自貿(mào)區(qū)建設(shè)對污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

張建平 李林澤

1 引 言

隨著全球經(jīng)濟(jì)逐漸邁入以綠色經(jīng)濟(jì)為發(fā)展動力的重要階段，中國基于實(shí)現(xiàn)2030 年全球可持續(xù)發(fā)展目標(biāo)和中國第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式、調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，解決重污染企業(yè)資源約束趨緊、改善生態(tài)環(huán)境的問題，實(shí)現(xiàn)綠色、低碳和循環(huán)發(fā)展成為重中之重。自貿(mào)區(qū)作為對外開放交流的重要平臺，是我國新時(shí)代推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，建設(shè)對外開放“新高地”的重要舉措。對推進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級、擴(kuò)大改革開放、形成全面開放新格局具有重大意義。其目標(biāo)是加強(qiáng)制度創(chuàng)新，推動要素市場開放，提高地區(qū)全要素生產(chǎn)率，從而促進(jìn)中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，積極應(yīng)對氣候變化問題。

新古典貿(mào)易理論認(rèn)為對外開放和自由貿(mào)易不僅可以提高雙方福利，強(qiáng)化國際分工，還可以促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級。制度創(chuàng)新的本質(zhì)是構(gòu)建更加高效的激勵、監(jiān)管和協(xié)調(diào)機(jī)制，優(yōu)化資源配置和提高經(jīng)濟(jì)效益。對外開放的根本目的是通過發(fā)揮區(qū)域比較優(yōu)勢，提高要素流動速率和區(qū)域創(chuàng)新能力。中國自貿(mào)區(qū)是國家推動制度創(chuàng)新的特定區(qū)域，其特點(diǎn)便是制度創(chuàng)新和擴(kuò)大開放。2013 年中國在上海設(shè)立首個(gè)自貿(mào)區(qū)，后增加了廣東、天津和福建。目前我國已經(jīng)設(shè)立了21 個(gè)省份的自貿(mào)區(qū)（含海南自貿(mào)港），逐步形成了“1+3+7+1+6+3”的全新格局。

當(dāng)前，中國國內(nèi)有關(guān)自貿(mào)區(qū)建設(shè)的研究主要圍繞以下幾個(gè)方面展開：一是從宏觀角度探究自貿(mào)區(qū)建立的經(jīng)濟(jì)影響，包括自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)及其傳導(dǎo)機(jī)制。一方面，結(jié)合新古典貿(mào)易理論和反事實(shí)分析框架，分析自貿(mào)區(qū)設(shè)立對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的動態(tài)凈效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、貿(mào)易創(chuàng)造、外資轉(zhuǎn)移以及財(cái)政稅收的影響（張軍等，2018［1］；司春曉，2021［2］；李世杰和趙婷茹，2019［3］；項(xiàng)后軍和何康，2016［4］；羅長遠(yuǎn)和智艷，2014［5］；Yao 和Whalley，2016［6］）。二是從區(qū)域異質(zhì)性的角度，考慮自貿(mào)區(qū)設(shè)立的異質(zhì)性問題。有學(xué)者利用合成控制法研究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的推動效應(yīng)存在顯著的區(qū)位和批次差異（劉秉鐮和呂程，2018［7］）。三是從微觀角度研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對企業(yè)部門的影響。研究表明，自貿(mào)區(qū)設(shè)立不僅可以顯著提高企業(yè)投資效率和技術(shù)創(chuàng)新水平，還會有效促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，且對非國有企業(yè)有更明顯的促進(jìn)作用（呂洪燕等，2020［8］；譚建華和嚴(yán)麗娜，2020［9］；譚建華等，2019［10］）。

雖然現(xiàn)有文獻(xiàn)從宏觀和微觀層面對自貿(mào)區(qū)設(shè)立和影響作出了有意義的探索，但多數(shù)研究集中在自貿(mào)區(qū)的宏觀層面，對區(qū)域中微觀主體經(jīng)濟(jì)活動的研究較少。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)指出，區(qū)域經(jīng)濟(jì)政策與制度創(chuàng)新會對微觀主體經(jīng)濟(jì)活動的空間分布產(chǎn)生深刻影響。企業(yè)部門的發(fā)展是區(qū)域經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要驅(qū)動力。對微觀主體的深入研究可以反應(yīng)自貿(mào)區(qū)的制度創(chuàng)新和對外開放是否有效改善資源配置效率，促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高從而推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，對重污染企業(yè)的研究可以進(jìn)一步說明自貿(mào)區(qū)的設(shè)立是否顯著提高區(qū)域綠色發(fā)展水平。

既有文獻(xiàn)中有關(guān)自貿(mào)區(qū)設(shè)立與企業(yè)部門關(guān)系的研究較少，且大部分研究都停留在整體上市企業(yè)層面，對于重污染行業(yè)研究尚未涉及，異質(zhì)性分析有所不足，并未深入分析自貿(mào)區(qū)設(shè)立對區(qū)域經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的影響。因此研究結(jié)論和邊際貢獻(xiàn)如下：

一是基于多時(shí)點(diǎn)雙重差分法以及斷點(diǎn)回歸法等準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)研究法，考察自貿(mào)區(qū)設(shè)立在推動重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率方面發(fā)揮得作用，以及這一作用是否由于企業(yè)性質(zhì)、區(qū)位差異等存在差異，從而為評估自貿(mào)區(qū)設(shè)立與綠色發(fā)展提供理論依據(jù)；

二是在傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)上，分別從企業(yè)層面和區(qū)域?qū)用孢x擇企業(yè)融資約束、區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等四個(gè)指標(biāo)，研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立從微觀和宏觀層面對對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；

三是考慮到集中供暖導(dǎo)致的重污染企業(yè)分布差異，利用斷點(diǎn)回歸方法研究地理和維度分布對重污染企業(yè)生產(chǎn)率的影響，之后借助RD-DID 方法，加入地理分布視角，討論自貿(mào)區(qū)設(shè)立背景之下一定緯度差異之內(nèi)重污染企業(yè)的生產(chǎn)率差異問題。

2 文獻(xiàn)綜述和理論分析

2.1 自貿(mào)區(qū)建設(shè)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率研究綜述

目前國內(nèi)外關(guān)于自貿(mào)區(qū)的研究十分豐富。一是從宏觀經(jīng)濟(jì)層面，研究自貿(mào)區(qū)建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長、資本流動、國際貿(mào)易和環(huán)境效益等的影響；二是從環(huán)境效益角度，研究自貿(mào)區(qū)建設(shè)與環(huán)境質(zhì)量之間的關(guān)系；三是從微觀層面，研究自貿(mào)區(qū)設(shè)立對企業(yè)全要素生產(chǎn)率及財(cái)務(wù)績效等方面的影響。

2.1.1 自貿(mào)區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

從現(xiàn)有研究來看，國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注到了自貿(mào)區(qū)建設(shè)的規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)、貿(mào)易轉(zhuǎn)移和貿(mào)易創(chuàng)造等經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，并針對其異質(zhì)性問題展開豐富研究。一方面，部分學(xué)者以上海自貿(mào)區(qū)為樣本，分別用不同的政策評估方法研究自貿(mào)區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以顯著增加進(jìn)出口貿(mào)易額（鄭玉歆，1999［11］；丁志杰和田園，2015［12］；王利輝和劉志紅，2017［13］）。另一方面，學(xué)者們深入探究發(fā)現(xiàn)自貿(mào)區(qū)經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)存在異質(zhì)性（張軍等，2018［1］；葉修群，2018［14］）。自貿(mào)區(qū)建設(shè)不僅可以提高對外開放水平，推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展，其體制改革和制度創(chuàng)新還有利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。Melitz（2003）［15］指出，貿(mào)易自由化有利于推動生產(chǎn)要素向效率高的企業(yè)部門聚集，倒逼生產(chǎn)率較低的企業(yè)推出市場（Ding 和Jiang，2016［16］），從而通過資源配置效應(yīng)推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

為探究自貿(mào)區(qū)建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制，現(xiàn)有研究從技術(shù)創(chuàng)新、資源配置、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級等方面展開探討。研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)通過投資開放和負(fù)面清單引入了外資，推動了金融創(chuàng)新，從而通過技術(shù)創(chuàng)新和資源配置等途徑促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級（葉文婭，2017［17］；王晶，2017［18］）。同時(shí),考慮到外資引進(jìn)來和走出去的異質(zhì)性作用，有學(xué)者對資本流動數(shù)據(jù)和直接投資數(shù)據(jù)進(jìn)行了測算發(fā)現(xiàn)，一方面，自貿(mào)區(qū)設(shè)立后上海資本流動速度以月度為單位快速上升（項(xiàng)后軍和何康，2016［4］）；另一方面，外資走出去的影響影響要大于外資引進(jìn)來的影響，資本流動不同區(qū)域存在異質(zhì)性（韓瑞棟和薄凡，2019［19］）。

2.1.2 自貿(mào)區(qū)建設(shè)與環(huán)境效益

自貿(mào)區(qū)建設(shè)加速中國新一輪改革開放進(jìn)程，推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，環(huán)境效益的提高是不可缺少的一環(huán)。有關(guān)自貿(mào)區(qū)與環(huán)境質(zhì)量的研究始終是國內(nèi)外研究熱點(diǎn)。不同國家對自貿(mào)區(qū)設(shè)立引起的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、資本流入的不同處理會對當(dāng)?shù)丨h(huán)境產(chǎn)生不同影響。一方面，自貿(mào)區(qū)設(shè)立可能會增大環(huán)境負(fù)擔(dān)。有學(xué)者指出，北美自貿(mào)區(qū)設(shè)立促進(jìn)墨西哥經(jīng)濟(jì)增長的同時(shí)加劇了當(dāng)?shù)氐牡沫h(huán)境污染（Lin，2017［20］）。另一方面，自貿(mào)區(qū)設(shè)立可能有利于環(huán)境保護(hù)。自貿(mào)區(qū)設(shè)立產(chǎn)生的結(jié)構(gòu)效應(yīng)、規(guī)模效應(yīng)和技術(shù)效應(yīng)有助于改善環(huán)境質(zhì)量（Antweil 等，2001［21］）。同時(shí)，也有學(xué)者認(rèn)為，自貿(mào)區(qū)政策制定要更多考慮大氣環(huán)境問題，注重可持續(xù)發(fā)展（Akbari 等，2019［22］）。國內(nèi)研究更多的從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級角度研究自貿(mào)區(qū)與環(huán)境效益的關(guān)系。一方面，自貿(mào)區(qū)推動區(qū)域制度創(chuàng)新，營造良好的營商環(huán)境，提高要素流動速率，推動了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化（鄧慧慧等，2020［23］；李世杰和趙婷茹，2019［3］）；另一方面，經(jīng)濟(jì)增長與環(huán)境污染存在顯著的“U”型關(guān)系，二產(chǎn)占比畸高區(qū)域、以煤為主的能源結(jié)構(gòu)等會共同促進(jìn)污染加?。ㄉ蹘浀龋?016［24］；ZHUO 等，2021［25］）。

2.1.3 自貿(mào)區(qū)設(shè)立與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

從經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度看，企業(yè)全要素生產(chǎn)率指企業(yè)總產(chǎn)出與總投入之比。高質(zhì)量經(jīng)濟(jì)發(fā)展需要以供給側(cè)改革為主線，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式，以推動經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量、效率和動力為核心，提高全要素生產(chǎn)率。國內(nèi)外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，一方面自貿(mào)區(qū)通過緩解企業(yè)融資約束的方式促進(jìn)了企業(yè)投資效率的提升，同時(shí)提高了區(qū)域企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，且非國有企業(yè)的促進(jìn)作用最為明顯（呂洪燕等，2020［8］；譚建華和嚴(yán)麗娜，2020［9］；譚建華等，2019［10］）。且其進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立有利于提高國有企業(yè)創(chuàng)新水平和資源配置效率（馬超平和張曉燕，2021［26］）。另一方面自貿(mào)區(qū)建設(shè)引入先進(jìn)的國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則，會無形中提高環(huán)境治理水平，從而會對企業(yè)特別是重污染企業(yè)的生產(chǎn)率產(chǎn)生影響（Lanoie 等，2008［27］； Conrad 和Wastl，1996［28］；Adam 等，1995［29］）。

綜上我們可以看到，自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略在經(jīng)濟(jì)增長中的作用不容忽視，國內(nèi)外學(xué)者對此研究非常深入，不僅從其規(guī)模效應(yīng)、結(jié)構(gòu)效應(yīng)等角度深入分析其異質(zhì)性和動力機(jī)制問題，還從空間效應(yīng)角度立體分析自貿(mào)區(qū)建設(shè)的經(jīng)濟(jì)溢出效應(yīng)。但針對自貿(mào)區(qū)建設(shè)對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究還尚未涉及。

2.2 自貿(mào)區(qū)建設(shè)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率理論分析和研究假設(shè)

新貿(mào)易理論指出，商品經(jīng)濟(jì)的發(fā)展存在外規(guī)模效應(yīng)和內(nèi)規(guī)模效應(yīng)。貿(mào)易自由化的過程中由于規(guī)模效應(yīng)的存在，兩國商品差異不僅僅由要素價(jià)格決定，還包括生產(chǎn)技術(shù)因素。一方面，貿(mào)易使重污染企業(yè)生產(chǎn)效率增加，生產(chǎn)成本降低；另一方面，貿(mào)易的開展提高了市場競爭力度，使市場機(jī)制充分配置資源。自貿(mào)區(qū)建設(shè)作為我國對外開放的重要一環(huán)，通過制度創(chuàng)新和市場化改革，加大市場競爭和要素流動，從而提高貿(mào)易自由化水平。自貿(mào)區(qū)建設(shè)主要通過以下幾個(gè)方面推動重污染企業(yè)生產(chǎn)效率提高。

一是創(chuàng)新能力提高。企業(yè)創(chuàng)新分為技術(shù)創(chuàng)新和經(jīng)營模式創(chuàng)新。技術(shù)創(chuàng)新可以有效降低企業(yè)生產(chǎn)成本，提高經(jīng)營利潤；經(jīng)營模式創(chuàng)新有助于企業(yè)選擇先進(jìn)的發(fā)展方向，實(shí)現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展。通過技術(shù)和模式創(chuàng)新，產(chǎn)業(yè)內(nèi)和產(chǎn)業(yè)間的替代時(shí)有發(fā)生，使之整體從勞動密集型向技術(shù)密集型和資本技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化。研究表明，技術(shù)的引進(jìn)和交流產(chǎn)生了充分的知識溢出效應(yīng)，有利于區(qū)域新技術(shù)的產(chǎn)生和創(chuàng)新能力的提高（劉秉鐮和呂程，2018［7］）?？紤]到技術(shù)投入的外部性和資本的逐利性，重污染企業(yè)轉(zhuǎn)型發(fā)展中國有資本占比始終是企業(yè)創(chuàng)新水平的重要影響因素。國有資本占比可以幫助通過融資約束和企業(yè)創(chuàng)新意愿兩條渠道機(jī)壟斷制造業(yè)企業(yè)提高創(chuàng)新水平，且混合所有制企業(yè)相對來說創(chuàng)新傾向程度更高（鄧永勤和汪靜，2020［30］）。

二是資源配置效應(yīng)。企業(yè)的資源配置是指將企業(yè)的各種資源合理分配，實(shí)現(xiàn)投入產(chǎn)出比最大化，最終實(shí)現(xiàn)最優(yōu)全要素生產(chǎn)率。所謂資源不僅包括自然資源，還包括經(jīng)濟(jì)資源。通過制度創(chuàng)新水平的提高有利于充分發(fā)揮市場機(jī)制在資源配置中決定性的作用（羅長遠(yuǎn)和智艷，2014［5］）。自貿(mào)區(qū)在產(chǎn)權(quán)保護(hù)、貿(mào)易和投資便利化等方面構(gòu)建有效的市場機(jī)制，優(yōu)化資金配置，提高企業(yè)研發(fā)支出和技術(shù)創(chuàng)新水平,從而提高重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率（林春艷和孔凡超，2016［31］）。商務(wù)部近期數(shù)據(jù)表明，2019 年至2020 年，前四批自貿(mào)區(qū)實(shí)際利用外資全國占比從14.4%上升至14.6%，可見自貿(mào)區(qū)對金融資源集聚的促進(jìn)效應(yīng)穩(wěn)中有升。中心—外圍理論指出，資源集聚過程不僅會提高本區(qū)域企業(yè)生產(chǎn)效率，還會對周邊區(qū)域產(chǎn)生溢出效應(yīng)。自貿(mào)區(qū)建設(shè)不僅為各類要素集聚提供低成本、高效率的政策環(huán)境，還會產(chǎn)生示范溢出效應(yīng)從而帶動地區(qū)創(chuàng)新能力提升（尹恒和李世剛，2019［32］）。

三是產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。自貿(mào)區(qū)建設(shè)可以推動上下游關(guān)聯(lián)企業(yè)形成產(chǎn)業(yè)集聚，增加要素流動。產(chǎn)業(yè)集聚對重污染企業(yè)生產(chǎn)效率的影響主要通過兩個(gè)方面來實(shí)現(xiàn)。一方面，龐大的產(chǎn)業(yè)集群對周邊區(qū)地區(qū)形成輻射，使得資源、勞動力和市場形成互動循環(huán)積累效應(yīng)；另一方面，自貿(mào)區(qū)建設(shè)推動內(nèi)部產(chǎn)業(yè)鏈完善，使微觀主體分工體系越來越細(xì)化，重污染企業(yè)專業(yè)度提高從而提高全要素生產(chǎn)率。現(xiàn)有研究指出，過去地方政府市場機(jī)制不完善的情況下，各地環(huán)境要素存在資源錯(cuò)配現(xiàn)象，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)與環(huán)境保護(hù)不匹配，加劇環(huán)境污染，而政府對創(chuàng)新活動的激勵有助于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級化進(jìn)程。通過空間上的產(chǎn)業(yè)集聚，可以加強(qiáng)企業(yè)之間資本、技術(shù)和人才的流動，提高技術(shù)溢出和創(chuàng)新效應(yīng)，提升重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平，緩解城市環(huán)境污染問題（孫軍，2008［33］）。此外，中國經(jīng)濟(jì)的飛速增長對能源消費(fèi)提出了新的要求，居民和企業(yè)部門的能源消費(fèi)需求增加是重要因素。建國初期人為按照秦嶺—淮河線設(shè)置南北供暖分界線，使北方能源需求量增加。在城鎮(zhèn)化發(fā)展的過程中，以煤炭為主的集中供熱體系規(guī)模持續(xù)增長，一定程度上加劇了環(huán)境污染和健康威脅。重污染企業(yè)中涉及集中供暖上下游產(chǎn)業(yè)鏈的企業(yè)占比較高，南北分界和集中供暖的實(shí)行也使南北兩面空氣污染和環(huán)境質(zhì)量呈現(xiàn)不同分布規(guī)律。一方面，集中供暖帶來的環(huán)境污染制約了經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展，從而影響到受資源約束嚴(yán)重的重污染；另一方面，環(huán)境污染也會對重污染企業(yè)人力資本流動、行為主體決策和生產(chǎn)績效產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響到其全要素生產(chǎn)率（楊金玉，2021［34］；譚建華和嚴(yán)麗娜，2020［9］）。

上文分析表明，自貿(mào)區(qū)建設(shè)有利于重污染企業(yè)轉(zhuǎn)型綠色發(fā)展，且通過資源配置、技術(shù)和經(jīng)營創(chuàng)新、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)完善等方式進(jìn)行。綜上提出如下研究假設(shè)。

研究假設(shè)：在其它條件一定的情況下，自貿(mào)區(qū)建設(shè)有利于提高重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取A 股上市重污染企業(yè)作為研究對象，按照證監(jiān)會于2011 年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》，選擇煤炭、采礦、紡織、制革、造紙、石化、制藥、化工、冶金、火電等16 個(gè)重污染行業(yè)的上市企業(yè)作為實(shí)證檢驗(yàn)樣本。部分指標(biāo)可獲得性和實(shí)效性不強(qiáng)，指標(biāo)數(shù)據(jù)主要涵蓋2011 年至2019 年數(shù)據(jù)。

樣本數(shù)據(jù)篩選如下：（1）刪除ST 和ST*公司，此類公司數(shù)據(jù)無法有效反應(yīng)變量之間關(guān)系；（2）為保證數(shù)據(jù)計(jì)算的真實(shí)性、科學(xué)性和有效性，剔除指標(biāo)缺失的企業(yè)；（3）由于西藏的數(shù)據(jù)可得性問題，選擇除西藏外全國三十個(gè)省、自治區(qū)和直轄市的相關(guān)上市公司數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理采用EXCEL2010，數(shù)據(jù)分析采用stata17.0.

數(shù)據(jù)收集主要來源于以下幾個(gè)途徑：（1）上市企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)選自上市公司年報(bào)、CSMAR、WIND 數(shù)據(jù)庫；（2）自貿(mào)區(qū)設(shè)立虛擬變量參考中央政府文件；（3）區(qū)域性數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)主要選自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國環(huán)境統(tǒng)計(jì)年鑒》、CSMR、EPS 等相關(guān)數(shù)據(jù)庫。

3.2 回歸模型與變量說明

3.2.1 模型設(shè)計(jì)

雙重差分法（DID）是政策研究領(lǐng)域應(yīng)用較為廣泛的評估方法，該方法利用兩次差分可以很好的將政策之外的干擾效應(yīng)消除掉。中國自貿(mào)區(qū)建立是多時(shí)點(diǎn)過程，可以利用多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型估計(jì)自貿(mào)區(qū)設(shè)立對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)效應(yīng)。依據(jù)各區(qū)域各時(shí)期是否設(shè)立自貿(mào)試驗(yàn)區(qū)將各地區(qū)分為處理組和控制組。樣本期間為2011～2019 年，期間設(shè)立五批自貿(mào)區(qū)共18 個(gè)省份。若重污染企業(yè)所在省份在樣本期間被設(shè)立為自貿(mào)區(qū)，則為處理組，樣本期間未設(shè)立則為控制組。自貿(mào)區(qū)設(shè)立時(shí)間為政策沖擊時(shí)間，自貿(mào)區(qū)掛牌之前為政策實(shí)施前時(shí)期，自貿(mào)區(qū)掛牌后為政策是時(shí)候時(shí)期。

基準(zhǔn)模型設(shè)計(jì)上，此次研究參考多時(shí)點(diǎn)DID 方法設(shè)計(jì)模型，基準(zhǔn)模型設(shè)計(jì)如下：

其中l(wèi)ntfpi,t表示重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率；didi,t表示因個(gè)體處理組以及處理期不同而產(chǎn)生的政策虛擬變量，表示政策沖擊平均效應(yīng)。Controlsi,t表示選擇的控制變量。λt表示時(shí)間固定效應(yīng)；δi表示不隨時(shí)間變化的企業(yè)個(gè)體固定效應(yīng)；εi,t表示隨機(jī)擾動項(xiàng)。

3.2.2 變量說明

企業(yè)全要素生產(chǎn)率的計(jì)算方法包括Levinsohn-Petrin（LP）法，Olley-Pakes（OP）法、數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）、固定效應(yīng)法（FE）、普通最小二乘法（OLS）等。企業(yè)進(jìn)入退出問題會產(chǎn)生非平衡面板數(shù)據(jù)，F(xiàn)E 和OLS 法對此會產(chǎn)生同時(shí)性偏差與樣本選擇偏差，導(dǎo)致內(nèi)生性問題。DEA 測算方法一般用在區(qū)域性的全要素生產(chǎn)率計(jì)算中，微觀主體的測算會產(chǎn)生系統(tǒng)性偏差。OP 方法使用投資作為投入的代理變量，使企業(yè)投資必須為正?？紤]到此次研究樣本數(shù)據(jù)中重污染企業(yè)不一定存在投資或者存在負(fù)向投資數(shù)據(jù)（劉莉亞等，2018［35］； Giannetti 等，2015［36］；魯曉東和連玉君，2012［37］），選擇LP 法測算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。LP 法具體回歸方程為：

其中，Yi,t為營業(yè)收入；Li,t為勞動投入，用企業(yè)每年從業(yè)人員表示；Ki,t為資本投入，用固定資產(chǎn)凈額表示；Mi,t表示中間投入，用營業(yè)收入減去增加值衡量，其中增加值為折舊、勞動者報(bào)生產(chǎn)稅凈額和營業(yè)盈余四項(xiàng)之和，回歸方程所得到的殘差項(xiàng)εi,t便代表索洛余值，即全要素生產(chǎn)率。在估計(jì)過程中，所有變量都按照相應(yīng)價(jià)格指數(shù)做了平減處理。didi,t表示政策處理的時(shí)間變量。處理組所在省級區(qū)域政策發(fā)生之前didi,t等于0，政策發(fā)生之后didi,t等于1；控制組無論是政策發(fā)生前還是發(fā)生后didi,t均等于0。最后，此次研究控制變量及度量方式選擇依次為（宋敏等，2021［38］；馬新嘯等，2021［39］；葉永衛(wèi)和李增福，2021［40］）：（1）現(xiàn)金持有比率Cashflow，采用企業(yè)現(xiàn)金持有與企業(yè)總資產(chǎn)比值來表示；（2）企業(yè)年齡FirmAge，采用企業(yè)成立年份的自然對數(shù)表示；（3）資產(chǎn)負(fù)債率Lev，利用企業(yè)年報(bào)計(jì)算所得；（4）托賓q 指標(biāo)tobinq；選擇企業(yè)市場價(jià)值與企業(yè)期末總資產(chǎn)比率來衡量；（5）股權(quán)集中度Top10，選擇前十大股東持股比例來表示；（6）董事會規(guī)模Board，采用董事會人數(shù)的自然對數(shù)來表示；（7）成長性Growth，選擇營業(yè)收入增長率來表示。此外，回歸中加入年份和企業(yè)虛擬變量，分別控制年份和行業(yè)固定效應(yīng)。

3.3 描述性統(tǒng)計(jì)

表1 報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表1 可知：回歸樣本量為6864 個(gè)，全要素生產(chǎn)率的平均值為15.490，最小值和最大值分別為10.437 和20.497，相差較大，說明不同企業(yè)之間技術(shù)和經(jīng)營模式方面效率不同。did 為二元變量，可以看到均值小于0.5，說明處理組中企業(yè)數(shù)量相對來說較小，但是對照組和控制組數(shù)量對比差距較小，不影響平均處理效應(yīng)估計(jì)。其余變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果未出現(xiàn)異常值，在此不做過多贅述。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

4 研究過程和實(shí)證結(jié)果

4.1 基本回歸結(jié)果

自貿(mào)區(qū)設(shè)立對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸結(jié)果見表2。此次研究采用FE 方法，按照是否加入控制變量分別報(bào)告回歸結(jié)果（任勝鋼等，2019［41］）。第（1）列和第（2）分別未加入和加入控制變量進(jìn)行回歸發(fā)現(xiàn)，回歸系數(shù)為0.059 和0.055，未發(fā)生較大變化且在1%的水平上顯著?；貧w結(jié)果基本一致說明回歸結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表4 樣本篩選回歸結(jié)果

表5 基準(zhǔn)變量檢驗(yàn)回歸結(jié)果

表6 排除政策干擾回歸結(jié)果

上述結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)設(shè)立顯著提高了重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。一方面，自貿(mào)區(qū)設(shè)立擴(kuò)大了對外開放水平，提高了貿(mào)易自由化程度，提升了區(qū)域內(nèi)部的經(jīng)貿(mào)規(guī)則水平。雖然市場機(jī)制的完善會對重污染企業(yè)提出更高標(biāo)準(zhǔn)，但是也對重污染企業(yè)的技術(shù)和經(jīng)營模式創(chuàng)新提出了更高的要求，從而提高其全要素生產(chǎn)率以彌補(bǔ)經(jīng)營虧損。另一方面，從政策啟示來說，自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略是頂層設(shè)計(jì)，目標(biāo)是發(fā)揮市場機(jī)制的作用。當(dāng)中國面臨氣候變化、環(huán)境治理和經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的多重挑戰(zhàn)時(shí)，自貿(mào)區(qū)戰(zhàn)略為中國制度創(chuàng)新提供方向。

4.2 平行趨勢檢驗(yàn)

多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型需要通過平行趨勢假設(shè)，即在政策實(shí)施之前，試點(diǎn)省份和非試點(diǎn)省份重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率變化趨勢是平行的。由此，此次研究借鑒事件研究法進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)，該方法表示為：

其中，Di,t表示一組虛擬變量，當(dāng)重污染企業(yè)i 所在省份在t 年發(fā)生政策沖擊及之后，取值為1，政策發(fā)生之前取0，其余各變量涵義與式（1）相同。在平行趨勢檢驗(yàn)中，重點(diǎn)關(guān)注μt，該系數(shù)反映了政策實(shí)施之后，自貿(mào)區(qū)省份與非自貿(mào)區(qū)省份重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率差異。

考慮到政策實(shí)施前5 年，此次研究將政策實(shí)施前5 年的數(shù)據(jù)匯總到-5 期；由于樣本期間為2011～2019，第一批自貿(mào)區(qū)實(shí)施時(shí)間為2013 年，所以政策后最大期數(shù)為6 期。另外以政策實(shí)施之前第5 期為基期。圖2所示平行趨勢就檢驗(yàn)結(jié)果說明，自貿(mào)區(qū)掛牌前各組的系數(shù)估計(jì)值均不顯著。說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立之前處理組和對照組重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率并無差異，通過平行趨勢檢驗(yàn)。

圖1 平行趨勢檢驗(yàn)

圖2 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

圖3 匹配前傾向得分

4.3 安慰劑檢驗(yàn)

4.3.1 時(shí)間安慰劑檢驗(yàn)

為避免處理組重污染企業(yè)和對照組重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率差異是由時(shí)間引起的，參考平行趨勢檢驗(yàn)的結(jié)果，此次研究將自貿(mào)區(qū)設(shè)立的實(shí)施時(shí)間提前3 年，構(gòu)造虛假政策沖擊并對式（1）回歸，結(jié)果顯示，政策平均處理效應(yīng)并不顯著，這表明處理組和對照組重污染企業(yè)并沒有時(shí)間趨勢上的顯著差異。

4.3.2 個(gè)體安慰劑檢驗(yàn)

盡管此次研究已經(jīng)進(jìn)行大量企業(yè)特征變量控制，但是仍有可能存在不可觀測變量導(dǎo)致政策估計(jì)效果出現(xiàn)偏差。為避免基準(zhǔn)回歸結(jié)果受到不可觀測遺漏變量的影響（白俊紅等，2022［42］； Cai 等，2016［43］），通過替換處理組樣本進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。由于多時(shí)點(diǎn)DID 中試點(diǎn)省份的政策沖擊時(shí)間存在差異，因此與普通DID 不同，需要隨機(jī)生成偽處理組的政策虛擬變量和沖擊時(shí)間虛擬變量，即每個(gè)樣本隨機(jī)抽取樣本起作為政策事件。因此，此次研究使用以下安慰劑檢驗(yàn)方法：利用stata 軟件構(gòu)造偽自貿(mào)區(qū)政策，對1109 個(gè)樣本做500 次隨機(jī)沖擊，每次抽取706 個(gè)樣本做實(shí)驗(yàn)組，且政策事件隨機(jī)給出，得到500 組政策沖擊變量，之后將回歸得到的500 個(gè)隨機(jī)政策處理效應(yīng)的核密度及其p 值分布呈現(xiàn)在圖中，結(jié)果顯示隨機(jī)生成的回歸系數(shù)主要集中在0 附近，且大多不顯著，實(shí)際政策平均處理效應(yīng)為0.0565，與安慰劑測試結(jié)果有顯著差異。這表明此次研究回歸結(jié)果未收到這一潛在變量影響，結(jié)果非常穩(wěn)健。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

參考基準(zhǔn)回歸結(jié)果可知，自貿(mào)區(qū)設(shè)立有效的促進(jìn)了重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)效率。但是在自貿(mào)區(qū)設(shè)立的過程中，還存在一系列混淆因素，需要進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)排除其影響。此次研究從樣本分組和數(shù)據(jù)篩選、排除相關(guān)政策干擾和傾向得分匹配等多個(gè)維度進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，從而確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.4.1 樣本篩選

為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果文獻(xiàn)性，此次研究對研究樣本進(jìn)行更換：（1）考慮到研究樣本中，包括直轄市樣本、自治州樣本，直轄市本身營商環(huán)境水平較高，且產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)中以高新技術(shù)為主，可能會削弱自貿(mào)區(qū)設(shè)立對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響；自治州、直轄縣樣本雖然行政地位較高，但是平均經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較低，可能不會充分展現(xiàn)自貿(mào)區(qū)設(shè)立對企業(yè)生產(chǎn)效率的提高。因此此次研究首先剔除直轄市樣本重新回歸（劉鎧豪等，2022［44］），估計(jì)結(jié)果穩(wěn)健，之后剔除自治州、直轄縣樣本回歸，回歸結(jié)果依然穩(wěn)??；最后同時(shí)剔除直轄市、自治州和直轄縣樣本回歸，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。（2）為避免全要素生產(chǎn)率極端值的影響，此次研究對數(shù)據(jù)進(jìn)行1%和99%分位數(shù)縮尾處理后，重新對式（1）回歸處理。估計(jì)結(jié)果顯示，縮尾處理后，回歸系數(shù)依然顯著，且與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相似。

4.4.2 基準(zhǔn)變量檢驗(yàn)

多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型應(yīng)用過程中，需要考慮試點(diǎn)政策地區(qū)和非試點(diǎn)政策地區(qū)隨著時(shí)間推移，其經(jīng)濟(jì)水平、歷史使命、地理位置和文化積淀等因素的變化。這些因素隨著時(shí)間的演進(jìn)可能會對估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響。為避免自貿(mào)區(qū)政策選擇非隨機(jī)性影響（王鋒和葛星，2022［45］；宋弘等，2019［46］），首先在式（1）中加入時(shí)間趨勢項(xiàng)并做回歸，得到：

trend 表示時(shí)間趨勢項(xiàng)?；貧w結(jié)果表明加入時(shí)間趨勢項(xiàng)之后，自貿(mào)區(qū)政策的沖擊效應(yīng)依然顯著。之后，考慮省份地理位置分布對企業(yè)的影響，在式（4）中加入省份基準(zhǔn)因素與時(shí)間趨勢項(xiàng)的交乘項(xiàng)，得到：

其中Q 表示一組省份基準(zhǔn)因素的虛擬變量，包括省份是否沿海、是否位于秦嶺—淮河線兩側(cè)等。加入交互項(xiàng)之后，didi,t 的回歸系數(shù)估計(jì)值依然顯著。說明無論是逐一還是全部加入省份基準(zhǔn)因素的交互項(xiàng)，自貿(mào)區(qū)的設(shè)立都顯著促進(jìn)了重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

4.4.3 排除其他干擾因素

考慮到自貿(mào)區(qū)設(shè)立是分批進(jìn)行，在自貿(mào)區(qū)設(shè)立過程中，其他政策實(shí)施同樣會影響到重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率。通過查找相關(guān)政策文件發(fā)現(xiàn)，服務(wù)貿(mào)易試點(diǎn)設(shè)立以及綠色金融改革試驗(yàn)區(qū)設(shè)立可能會對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不同影響。為避免自貿(mào)區(qū)設(shè)立期間其他試點(diǎn)政策干擾，在基準(zhǔn)回歸中加入政策沖擊的虛擬變量（王鋒和葛星，2022［45］）。其中，didservice 表示重污染企業(yè)所屬省份當(dāng)年是否屬于服貿(mào)試點(diǎn)省份，屬于取1，不屬于取0；didGR 表示重污染企業(yè)所屬省份當(dāng)年是否屬于綠色金融改革試驗(yàn)區(qū)政策試點(diǎn)，屬于取1，不屬于取0。排除兩政策影響后的回歸結(jié)果依然顯著，說明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果非常穩(wěn)健。

4.4.4 預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)

將自貿(mào)區(qū)設(shè)立這一政策沖擊作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)的前提是該政策沖擊具有隨機(jī)性，因此對加入自貿(mào)區(qū)進(jìn)行預(yù)期效應(yīng)檢驗(yàn)（劉鎧豪等，2022［44］；Lu 和Yu，2015［47］），通過在基準(zhǔn)回歸模型中加入各省份政策沖擊之前一年（2012、2014、2016、2018）虛擬變量與政策虛擬變量的交互項(xiàng)，考察重污染企業(yè)在政策沖擊之前是否存在預(yù)期效應(yīng)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示，交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)統(tǒng)計(jì)上并不顯著，且核心解釋變量系數(shù)非常顯著，說明加入自貿(mào)區(qū)這一政策沖擊發(fā)生之前重污染企業(yè)對此并不存在顯著的預(yù)期效應(yīng)。

4.4.5 PSM-DID 模型檢驗(yàn)

盡管多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型對于政策平均處理效應(yīng)有了一個(gè)直觀詮釋，但是考慮到自貿(mào)區(qū)政策可能存在選擇性偏差問題，此次研究進(jìn)一步基于多時(shí)點(diǎn)PSM-DID 模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于PSM 模型一般是適用于截面數(shù)據(jù)，而DID 一般適用于面板數(shù)據(jù)。借鑒前人研究，此次研究主要采取兩種思路：一是將面板數(shù)據(jù)看成截面數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配，二是按照年份進(jìn)行逐期匹配。兩種研究思路均存在不足，但是在現(xiàn)有環(huán)境中算是較好方法。具體結(jié)果如下：

觀察上圖可知，按照第一種思路匹配之后傾向得分值提高。表8 和表9 分別表示截面數(shù)據(jù)匹配和逐年P(guān)SM 匹配之后的回歸結(jié)果。兩表中，第（1）和（2）列使用近鄰匹配思路，第（1）列未加入控制變量回歸。第（3）列和（4）列分別使用半徑匹配和核匹配方法。兩表使用三種匹配方法進(jìn)行回歸，在加入控制變量之后回歸結(jié)果均表明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升非常明顯，均在5%的水平上顯著。說明基本回歸結(jié)果非常穩(wěn)健。

表8 截面PSM 回歸結(jié)果

表9 逐年P(guān)SM 回歸結(jié)果

表10 Bacon 分解結(jié)果

表11 機(jī)制檢驗(yàn)回歸結(jié)果

表13 RD-DID 回歸結(jié)果

4.4.6 異質(zhì)性處理效應(yīng)檢驗(yàn)

首先，多時(shí)點(diǎn)DID 的處理效應(yīng)存在異質(zhì)性問題。Chaisemartin 和D’ Haultfoeuille（2020）［48］、Baker等（2022）［49］指出，多時(shí)點(diǎn)DID 模型政策估計(jì)結(jié)果可能由于異質(zhì)性處理效應(yīng)的存在產(chǎn)生顯著的估計(jì)偏誤，即此次研究構(gòu)建的多時(shí)點(diǎn)DID 雙向固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果可以視為所有處理個(gè)體的處理效應(yīng)的加權(quán)之和的期望值，且不同處理個(gè)體的權(quán)數(shù)不同，即權(quán)數(shù)可能為負(fù)。由于存在負(fù)權(quán)重，估計(jì)系數(shù)仍可能為負(fù)值。因此，此次研究首先使用twowayfeweights 命令對基準(zhǔn)模型在此檢驗(yàn)（白俊紅等，2022［42］；Chaisemartin 和D’Haultfoeuille，2020［48］），結(jié)果顯示，處理效應(yīng)異質(zhì)性并不顯著，異質(zhì)性處理穩(wěn)健性指標(biāo)較低，為0.18。一定程度上說明異質(zhì)性處理效應(yīng)對此次研究的估計(jì)結(jié)果無實(shí)質(zhì)性影響。

其次，除了檢驗(yàn)異質(zhì)性處理效應(yīng)是否對估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生明顯影響之外，還應(yīng)考慮處理效應(yīng)分解問題。Andrew（2019）［50］的文章中指出，總體政策效應(yīng)是各個(gè)時(shí)期處理效應(yīng)的加權(quán)平均值，當(dāng)政策在不同地方多時(shí)點(diǎn)作用時(shí)，可將樣本分為三類：一類是整個(gè)樣本期未受到影響的控制組；一類是早期受到政策影響的處理組；一類是后期受到政策影響的處理組。Andrew（2019）［50］指出，可以將多時(shí)點(diǎn)DID 視為多個(gè)標(biāo)準(zhǔn)2×2標(biāo)準(zhǔn)DID（building block）處理效應(yīng)的加權(quán)回歸。為確定各部分權(quán)重，Andrew（2019）［50］提出了Bacon 分解。因此此次研究借助bacondecomp 命令，利用bacondecomp 命令對處理效應(yīng)分解發(fā)現(xiàn)回歸系數(shù)變化較小，且顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化。說明此次研究進(jìn)準(zhǔn)回歸結(jié)果非常穩(wěn)健。

5 進(jìn)一步分析

5.1 機(jī)制檢驗(yàn)

基于前文理論分析可知，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)制主要包括：資源配置效應(yīng)、創(chuàng)新能力提高和產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)。資源配置效應(yīng)可以體現(xiàn)為自然資源配置和要素資源配置的優(yōu)化，如金融資源配置和能源配置的優(yōu)化，從而改善企業(yè)融資約束條件、提高要素投入效率、降低能源消耗等等；創(chuàng)新能力提高可以表現(xiàn)為技術(shù)水平上升、經(jīng)營模式創(chuàng)新等方面，理論分析部分指出，重污染企業(yè)國有資本占比的提高可以通過企業(yè)融資約束和創(chuàng)新意愿兩條途徑影響重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率。產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)則可以體現(xiàn)為自貿(mào)區(qū)引致的產(chǎn)業(yè)集聚在產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化等方面的促進(jìn)作用，隨著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的合理化和高級化，可以有效提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。據(jù)此，此次研究引入國有股權(quán)占比、融資約束、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)四個(gè)分別代表創(chuàng)新能力、資源配置和產(chǎn)業(yè)集聚的中介變量來構(gòu)建機(jī)制分析模型，來驗(yàn)證自貿(mào)區(qū)設(shè)立對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制。其中，國有資本占比指標(biāo)由上市公司國有股權(quán)占比計(jì)算所得；融資約束是參考SA 指數(shù)計(jì)算過程，利用企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模和企業(yè)上市年齡計(jì)算所得；能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)指標(biāo)即煤炭使用量與能源消耗量的比值；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)指標(biāo)由地方工業(yè)增加值與GDP 比值所得。

具體步驟如下：首先將被解釋股權(quán)變量對解釋變量進(jìn)行回歸；其次將機(jī)制變量分別對解釋變量進(jìn)行回歸；最后研究回歸結(jié)果。

上述回歸結(jié)果分別報(bào)告了自貿(mào)區(qū)設(shè)立對國有資本占比、融資約束、能源消費(fèi)結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)四個(gè)機(jī)制變量的影響。如前文所述，自貿(mào)區(qū)設(shè)立主要通過創(chuàng)新水平提高、資源配置優(yōu)化和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的方式提高微觀主體的全要素生產(chǎn)率。在重污染企業(yè)創(chuàng)新水平提升過程中，國有資本占比的提高有利于重污染企業(yè)獲得政府補(bǔ)助和充分的金融資源，從而緩解融資約束提高創(chuàng)新效率。第一列回歸結(jié)果表示自貿(mào)區(qū)設(shè)立可以通過提高重污染企業(yè)國有資本占比的方式獲得充分的資金支持，改善經(jīng)營模式提高創(chuàng)新水平從而實(shí)現(xiàn)轉(zhuǎn)型升級，提高全要素生產(chǎn)效率。第二列回歸結(jié)果表示自貿(mào)區(qū)設(shè)立有利于提高重污染企業(yè)的融資約束水平，從而使重污染企業(yè)優(yōu)化其金融資源配置，提高其全要素生產(chǎn)效率。第三列回歸結(jié)果中，自貿(mào)區(qū)設(shè)立有利于降低對整體區(qū)域的化石能源消耗水平，降低區(qū)域碳排放，從而降低重污染企業(yè)的化石能源投入，提高其全要素生產(chǎn)率?？紤]到回歸的解釋變量是區(qū)域變量，此次研究引入?yún)^(qū)域級控制變量對遺漏因素進(jìn)行控制。第四列回歸報(bào)告了自貿(mào)區(qū)設(shè)立對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的調(diào)整。自貿(mào)區(qū)建設(shè)有利于區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化的提高。此次研究用工業(yè)增加值占GDP 的比重表征產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)變化過程。第四列回歸結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)建設(shè)一定程度上降低了制造業(yè)企業(yè)在GDP 中的比重，結(jié)合上文理論分析可知，自貿(mào)區(qū)設(shè)立有利于提高服務(wù)業(yè)占比，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化。通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)合理化和高級化，生產(chǎn)要素在企業(yè)之間流動速率加快，有利于提高重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

5.2 異質(zhì)性分析

盡管此次研究已經(jīng)論述了自貿(mào)區(qū)政策的有效性，但是由于自貿(mào)區(qū)政策的不同地區(qū)、不同性質(zhì)企業(yè)以及不同企業(yè)控制權(quán)的不同均會對政策沖擊存在一定差異。對于這一問題的探究有利于深入了解。因此，此次研究分別從企業(yè)內(nèi)部控制特征和外部區(qū)域優(yōu)勢兩方面綜合考察自貿(mào)區(qū)建設(shè)對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響。具體而言，此部分將從地理位置、企業(yè)所有制和企業(yè)控制權(quán)的角度考察。

對于地理位置來說，此次研究按照區(qū)域經(jīng)濟(jì)學(xué)將中國省份劃分為西、中、東三個(gè)地區(qū)，按照企業(yè)董事長和總經(jīng)理是否為同一人將企業(yè)劃分為高控制權(quán)（董事長總經(jīng)理同一人）和低控制權(quán)（董事長總經(jīng)理非同一人）企業(yè)，按照企業(yè)所有制將重污染企業(yè)劃分為國企和非國企。首先，按照前面分組特征依次分組回歸如下：

前三列代表不同區(qū)域自貿(mào)區(qū)設(shè)立對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。對比東中西部可知，中部地區(qū)和西部地區(qū)自貿(mào)區(qū)建設(shè)對重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率沒有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著影響，但是回歸系數(shù)為正，說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)對于中西部重污染企業(yè)起促進(jìn)效果。東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平較高，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對于重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)顯著為正，說明促進(jìn)作用顯著，且東部地區(qū)自貿(mào)區(qū)建設(shè)在提高對外開放和國際貿(mào)易水平的同時(shí)有利于該地區(qū)環(huán)境治理和環(huán)境保護(hù)工作開展。中間兩列對比企業(yè)控制權(quán)問題?；貧w結(jié)果表明，當(dāng)重污染企業(yè)控制權(quán)集中時(shí)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的平均處理效應(yīng)并不顯著，而控制權(quán)呈現(xiàn)多元化狀態(tài)時(shí)，處理效應(yīng)顯著。對比可知，企業(yè)控制權(quán)集中不利于重污染企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級。企業(yè)控制權(quán)集中一定程度上存在內(nèi)部人控制問題，會導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)生短期行為、投資風(fēng)險(xiǎn)加大、資產(chǎn)流失等一系列問題。在自貿(mào)區(qū)建設(shè)的大背景下，存在內(nèi)部人控制問題的重污染企業(yè)面對轉(zhuǎn)型升級的巨大挑戰(zhàn)，更難選擇經(jīng)營模式創(chuàng)新，從而導(dǎo)致自貿(mào)區(qū)建設(shè)對其全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用不顯著。相比之下，企業(yè)內(nèi)部控制權(quán)多元化的企業(yè)，企業(yè)的經(jīng)營管理非常靈活，董事會對企業(yè)戰(zhàn)略有著清晰的規(guī)劃和認(rèn)知，面對對外開放水平提高的大背景，更易用于把握時(shí)代機(jī)遇，用于突破創(chuàng)新自我，實(shí)現(xiàn)全要素生產(chǎn)率水平的提高。最后兩列是自貿(mào)區(qū)設(shè)立對國有和非國有重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效應(yīng)研究結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對非國有重污染企業(yè)的發(fā)展有顯著促進(jìn)效果，對于國有重污染企業(yè)的促進(jìn)效果并不顯著。說明自貿(mào)區(qū)建設(shè)完善了市場機(jī)制，優(yōu)化了資源分配，更有利于非國企在市場中開展競爭，提高其全要素生產(chǎn)效率。

5.3 進(jìn)一步分析

在全球氣候變化的大背景下，如何約束重污染企業(yè)發(fā)展，降低環(huán)境污染水平，實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展便成為重要議題。自貿(mào)區(qū)建設(shè)作為中國新時(shí)期打造的對外開放新高地，擔(dān)負(fù)著制度創(chuàng)新，釋放改革紅利，推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重大使命。上文分析表明，重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率不僅受到投入產(chǎn)出、政策執(zhí)行等方面的影響，還會受到非經(jīng)濟(jì)和政策等因素的影響，而南北發(fā)展水平及地域差異始終是學(xué)界研究重點(diǎn)。因此，結(jié)合前人所做研究，此次研究從地理斷點(diǎn)回歸的角度，結(jié)合斷點(diǎn)回歸和雙重差分方法，探究南北差異視角下，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在差異性。

5.3.1 回歸模型

一方面，加入南北差異的地域因素后，傳統(tǒng)的基于企業(yè)和時(shí)間兩個(gè)維度的雙重差分法不再適用，另一方面，企業(yè)所在地區(qū)的經(jīng)緯度屬于外生沖擊。因此，我們利用地理和政策兩個(gè)外生維度的差異（梁平漢等，2020［51］；Doyle 和Orla，2020［52］；Persson 和Rossin-Slater，2016［53］），研究集中供暖背景下，自貿(mào)區(qū)建立對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。在此回歸模型中，為防止處理組和控制組之間處理效應(yīng)的混淆，主要以處理組為回歸樣本識別處理組中的斷點(diǎn)回歸效應(yīng)?；貧w模型如下：

其中，north 是斷點(diǎn)回歸的標(biāo)記變量，表示南北差異，當(dāng)企業(yè)位于秦淮線北邊取1，反之取0；weidu 表示維度這一驅(qū)動變量，表示企業(yè)所在地區(qū)的緯度；didi,t表示政策沖擊變量，多期DID 中，當(dāng)該區(qū)域政策沖擊在當(dāng)年發(fā)生則取1，反之取0；f(weidu-c)表示一次和二次多項(xiàng)式，表示關(guān)于驅(qū)動變量的局部多項(xiàng)式函數(shù)，允許其在秦淮線左右具有不同形狀。回歸模型中還控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。εi,t表示不可觀測誤差項(xiàng)。本回歸模型中感興趣的回歸系數(shù)是μ2，表示處理組與斷點(diǎn)回歸組的交互作用，表示自貿(mào)區(qū)政策沖擊之下南北差異效應(yīng)。

5.3.2 斷點(diǎn)回歸前提檢驗(yàn)

在斷點(diǎn)回歸之前，為滿足驅(qū)動變量在斷點(diǎn)處的連續(xù)性，此次研究做驅(qū)動變量的核密度圖如圖4 所示，可以看到?jīng)]有明顯斷點(diǎn)，不存在數(shù)據(jù)堆積和人為操縱。之后，為考察被解釋變量在驅(qū)動變量間斷點(diǎn)處是否存在斷點(diǎn)，做二項(xiàng)式擬合發(fā)現(xiàn)，在驅(qū)動變量間斷點(diǎn)出被解釋變量值存在明顯的處理效應(yīng)斷點(diǎn)。

圖4 匹配后傾向得分

圖5 Bacon 分解

圖6 核密度分布

圖7 二項(xiàng)式擬合

5.3.3 RD-DID 回歸分析

下表給出了集中供暖背景下自貿(mào)區(qū)設(shè)立對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異影響。前五列是不同帶寬的雙向固定效應(yīng)RD-DID 回歸結(jié)果?？紤]到此次研究帶寬較小導(dǎo)致樣本量較少時(shí)回歸結(jié)果不可信的原因，將局部回歸中帶寬定在以秦淮線為臨界值的±8°、±10°、±12°、±14°、±16°。對比局部回歸各帶寬結(jié)果和全局回歸結(jié)果可知，DID 處理組與斷點(diǎn)回歸標(biāo)記變量的交乘項(xiàng)始終顯著，說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立對于重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在南北之間有較大差異，且對北方的影響更大。其中，第三列，即帶寬是±12°內(nèi)的重污染企業(yè)全要素影響率增幅最大。參考中國地圖可以看到，秦淮線±12°內(nèi)省份中廣西、內(nèi)蒙、新疆、云南等內(nèi)陸不發(fā)達(dá)地區(qū)較多。結(jié)合理論可知，一方面，北方重工業(yè)基地較多，主要占據(jù)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈中上游位置，生產(chǎn)效率較低，技術(shù)低下；另一方面，集中供暖的影響導(dǎo)致中國北方與供暖、化石能源等行業(yè)相關(guān)的重污染企業(yè)較多。自貿(mào)區(qū)的設(shè)立引入了完善的市場經(jīng)濟(jì)體制、技術(shù)革新和外資進(jìn)入，導(dǎo)致重污染企業(yè)在短時(shí)間內(nèi)享受到先進(jìn)的前沿技術(shù)、制度創(chuàng)新和改革紅利，因此原本較為落后的內(nèi)陸重污染企業(yè)在自貿(mào)區(qū)設(shè)立過程中全要素生產(chǎn)率有較大的增幅。充分說明自貿(mào)區(qū)設(shè)立不僅有利于各省份經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，還有利于推動中國北方內(nèi)陸地區(qū)擺脫“資源詛咒”陷阱，走上綠色可持續(xù)的高質(zhì)量發(fā)展道路。

6 結(jié)論和啟示

此次研究借助中國自貿(mào)區(qū)試點(diǎn)政策的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于2011-2019 年30 個(gè)省份6864 個(gè)樣本構(gòu)建多時(shí)點(diǎn)DID 模型，研究發(fā)現(xiàn)：①樣本期內(nèi)自貿(mào)區(qū)政策顯著提升了重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，且這一結(jié)論得到了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)的支持；②異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在區(qū)位優(yōu)勢越好、內(nèi)部控制權(quán)越多元化的非國有企業(yè)，自貿(mào)區(qū)設(shè)立對這些重污染企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的提升作用更為明顯；③機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，試點(diǎn)政策主要通過融資約束、國有資本占比等方面對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率積極影響；④進(jìn)一步分析表明，受集中供暖因素影響，企業(yè)地域的南北差異會顯著影響自貿(mào)區(qū)對重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的處理效應(yīng)，且越處于內(nèi)陸地區(qū)的重污染企業(yè)，自貿(mào)區(qū)對其全要素生產(chǎn)率的提高作用越明顯?；谝陨辖Y(jié)論，此次研究的政策啟示在于：

（1）加強(qiáng)自貿(mào)區(qū)的制度創(chuàng)新水平，切實(shí)推進(jìn)區(qū)域?qū)ν忾_放水平的提高。上述研究表明，自貿(mào)區(qū)的制度創(chuàng)新有利于重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，因此，應(yīng)進(jìn)一步完善區(qū)域市場經(jīng)濟(jì)體制，積極對接國際經(jīng)貿(mào)規(guī)則，推動區(qū)域內(nèi)部要素流動速率的提高。機(jī)制分析指出，自貿(mào)區(qū)建設(shè)在資源配置、產(chǎn)業(yè)集聚和技術(shù)創(chuàng)新等方面有著顯著的促進(jìn)作用。創(chuàng)新方面，政府部門在建設(shè)自貿(mào)區(qū)過程中，要針對創(chuàng)新和資源配置作出調(diào)整，如吸收高科技人才、增強(qiáng)補(bǔ)貼提高產(chǎn)學(xué)研力度、引進(jìn)外資和先進(jìn)技術(shù)等。資源配置方面，應(yīng)加大市場調(diào)節(jié)優(yōu)勢，政府承擔(dān)起最后守夜人角色，引導(dǎo)自貿(mào)區(qū)產(chǎn)業(yè)體系更加完善，市場秩序更加有序。產(chǎn)業(yè)集聚方面，自貿(mào)區(qū)建設(shè)應(yīng)妥善利用對外開放新優(yōu)勢，淘汰不良企業(yè)，擴(kuò)大產(chǎn)業(yè)鏈上下游企業(yè)集聚規(guī)模和效應(yīng)。

（2）推動企業(yè)治理體系多元化，提高重污染企業(yè)經(jīng)營創(chuàng)新水平。異質(zhì)性分析指出，一方面國有資本在推動重污染企業(yè)轉(zhuǎn)型升級和技術(shù)創(chuàng)新等方面發(fā)揮著不可替代的作用，因此，應(yīng)充分利用國有資本的示范效應(yīng)和信號效應(yīng)，緩解企業(yè)融資約束，提高重污染企業(yè)創(chuàng)新水平和轉(zhuǎn)型升級的積極性；另一方面，企業(yè)內(nèi)部控制權(quán)的多樣化有利于重污染企業(yè)轉(zhuǎn)型升級快速發(fā)展，自貿(mào)區(qū)建設(shè)應(yīng)推動市場機(jī)制和企業(yè)內(nèi)部治理的透明化和合理化，提高重污染企業(yè)的治理水平；最后，完善的市場經(jīng)濟(jì)體制和高水平的對外開放有利于民營企業(yè)的快速發(fā)展，推動重污染企業(yè)轉(zhuǎn)型升級過程，所以，自貿(mào)區(qū)建設(shè)過程中要加大對非國有企業(yè)投入，提供更多的政策扶持和引導(dǎo)。

（3）重視南北企業(yè)生產(chǎn)效率差異，加大內(nèi)陸地區(qū)對外開放力度。進(jìn)一步分析章節(jié)指出，集中供暖帶來的南北差異背景下，自貿(mào)區(qū)建設(shè)對于內(nèi)陸地區(qū)重污染企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)效果更大。因此，在自貿(mào)區(qū)建設(shè)推進(jìn)過程中，應(yīng)注重對山西、內(nèi)蒙古、新疆、青海等內(nèi)陸地區(qū)市場機(jī)制的完善和建設(shè)，提高內(nèi)陸地區(qū)對外開放水平，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)落后地區(qū)貿(mào)易、資本以及人才的交流，如此才能有效的促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，進(jìn)而降低內(nèi)陸地區(qū)環(huán)境治理難度，提高環(huán)境效益。