目，为行业树立标杆、明确绿色方向，通过这一系列动作，自贸区的经济不仅越来越“绿”，也为新质生产力的绿色化进程提供了坚实支撑和发展动力，真正实现了可持续发展。（四）要素流动与资源高效配置在自贸区的制度探索中，推动要素自由流动一直是一个重要的目标，通过降低贸易壁垒以及放宽准入限制，自贸区有效促进了人才与技术等要素在自贸区区内外的自由流通，为资源优化配置创造了有利条件，也为新质生产力的形成和发展提供支撑作用。一方面许多自贸区出台了具有吸引力的人才引进政策，比如提供住房补贴、子女入学便利等配套措施，吸引了大批高层次人才集聚，能够有效增强区域内的创新能力，也促进了知识的扩散和技术的更新；在资本流动方面，自贸区通过金融创新和政策支持，促进了资本的自由流动和高效配置，有效缓解了创新企业的融资难题，同时吸引了大量社会资本参与新兴产业的投资，进一步优化了资本配置；在在技术要素流动方面，自贸区更是搭起了桥梁，鼓励企业和国外科研机构合作，推动国际先进技术的引入与落地，为新质生产力的形成注入了新的活力。五、实证分析上文分析了自贸区的设立对城市新质生产力的多路径影响。从各项机制来看，自贸区都应对城市新质生产力产生正向的影响。本文的实证部分将对此正向影响是否存在进行验证。考虑到自贸区是逐步推进建设的，本文将采用渐进双重差分（渐进DID）法，利用2008至2022年全国多个城市的面板数据进行实证分析，通过比较处理组（受政策影响的组即自贸区内的城市）和对照组（未受政策影响的组即未设立自贸区的城市）在政策实施前后的变化，来估计自贸区政策对城市新质生产力的因果效应。为确保结果稳健，实证部分将进行平行趋势检验以及安慰剂检验检验，同时探讨沿海与内陆之间的政策异质性效应。渐进DID方法进一步考虑了政策逐步实施的特性，能够有效考虑时间动态性和个体异质性，适用于检验自贸区政策对不同城市在新质生产力上的影响这一类政策性干预的问题。（一)变量选取与数据整理本文采集了2008—2022年期间中国26个省份的面板数据，由于新疆自贸区于2023年刚刚建立，时间短且数据较为有限，无法进行有效评估，所以未将其纳入处理组；其余非自贸区城市大部分代表着经济发展水平低或者地理位置偏远的城市，但是数据收集中存在困难，因而在同类区域或者同类经济发展水平的城市中均匀地随机选择城市组成对照组，以此确保能够均衡地在非自贸区城市中有效选择对照组城市，从而充分发挥其在实证分析中的可比性。为满足渐进DID模型的设定需求，涵盖了处理组（2008年至2022年间先后设立自由贸易试验区的21个城市）与对照组（5个未设立自贸区的城市）的数据，以此研究自贸区政策对城市新质生产力发展的影响。数据来源主要包括《中国城市统计年鉴》、《中国科技统计年鉴》、国家统计局官网数据库及相关文献研究成果，而后经过整合与处理形成面板数据用于stata实证分析。被解释变量（NPI）：新质生产力指数（NewProductivityIndex，简称NPI），可有效用于衡量城市在高质量发展背景下的新型生产力水平，更能反映出一个城市的创新能力、绿色发展水平与对外开放程度等。本文的2013—2022年间的NPI数据取样于曾召友（2025）所提供的新质生产力测度结果，我国最早的自贸区设立于2013年，因而2013年前期的数据非常关键，但由于缺乏2013年以前的参考数据，因而本文参考其设定的模型框架，运用对数线性回归法，外推估算出2008—2012年各城市的NPI指标值，以此填补这一段时期的数据空白，帮助我们观察和分析自贸区政策实施前后的新质生产力的变化趋势，同时还为本文能够有效进行平行趋势检验打下基础，所以通过合理的外推，能够保证政策实施前后数据的连续性和可比性，并增强了研究结果的可信度。核心解释变量：本文的核心解释变量为FTZ，用于表明城市时间t是否设立自贸区，FTZ是表示该城市是否设立自由贸易区（FTZ）的虚拟变量，若某城市当年设立自贸区则FTZ取值为1，否则为0；文本还收集了表示城市首次设立自贸区的年份变量first-treat，辅助得到FTZ，如果城市曾设立自贸区，则first-treat为其设立自贸区的年份，若城市还未设立自贸区则first-treat=0。控制变量（X）：为控制其他影响新质生产力的因素，本文选取人均GDP（pgdp）、常住人口（population）、外商投资企业数（trade）以及专利发明申请量（patent）四个指标作为控制变量（其中鉴于population与trade收集的原始数值偏大，为减少变量差异对回归估计的影响，数据处理时对其分别进行了自然对数转换，生成变量log_trade与log_population）用于控制城市经济发展水平、劳动力资源、对外开放程度及城市创新能力。（二）描述性统计本文对被解释变量（NPI）、核心解释变量（FTZ）以及一系列控制变量进行了描述性统计分析，结果如表2所示。从表2中可以看出，NPI的均值为22.34，标准差为16.64，最大值为80.26，而最小值为1.04，表明不同城市之间的新质生产力发展存在较大差异，部分城市在新质生产力方面应该是具有显著优势的。控制变量方面，人均地区生产总值的均值为55,335元，同时数据整体波动大，最大达到18.9万元，反映了城市间人均经济发展水平的显著差距；年末常住人口的均值为4772万人，最大值超过1.2亿人，说明样本中既包含了大型一线城市，也涵盖了中小型城市，也不难看出城市间人口规模差异较大。为减少变量量纲过大对回归结果稳定性的影响，本文对外商投资企业数量（trade）与年末常住人口数（population）分别进行了自然对数转换，结果显示，log-trade的均值为9.11，标准差为1.28，log-population的均值为8.22，标准差为0.79，说明两者数据更加集中。整体来看，各变量具有一定的代表性，同时变量之间存在较强异质性，可见下文对异质性回归分析的必要性，也预示了政策效应可能因城市不同而存在差异化影响。表2主要变量描述性统计变量均值标准差中位数最小值最大值NPI22.3416.6417.891.0480.26FTZ0.290.46001pgdp55335.1431652.854811513286189988population4772.252958.414192.555412684trade19561.5429307.867713347189439patent33165.5945269.115613148242551log_population8.220.798.346.329.45log_trade9.111.288.955.8512.15注：NPI为新质生产力指数；FTZ为是否设立自贸区；pgdp为人均GDP；population为常住人口数；patent为专利发明数；trade为外商投资企业数；log-trade与log-population分别为外商投资企业数和年末常住人口的对数。（三）实证模型设定与基准回归1.模型设定考虑到自贸区是逐步推进建设的，为了反映出自贸区政策对城市新质生产力的动态影响，本文采用了渐进双重差分模型，引入时间维度和个体异质性，允许不同个体对政策的反应不同，且政策的影响可以随时间变化。本文具体采用如下模型：在这个模型中，i和t分别表示城市和时间。是反映城市新质生产力的指标，代表城市i在时间t的新质生产力指数，为被解释变量；为核心解释变量，表示城市在t年是否设立自由贸易区，若在t年该城市具有自贸区，则赋值为1,反之则赋值为0；是每个对NPI的影响系数；是一组控制变量，用于控制其他可能影响结果变量的因素，包括人均GDP（pgdp）、年专利发明申请量（patent）、进出口总额对数（log_trade）和年末人口总数的对数（log_population）；和分别表示城市固定效应和时间固定效应，分别用于控制不同城市之间的不可观测异质性以及所有城市共有的时间效应；为随机误差项，表示模型中未解释的部分。2.基准回归为了检验自贸区设立是否对城市新质生产力（NPI）产生显著影响，本文分别构建了两组基准回归模型，结果如表3所示。其中，模型（1）仅对核心解释变量FTZ进行回归分析，模型（2）在此基础上进一步加入了控制变量，包括人均GDP（pgdp）、城市人口规模（log_population）、对外贸易水平（log_trade）以及专利申请量（patent），并统一控制了时间固定效应与城市固定效应以降低遗漏变量带来偏误。从第一次回归的的估计结果来看，FTZ变量的回归系数为4.186，在1%显著性水平上显著为正，这一结果初步验证了本文的核心假设，即自贸区政策能够有效推动城市新质生产力的提升。进一步地，在引入控制变量后的模型（2）中，FTZ变量的回归系数下降为1.674，但仍在5%水平上显著为正。这说明即使在考虑了城市经济发展水平、人口规模、对外开放程度和科技创新能力等因素后，设立自贸区仍然具有显著的政策效应，具有较强的稳健性，也进一步佐证了本文的假设。控制变量方面，人均GDP和专业申请数量显著为正，表明经济发展水平和技术创新能力是推动新质生产力提升的重要因素，对数化人口变量的系数为11.94，在5%水平下显著为正，表明人口规模大能够更好推动新质生产力发展，与之相比，反应对外水平的的对数化变量对新质生产力的影响不显著。基准回归结果充分说明自贸区政策对提升城市新质生产力具有积极而显著的影响，这一结论为后续的异质性检验与稳健性分析提供了良好基础。表3基准回归结果(1)(2)VARIABLESNPIVARIABLESNPIFTZ4.186***FTZ1.674**(1.002)(0.689)pgdppgdp0.000***(0.000)log_populationlog_population11.943**(5.908)log_tradelog_trade-0.845(1.466)patentpatent0.000***(0.000)Constant21.113***Constant-84.941*(0.392)(45.973)年份固定效应是年份固定效应是城市固定效应是城市固定效应是R-squared0.914R-squared0.962样本数量390.000样本数量390.000注：∗、∗∗和∗∗∗分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内的值是参数标准差。（四）稳健性检验1.平行趋势检验为了验证自贸区设立对新质生产力的影响，本文采用渐进DID模型进行实证并绘制了如下的事件研究图（图1），展示了政策实施前与实施后不同时期的政策效应。图1显示了从自贸区政策实施前12年到实施后9年的处理组与对照组之间的效应变化。图1平行趋势检验注：横轴表示事件时间（政策实施前后年份），负值表示政策实施前的年份，正值表示政策实施后的年份，其中0点代表政策第一次实施的年份。纵轴表示政策效应，即自贸区设立对新质生产力的影响，误差条代表95%置信区间。由图1可知，在政策实施之前，置信区间都包含零，表明在政策实施前处理组与对照组之间没有呈现出明显差异，其趋势基本平行，符合平行趋势假设；在政策实施后，从政策实施当年开始，政策效应逐渐显现，虽然前三年效果较小，但在平稳之中仍有一定的正向增长趋势；随着时间的推移，政策的效应逐渐增强并趋于显著，在政策实施的后几年，有着非常显著的正向增长，置信区间不再含有0，对照组与处理组逐渐开始开始有一定的差异，整体而言自贸区设立对新质生产力的影响逐步加强，说明自由贸易区政策有了效果，通过平行趋势检验。2.安慰剂检验为了确保基准回归结果的可靠性并进一步验证自贸区设立对新质生产力的影响是否存在因果关系，本文进行了安慰剂检验，该检验的核心思想是通过虚构处理组或政策时间，检查原估计结果是否存在偏误。本文通过选择虚拟的政策实施时间点（即没有实际政策干预的年份）进行安慰剂检验，在该检验过程中，随机选择了首次自贸区设立的前2至4年作为政策虚拟时间点，生成了相应新的DID虚拟处理变量，并进行了一系列的回归分析得到了如下表4的结果：表4时间安慰剂检验(1)(2)(3)VARIABLES201120102009DID0.07520.10410.0980(1.1222)(1.3369)(1.0001)pgdp0.0003***0.0002***0.0002***(16.9414)(8.3080)(8.3266)log_population5.6320***12.8148**13.3290**(9.2549)(2.1512)(2.2452)log_trade-0.6387-0.6727-0.5966(-1.4617)(-0.4568)(-0.4044)patent0.0001***0.0001***0.0001***(11.6423)(9.5142)(10.1225)Constant-39.4337***-94.0048**-99.0648**(-10.0213)(-2.0347)(-2.1581)Observations390390390注：∗、∗∗和∗∗∗分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内的值是参数标准差。由上表得知，2011年的回归系数为0.0752，2010年的DID系数为0.1041，对应的回归系数标准差为1.34，2009年处理后的系数为0.098，表明在自由贸易区政策实施前的这些虚拟年份中，政策效应非常微弱，回归结果估计的系数均显著异于0，进而进一步支持在这些虚拟时间点上没有产生实际的政策影响。安慰剂检验结果表明我们事先设立的基准回归模型有一定的稳健性，证明了自贸区设立的政策效应并非偶然，且对新质生产力的推动作用是显著且持续的，也为后续的政策评估提供了有力的支持。（五）异质性检验为深入探究自贸区政策对新质生产力的影响存在区域差异性，本部分基于城市的具体地理区位，将样本城市划分为沿海城市（如上海、江苏、福建等省份）与内陆城市（如宁夏、安徽、河南等省份），这一区分不仅反映了自然地理位置的差异，也在一定程度上体现了两类区域在开放程度以及经济发展等方面的系统性不同。下文将对沿海与内陆城市分别进行回归分析，以识别政策在不同区域环境下的差异性特征，从而为区域政策优化与精准治理提供有效建议。图2是对不同区域的NPI指数演化趋势的描述性分析。本图展示了2008年至2022年沿海与内陆城市新质生产力指数（NPI）的变化趋势。从趋势折线上看，无论沿海还是内陆城市，其NPI整体趋势具有一致性，都呈上升趋势，但明显沿海城市整体水平更高且增长更快。图表可见沿海城市的NPI显著高于内陆城市，且两者之间的差距前半段增长相对平缓，后期有加速提升的趋势，表明沿海城市在推动高质量发展方面有着明显优势。值得关注的是，在疫情期间（2020年前后）两类城市的新质生产力水平均出现明显波动。图2两类地区描述性趋势为进一步定量评估自贸区政策对不同区域城市新质生产力的影响，本文将分别对沿海与内陆样本进行回归分析，结果如表5和图3所示。由图表可明显发现两类地区的自贸区政策均存在正向的显著性，沿海城市的影响效应大于内陆城市，沿海城市的政策影响系数为4.46，显著高于内陆城市的4.12，虽然数值相近，但沿海城市的效应略高，结合描述性趋势及结构性特征，表明自贸区政策作为一种制度创新政策，虽然在不同区域均具有正向推动作用，但在区域间存在显著异质性。表5两类地区回归分析结果(1)(2)VARIABLES沿海城市内陆城市FTZ4.461***4.124**(1.419)(1.617)pgdp0.000***0.000***(0.000)(0.000)log_population8.956***3.941***(2.743)(1.291)log_trade-0.555-0.130(1.862)(0.931)patent0.000***0.000***(0.000)(0.000)Constant-69.187**-30.993***(32.572)(7.548)Observations150240Numberofprovince_num1016注：∗、∗∗和∗∗∗分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内的值是参数标准差。图3两类地区影响效果图综合来说，沿海城市相较于内陆城市有着更强的政策执行能力，能够更快将政策效应转化为现实的生产力，这方面也和沿海城市创新要素集聚能力更强，贸易更加便利有关。因而各城市应坚持差异化策略导向，结合区域特性进行针对性发展，沿海城市可进一步加强创新能力，探索更深层次改革，而内陆城市应强化基础制度建设和执行能力，提升政策转化效率，鼓励沿海城市向内陆输出经验和技术，逐步形成“沿海地区引领，内陆地区跟进，各区域之间联合发展”的新质生产力协同增长格局。（六）代表性区域的空间溢出效应分析在本部分实证分析中，本文选择上海作为代表性自贸区进行空间溢出效应分析，其最主要的原因是：上海自贸区作为我国首个设立的自贸区，不仅具有独特的政策优势和丰富的实践经验，更是中国自由贸易区制度探索的先行者与示范区。与此同时，上海所在的长三角地区是我国经济最为活跃、开放程度最高的区域之一，与周边城市在产业链、创新链和供应链方面有着紧密的联系。因此，以上海为中心开展空间溢出效应分析，既能体现自贸区政策的先进性和辐射力，也有助于识别其对毗邻城市新质生产力的影响路径与作用机制基于此，本文选取了江苏、浙江和安徽三省作为上海的“邻近城市”，并构建了空间溢出变量spillover，若该城市已设立自贸区，且在地理位置上邻近上海，则赋值为1，否则为0。通过这种设定，可以较为精准地捕捉地理接近以及自身具备政策试点条件双重特征的城市，从而考察上海自贸区设立后，是否通过政策扩散以及创新联动等，对周边自贸区城市形成积极的带动作用，促进新质生产力的协同发展。本文在对空间溢出效应进行估计时，得到了以下回归结果（表6），回归结果显示，spillover的系数为4.169，且在1%显著性水平下为正，表明上海自贸区在自身发展的同时，也对周边城市的发展起到了积极的带动效应。由此可见，自贸区政策在空间上具有外部性效应，不仅有助于本地区新质生产力的提升，也能通过溢出机制惠及到毗邻城市，对推动区域协调发展具有现实意义，也意味着在积极推进自贸区建设的同时，应重视其辐射范围与机制设定，有效发挥出自由贸易区政策的正向溢出效应。表6空间溢出效应分析VARIABLESNPIspillover4.169***(1.383)pgdp0.000223***(3.88e-05)log_population13.03**(5.705)log_trade-0.513(1.428)patent0.000103***(1.24e-05)Observations390R-squared0.963注：∗、∗∗和∗∗∗分别表示在10%、5%、1%的水平下显著，括号内的值是参数标准差。（七）总结本部分围绕自贸区政策对城市新质生产力的影响进行了系统的实证分析。首先，本文构建了渐进双重差分模型，对政策的总体效应进行了基准回归分析，结果显示自贸区的设立显著推动了城市新质生产力的提升，而后为了验证回归结果的稳健性，本文进一步进行了平行趋势检验和安慰剂检验，所有检验结果均表明基准模型具有一定的可靠性。此外本部分还从异质性角度出发，将所研究的城市按照地理区位分为沿海城市与内陆城市两组，考察不同区位城市的政策效应，结果显示自贸区政策在沿海城市中的影响更为显著，相较于内陆城市受益更大，也表明自贸区政策在基础条件更优越的城市中发挥了更强的作用。同时实证过程中还引入了空间溢出变量进一步探讨政策的区域辐射效应，结果表明邻近城市设立了自贸区能够有效带动本地区新质生产力的提升，说明该政策具有显著的空间溢出效应。综上实证分析得到的结论，为自贸区政策制定者更好落实政策提供了有力的支持，并为自贸区政策的优化和推广提供科学依据和发展方向。六、结论与政策建议（一）研究结论本文基于2008—2022年中国部分地级市面板数据，主要研究自贸区设立对城市新质生产力的影响，运用渐进双重差分模型展开系统实证分析，并在此基础上引入异质性检验和空间溢出效应检验，得出以下几点研究结论：自由贸易区政策显著提升了城市新质生产力水平。在实证分析中，结果显示设立自贸区的城市的新质生产力水平显著高于未设立城市，且这一显著的正向影响也通过了各项稳健性检验。这一结果表明，自由贸易区作为国家推进高水平对外开放的重要制度性政策，在优化资源配置以及加速创新要素集聚方面发挥了积极作用。自贸区政策存在显著的时间滞后性。在渐进DID的模型之下，自贸区政策在初期表现出来的影响较弱，但是随着制度逐步落地，生效路径逐渐清晰，在政策推行3-4年后开始持续显现出显著正向效应，其对新质生产力的促进作用也逐步增强。这种滞后性也说明政策实施时存在一定的时间窗口，也强调了持续深化政策改革的必要性，表明在政策实施后，随着资源整合与要素不断集聚，城市新质生产力会逐步释放出更强效应。自贸区的设立激发了区域创新潜能，为地区营造出良好的环境促进创新动力。自贸区通过制度创新降低了市场准入门槛，为各大企业的发展提供了更加宽松高效的营商环境，有效激发了企业的研发投入与技术创新动力。从所收集的数据来看，自贸区设立后所在地区的专利申请数量和高新技术企业数量等均呈现出一定的上升趋势，体现出创新活力的增强。政策效应表现出一定的区域异质性以及明显的空间溢出效应。一方面，实证得出沿海城市在制度吸收、人才引进等方面具备更强能力和资源配置优势，因而在政策响应程度上普遍高于内陆地区。另一方面，本地区设立自贸区后，能够带动周边地区城市经济发展和创新水平提升，使得周边城市也同步呈现出新质生产力提升的趋势。因此，政策实施应充分考虑城市间的发展基础，推动差异化政策路径，同时利用这种空间溢出作用实现区域协同发展。外部冲击对自贸区政策效应产生阶段性扰动。在研究中发现，2020年前后疫情对新质生产力造成短期下滑或波动影响，但自贸区城市表现出很强的恢复能力，新质生产力水平很快得到回暖，进一步验证了自贸区制度改革在提升城市经济稳定性以及可持续发展中起到了的积极作用。（二）政策建议1.积极推动自贸区政策创新发展，强化政策的累积效应释放。前文研究得知自贸区政策的影响具有显著的时间滞后性，这意味着政策发挥作用需要依赖制度持续深化和实施环境逐步完善，因此对政策进行评估时应避免短期评估的惯性思维，而持续推进自贸区制度深层次创新发展。例如，在自贸区建立初期，政府可以通过减税、补贴、简化审批流程等方式降低成本，鼓励更多企业特别是创新型企业尽早进入自贸区开展业务。这些举措虽然在短期内可能未能立刻产生显著的经济产出，但它们为企业发展打下了制度基础，随着时间的推移，政策的累积效应逐步释放，创新成果便会逐渐显现出来，最终将带动该区域的新质生产力提升。落实区域差异化发展策略，提升自贸区政策适配度。异质性分析表明，不同地区因资源禀赋、人才基础等方面存在差异，对自贸区政策的吸收和转化能力存在显著不同的效果。因而应该因地制宜地制定区域发展策略，针对各地的需求落实政策，有效强化自贸区制度与本地发展基础的耦合度。例如对于沿海发达城市或大城市，可以继续深化制度开放，更有效地提升资源配置能力，然后对于中西部地区的城市，应该加强基础设施的建设，打造该地区适应自身特质的创新系统，提升自贸区政策转化效率。有效利用自贸区外溢效应，构建跨区域联动机制。空间溢出分析显示，自贸区政策效应能够辐射带动周边地区发展，为放大自贸区的正向扩散效应，可通过建立区域协同发展平台、推动跨区域产业链联动项目建设，打破区域之间限制，推动形成自贸区辐射带动周边城市共同发展，提升资源协同配置效率，促进更大的区域整体新质生产力的协同提升。完善政策评估与反馈机制，提升制度抗风险能力。建立动态评估制度，对政策实施效果进行周期性审查，及时发现各类问题，并根据实际反馈结果持续调整优化，增强政策执行的灵活性，同时自贸区政策应加强对外部冲击的响应能力，鼓励各个城市建立应对各类系统性风险的预案机制，设立“容错窗口期”，为初期政策效应不明显的城市提供时间缓冲，推动数字化监管与远程政策执行系统，保障政策在不可抗力等特殊情境下持续平稳运行。自贸区应将绿色发展理念贯穿于制度设计与政策实践之中，促进可持续发展。自贸区应加大对绿色发展的支持力度，鼓励绿色技术的研发和应用，引导新质生产力向低碳化、数字化、清洁化方向发展，同时健全环境监管机制，使得高污染、高能耗行业有序退出市场，为绿色经济腾出更大的发展空间，为新质生产力发展创造出更优良、更绿色的环境，确保经济增长与生态保护协调并进。参考文献：[1]SchiffM,WangY.RegionalIntegrationandTechnologyDiffusion:theCaseoftheNorthAmericaFreeTradeAgreement[J].WorldBankPolicyResearchWorkingPaper,2003(3132).[2]JiangY,WangH,LiuZ.TheImpactoftheFreeTradeZoneonGreenTotalFactorProductivity-evidencefromtheShanghaiP