引言

高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务，实现高质量发展需要推进高水平对外开放。党的二十大报告中指出，推进贸易强国已经成为新时期党和政府推动高质量发展的战略举措。但是，由贸易引致而来的环境污染问题不容忽视。因此在新形势下，如何实现贸易和环境污染防治的同步协调发展是当前需要迫切解决的问题之一。中国自由贸易试验区（以下简称“自贸区”）是新时期扩大对外开放、形成制度创新、引领经济高质量发展的重要战略举措，在政府职能转变、投资领域改革、金融领域开放创新，以及贸易转型升级方面取得了瞩目成就，同时秉承绿色发展理念，对绿色经济做了充分探索。因此，分析自贸区对环境污染的影响能够有效回答上述问题。自贸区政策能否抑制地区环境污染？其作用机制是什么？这些问题亟待研究与论证。

与本文研究主题密切相关的文献主要涉及以下方面：第一，关于自贸区经济效应的文献。早期自贸区研究以宏观视角为主，分析单个自贸区对所在地区的经济增长效用 ^{[1, 2]}。随着研究深入，学者开始对不同自贸区之间的经济效应做差异化分析，对经济增长的区位异质性 ^{[3, 4]}、辐射效应 ^[5]等方面进行探索。研究内容包括自贸区政策对国际资本流动 ^[6]、产业结构升级 ^[7]、就业 ^[8]、创业活跃度 ^[9]、跨境电商 ^[10]等方面的作用。近年来，自贸区在微观层面的贡献也引发学者关注 ^[11]，但目前国内对自贸区的环境效应进行分析的文献比较匮乏，且大多讨论单个自贸区的环境效应 ^[12-14]。第二，关于贸易对地区环境的相关文献。现有文献呈现以下三种假说：“污染避难所”假说 ^[15-17]、“环境库兹涅茨曲线”假说 ^{[18, 19]}和“贸易有益论”假说 ^{[20, 21]}，三种假说均在中国得到印证 ^[22-25]。

综合来看，现有文献对贸易与环境之间的影响关系做了充分探讨，但仍存在以下不足：第一，环境污染指标的选取标准未统一，存在阈值效应；第二，现有文献大多用贸易进出口额等内生性较强的解释变量来做贸易指标，导致结论因果关系易受到其他因素干扰；第三，传统的贸易对环境影响的三大效应（规模效应、结构效应、技术效应）较为粗糙，不能准确评估贸易对环境污染的作用路径；第四，少量文献虽然分析了自贸区的环境效应，但大多以单个自贸区为研究对象，研究结论适用性较弱，并且在自贸区对地区环境污染的空间溢出效应、异质性等方面未做深入探讨。

鉴于此，本文以自贸区作为“准自然实验”，利用2005—2019年中国地级以上城市的面板数据，通过双重差分法探究贸易与环境的关系。本文可能的边际贡献体现在：第一，采用双重差分法并结合工具变量法，避免了估计偏误，较准确地分析了自贸区政策对地区环境污染的影响。一方面，为解决贸易引致的环境问题提供了新的研究视角；另一方面，丰富了自贸区政策的经济学内涵，为自贸区政策的发展战略提供新的方向。第二，基于产业结构优化升级、绿色创新能力、地区经济集聚的作用机制，分析了自贸区抑制地区环境污染的内在逻辑。第三，分析了自贸区抑制环境污染的溢出效应，为自贸区与邻近地区间环境污染协同治理提供了理论支撑。第四，考察了自贸区与“一带一路”倡议建设在抑制环境污染方面的联动作用，为“一带一路”倡议建设与自贸区战略协同对接找到新的契合点。

1 政策背景与研究假设 1.1 政策背景

中国自由贸易试验区的发展轨迹为保税区—自由贸易区—自由贸易港。2013年，在原有上海保税区的基础上，中国（上海）自由贸易试验区正式成立。2013—2020年，我国先后批复成立21个自由贸易试验区，基本上形成了区域协调、海陆统筹的新型开放格局。在自贸区政策落地实施的过程中，“牢固树立并贯彻落实创新、协调、绿色、开放、共享的发展理念，探索绿色发展新模式”等要求被多次强调。表 1梳理了自贸区绿色发展进程中的相关发展目标及要求。

1.2 作用机制

本文认为自贸区可以通过优化地区产业结构、提高地区绿色创新能力、促进地区经济集聚来抑制环境污染，作用机制如下。

第一，自贸区能够优化地区产业结构。首先，政府职能转变，为自贸区优化产业结构提供了制度基础。自贸区的政府职能转变主要包括“法治政府”“监管政府”等七个维度 ^[26]。在“法治政府”方面，自贸区负面清单条目不断缩减，而法治环境的改善能够更好地发挥第三方契约执行功能，提高地区服务业比重 ^[27]，促进地区产业结构优化升级。其次，金融领域的开放创新促进资本要素合理配置，为自贸区优化产业结构提供资金保障。自贸区内的金融改革促进了金融集聚、金融开放与金融结构优化，提高了金融服务实体经济的效率 ^[28]。最后，贸易领域的转型升级，为自贸区优化产业结构提供驱动力。自贸区通过“单一窗口”建设使海关、口岸等相关部门实现了信息互通共享，优化了管理流程。同时自贸区优化了贸易综合监管模式，主要包括“一线放开、二线管住”的监管制度和“货物状态分类监管”。贸易领域的转型升级强化了专业化分工，促进产业结构合理化；加快了生产要素跨区域跨部门流动，提升资源配置效率，进而促进产业结构高级化。而产业结构决定了资源消耗形式，产业结构的优化升级能够有效降低能耗、提高环境质量。从产业结构高级化的角度看，地区整体资源配置效率逐渐提高，在同等产能下，将消耗更少的能源，降低污染能耗。从产业结构合理化的角度看，一是生产要素重组并逐渐流向高生产率部门的过程中，产业间聚合质量不断提高，使得能源资源要素的利用效率得到提升，从而实现节能减排；二是长期来看，技术迭代升级引致的产业结构调整会不断打破部门间均衡协调的状态，能够保证持续发挥节能减排的积极作用。

第二，自贸区能够提高地区绿色创新能力。首先，自贸区提供了良好的创新环境，激发地区的创新活力 ^[29]，从而进一步催生在可再生能源、生态环境、清洁材料方面的创新能力，即绿色创新。其次，自贸区为绿色创新提供制度保障，促进创新活动的有序开展。自贸区在健全市场监管体系、强化监管协调、明确法律责任、提升制度包容性四个方面强化了市场监督体系，同时搭建并完善了国家安全审查制度、反垄断审查制度、社会信用体系、企业年报公示和经营异常名录制度、信息共享和综合执法制度，打造了可靠、透明、低风险的市场环境，使周期长投入大的技术创新活动能够有序开展。而绿色创新对抑制环境污染具有积极作用。首先，绿色创新有助于改进现有能源技术，降低能源使用成本，使节能技术广泛应用，从而达到抑制环境污染的效果，在产出不变的情况下节约能源消耗。其次，绿色创新能够改善能源消费结构，传统能源技术装备向数字化、智能化方向发展，有助于淘汰能源依赖度高、污染严重的落后产能，从而减少污染物排放。

第三，自贸区能够促进地区经济集聚。首先，政府职能转变，优化了市场环境，从而吸引生产要素向自贸区集聚。其次，金融国际化市场化改革创新能够促进海外资金参与自贸区市场投资，资本流入促进经济集聚。经济集聚对地区环境污染的抑制作用在宏观微观两个维度上均有体现。从宏观要素集聚角度看，人口集聚一方面增大了城市人口密度，紧凑的城市空间结构能够减少居民交通需求，减少碳排放 ^[30]；另一方面，人口集聚能放大同群效应，提高居民环保意识。从微观企业集聚的角度看，一是企业集聚能够通过“同行切磋”与“跨界借鉴”两个渠道来放大学习效应，有利于节能减排技术的交流和推广 ^[31]；二是企业集聚有利于生态环境部门开展统一监管及环保宣传，提高了监管效率，降低了环保宣传成本，从而抑制环境污染。

假说1：自贸区能够抑制地区环境污染，作用机制是优化地区产业结构、提高地区绿色创新能力以及促进地区经济集聚（图 1）。

1.3 空间溢出效应

城市间的行为模式与治理模式存在“示范效应”和“模仿效应” ^{[32, 33]}，而自贸区政策发展的目的之一，就是要通过制度创新试点形成可复制、可推广的经验，进而服务于国家更高层次的开放 ^[34]。因此，一方面，当自贸区所在城市抑制了环境污染时，自贸区的治污减排经验就会被邻近城市学习借鉴，促进邻近其他地区抑制环境污染。另一方面，污染物具有空间上的关联性，自贸区所在城市为了持续抑制环境污染的效果，贯彻绿色发展理念，会强化与邻近地区的环境污染治理交流合作，减少污染物在地区间传播，从而改善相邻地区间的环境。

据此，本文提出假说2：自贸区政策具有空间溢出效应，对邻近地区的环境污染产生抑制作用，促进邻近地区的减排效果。

1.4 与“一带一路”倡议联动作用

首先，自贸区政策与“一带一路”倡议政策相辅相成 ^[11]，“一带一路”倡议带来的贸易开放最终有助于减轻环境污染 ^[35]。一方面自贸区立足本区位特色，做差别化探索，发挥人文、历史优势，加强与“一带一路”倡议沿线国家间的互信互惠；另一方面，以“一带一路”倡议沿线国家和地区为依托，中国可以进一步完善自贸区网络建设与布局，提升自贸区在国际经贸合作的影响力。其次，“一带一路”倡议可以通过技术创新、提升资源配置效率来改善国内沿线城市的环境 ^[36]。因此可以合理推断，在对环境污染的作用方面，自贸区与“一带一路”倡议之间可能存在联动作用，即在中国“一带一路”倡议沿线城市中，拥有自贸区片区的城市会比其余城市的减排效果好。

基于此，本文提出假说3：自贸区与“一带一路”倡议在遏制环境污染方面具有联动作用。

2 研究设计 2.1 模型设定

本文借鉴Beck等 ^[37]的做法，构建多期双重差分法来评估自贸区对地区环境污染的影响，模型如下：

(1)

式中，i表示城市；t代表年份；被解释变量用Y_it表示；FTZ为核心解释变量；X_it为控制变量；γ_t为时间固定效应；µ_i为地区固定效应；ε_it为随机扰动项。

2.2 变量设定

首先，为较为全面地反映自贸区对环境污染各项指标的影响，在基准回归中，使用工业二氧化硫排放量（SO₂）、工业废水排放量（water）、工业烟粉尘排放量（smoke）作为被解释变量，在实证分析时，分别将上述变量取对数。其次，在上述“三废”指标的基础上，利用熵权法构建综合环境污染指数（EPI）作为被解释变量，应用在基准回归及剩余实证部分中。

选取自贸区的虚拟变量（FTZ）作为核心解释变量。该变量是自贸区片区城市实验组（treat）虚拟变量与政策时间（time）虚拟变量的交互项，当某个城市被批复设立为自贸区片区的当年及以后，FTZ取值为1，其余情况则取值为0。

根据现有文献，本文控制如下变量：贸易开放度（trade），用地区进出口总额与地区国内生产总值（GDP）之比来表示；政府支出（gov），用地区政府财政支出与地区GDP之比来表示；人口规模（people），采用地区人口数（千人）取对数来衡量；经济发展水平（perGDP），用地区实际人均GDP取对数来测度；外商直接投资（fdi），用地区外商直接投资与地区GDP之比表示；居民受教育程度（stu），用地区普通高等学校在校学生数占地区总人数的比重来表示；交通便利度（road），用地区道路面积（百万平方米）取对数来表示。

如理论分析部分所述，本文认为自贸区影响地区环境污染的作用渠道有三个：优化地区产业结构、提高地区绿色创新能力、促进地区经济集聚。参考干春晖等 ^[38]所论述的产业结构理论及测算方法，本文认为产业结构优化包含两部分：产业结构高级化（struc1）与产业结构合理化（struc2）。产业结构高级化是产业升级的体现，本文用第三产业GDP与第二产业GDP的比值来表示；产业结构合理化能够反映地区产业间的协调程度以及资源有效利用的能力，本文首先用来计算产业结构偏离度，其中y表示产值，l表示就业人数，i表示产业。该值越大，越说明产业结构不合理。在产业结构偏离度的基础上，本文用来表示产业结构合理化，该值越大，说明地区产业结构越合理。本文用地区每万人的绿色专利数来衡量绿色创新能力（patent）；借鉴张可等 ^[39]的方法，利用地区第二、三产业GDP总和与地区行政面积之比来表示经济集聚（gather）。各变量描述性统计如表 2所示。

2.3 数据说明

兼顾数据可得性和连续性，本文剔除了行政区划发生重大变动的城市以及相关数据严重残缺的城市，最终选取2005—2019年281个地级以上城市构建面板数据。数据来源为CEIC数据库、中经网数据库以及《中国城市统计年鉴》，对部分缺失的城市数据通过均值法、插值法补充。

3 实证结果与分析 3.1 基准回归

基准回归模型中包括时间、地区双重固定效应，表 3为基准回归结果，第（1）~（4）列仅考虑核心解释变量FTZ对被解释变量的影响，第（5）~（8）列进一步纳入控制变量。所有回归结果显示，FTZ的估计系数在1% 的显著性水平下为负。第（5）~（8）列回归结果表示，相较于对照组城市，自贸区使片区城市的工业二氧化硫排放量下降0.485%，工业废水排放量下降0.504%，工业烟粉尘排放量下降0.711%，综合环境污染指数下降0.057，说明自贸区能够显著抑制地区环境污染，本文假说1得以验证。

3.2 内生性问题

自贸区片区批复设立的过程并非完全随机，片区城市的选定与环境污染之间可能存在反向因果关系。而且遗漏变量也会导致回归结果的不一致性。因此，本文采用工具变量来缓解上述内生性问题。工具变量既要与自贸区片区设立高度相关，又不对当前的环境污染情况产生直接影响。为满足此原则，同时又避免因选取特定的工具变量而造成结论的偶然性，本文分别选取地区河流密度（IV1）、1992—1996年城市夜间灯光亮度平均值（IV2）以及地区在1840—1909年是否为通商口岸（商埠）（IV3）作为工具变量。考虑到IV1、IV2、IV3均为截面数据，本文将工具变量与政策时间（time）虚拟变量相乘，并通过两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计，模型如下：

(2)

(3)

公式（2）、公式（3）分别为第一、第二阶段的回归模型，第一阶段将自贸区（FTZ）分别对IV1、IV2、IV3回归，得到FTZ*，然后在第二阶段考察FTZ* 对环境污染的影响。

表 4（1）~（3）列分别表示IV1、IV2、IV3的2SLS的第一阶段回归结果，回归系数都与核心解释变量在1% 的水平上显著正相关，表明设立地区河流密度越大、夜间灯光亮度值越高，以及曾经被设立为通商口岸的地区成为自贸区片区城市的可能性也越大，满足工具变量的相关性；表 4（4）~（6）列分别为IV1、IV2、IV3的2SLS的第二阶段回归结果，可见利用工具变量缓解内生性问题后，自贸区对环境污染的抑制作用更加明显。另外，C-D Wald F值大于Stock-Yogo检验10% 水平上的临界值16.38，说明不存在弱工具变量问题，识别不足检验的P值全部为0，说明不存在识别不足问题。上述结果显示，在考虑内生性问题后，自贸区依然能够显著抑制地区环境污染，基准回归结果稳健可信。

3.3 机制检验

既往文献较多采用中介效应模型做机制检验，但中介效应模型存在内生性偏误和部分渠道识别不清等问题 ^[40]。对此，本文参照江艇 ^[40]的做法。并且考虑到机制检验中可能存在的内生性问题，同时参考谢文栋 ^[41]的做法，引入工具变量作为辅证，辅证模型如公式（4）所示：

(4)

公式（4）中FTZ* 是核心解释变量对工具变量回归得到的预测值，Mechit为机制变量。表 5为地区产业结构、绿色创新能力、地区经济集聚的机制检验结果。由表 5中回归系数可知，核心解释变量在1% 的显著性水平上显著为正，说明自贸区能够通过优化地区产业结构、提高地区绿色创新能力以及促进地区经济集聚来抑制地区环境污染。假说1得以验证。

3.4 稳健性检验 3.4.1 平行趋势检验

双重差分法的应用前提是在政策实施前，实验组和对照组在被解释变量的变动趋势上应该是无显著差异的。对此，本文采用事实研究法检验，设定模型如下：

(5)

本文参照吉赟和杨青（2020）的做法，用 表示本文定义的虚拟变量FTZ-4至FTZ3，分别代表政策试点前4年~ 前1年、政策试点当年、政策试点后1年~ 后3年，将上述虚拟变量带入式（5），检验结果如图 2所示。政策试点前4年~ 前1年所对应的系数均不显著，说明在自贸区政策之前，实验组和对照组的综合环境污染指数的变动趋势没有显著差异，平行趋势假设成立。而在政策试点后的第1年~ 第3年，估计系数显著为负，反映了自贸区对地区环境污染的抑制作用。

3.4.2 得分匹配—双重差分法检验

利用倾向得分匹配（PSM）先对基础样本进行配对，为实验组匹配到合适的对照组，然后再利用双重差分法（DID）进行基准回归。本文利用Logit模型估计倾向得分，选择一对一近邻匹配法、核匹配法、半径匹配法对实验组进行逐年匹配。重新匹配后，不同变量实验组和对照组样本均值差异的p值绝大部分在10% 的水平上不显著，说明实验组和对照组没有显著差异，实验组和对照组具有较强的可比性。再根据匹配后的实验组和对照组重新进行基准回归，回归结果分别如表 6第（1）~（3）列所示。可以发现，FTZ的估计系数在1% 的显著性水平上负向显著，再次说明自贸区能够显著抑制地区环境污染。

3.4.3 安慰剂检验

为排除时间层面的偶然因素对回归结果的影响，本文改变自贸区政策的获批时间，用虚假的政策变量代替FTZ进行回归。如表 7（1）~（3）所示，虚假的政策变量的系数均不显著，说明基准回归结果是稳健的。

为避免不可观测的遗漏变量对基准回归结果产生影响，本文首先从城市层面进行安慰剂检验。做法是在样本中随机选取35个城市（与真实成为自贸区片区的城市数量相同）作为虚假的实验组城市，其他城市作为虚假的对照组城市，然后得到虚假的自贸区对地区环境污染影响的估计系数值。将上述过程重复500次，得到500个估计系数及其对应的p值，估计系数及p值情况如图 3所示。由图 3可知，估计系数落在0值附近，服从正态分布，并且回归结果不显著。另外，基准回归结果-0.057远离虚假回归分布，再次印证实验组安慰剂检验的回归结果是虚假的。

3.4.4 排除其他政策干扰

在样本期间内，其他节能减排政策会产生政策叠加效应，从而对回归结果造成干扰。对此本文在基准回归中加入与环境污染治理相关的试点政策虚拟变量，以此考察在控制其他政策干扰后，自贸区政策与环境污染的因果关系。相关试点政策包括：碳排放权交易试点、排污权交易试点、低碳城市试点。回归结果如表 7（5）~（8）所示，在控制其他干扰性政策后，FTZ依然在1% 水平上显著为负，同时系数值与基准回归结果接近，表明其他减排政策没有对自贸区与环境污染的抑制作用产生影响，研究结果稳健。

3.5 异质性分析

考虑到行政级别较高的城市在要素禀赋、经济自主性、立法权政策倾斜等方面具备优势，可能会更高效地推进自贸区建设和配套政策的落地，从而更有利于自贸区发挥抑制环境污染的作用；但也可能因多方面政策倾轧导致资源配置失衡，从而削弱自贸区抑制环境污染的优势。另外，我国不同区域发展差异较大，不同地区的自贸区建设对环境污染的影响也可能存在较大区别。对此，本文从地理区位及行政级别两个维度进行异质性分析。在地理区位上，将实验组城市分为东部城市和中西部城市；在行政级别上，将实验组城市分为副省级以上城市[包括直辖市、省会（自治区首府）、副省级城市] 和普通城市。之后分别构建虚拟变量（city）与FTZ相乘，当满足对应的城市类型时，city取值为1，否则为0。表 8第（1）~（4）列分别表示东部城市、中西部城市、副省级以上城市、普通城市的回归结果。

相对于东部实验组城市，中西部实验组城市在抑制环境污染方面表现更为优异。对此，本文认为可能的原因是，一方面，在工业化进程中，中西部地区承接了东部地区转移的污染性产业；另一方面，与东部城市相比，中西部城市经济发展大多以能源和资源型产业为主导，资源依赖度高，生态环境相对脆弱，两方面因素导致中西部城市的环境污染程度更为严重。因此，相对于东部试点城市，中西部试点城市抑制地区环境污染的边际作用更强。位于普通城市的自贸区片区抑制地区环境污染作用不显著，而副省级以上城市的自贸区片区能够在5% 的显著性水平上对地区环境污染起到抑制作用。前文的猜想得以验证，即副省级以上城市政策执行力更强，配套设施更完善，有助于高效发挥自贸区抑制环境污染的作用。

3.6 溢出效应检验

本文借鉴Chagas等 ^[43]的方法，构建空间杜宾—差分（SDM-DID）模型来检验溢出效应，模型设定如下：

(6)

式（6）中，W_ij表示空间权重矩阵；ρ为空间滞后系数。本文利用莫兰指数来检测被解释变量的空间相关性。莫兰指数均为正值，且对应p值至少小于0.05，说明地区环境污染存在空间自相关，能够进行空间计量分析。

空间溢出效应检验结果如表 9所示，FTZ对EFI的估计系数在1% 的显著性水平上显著为负，说明自贸区政策在空间上能够抑制地区环境污染。为验证自贸区试点片区对邻近地区环境污染的影响，本文将空间效应分解为总效应、直接效应、溢出效应。由表 9（1）可知三种效应的估计系数均为负值，并在1% 的显著性水平上显著，说明自贸区试点政策不仅会抑制本地区的环境污染，而且具有空间溢出效应，能够对邻近地区的环境污染产生一定的抑制效果，假说2得以验证。另外，本文更换空间矩阵类型，并将SDM-DID模型更换为空间计量—差分（SAR-DID）模型来做空间溢出效应的稳健性检验，结果如表 9（2）~（5）所示，可见自贸区的空间溢出效应依然存在。

3.7 与“一带一路”倡议联动效应检验

为考察自贸区与“一带一路”倡议在抑制环境污染的联动效应，本文将城市样本量缩小为受“一带一路”倡议重点影响的18个省域所辖的地级及以上城市和26个节点城市，继续考察自贸区片区城市的作用。回归系数均在1% 的水平上显著为负，说明自贸区与“一带一路”倡议在抑制环境污染，假说3得以验证。

4 结论与政策建议

本文利用中国2005—2019年281个地级以上城市的年度面板数据，通过双重差分法分析了自贸区对地区环境污染的影响及其作用机制。研究发现，自贸区政策能够显著抑制地区环境污染，在考虑内生性问题及多种稳健性检验后，该结论依然成立；自贸区通过优化地区产业结构、提高地区绿色创新能力以及促进地区经济集聚三个作用渠道来抑制环境污染；相较于东部试点城市和普通试点城市，中西部试点城市及副省级以上试点城市的抑制环境污染效果更加显著；自贸区建设具有显著的空间溢出效应，在抑制试点城市环境污染的同时，也明显遏制了邻近城市的环境污染，发挥了较强的示范作用；最后，本研究证实了自贸区与“一带一路”倡议在抑制地区环境污染方面存在联动效应。

结合研究结论，本文提出如下政策建议：

第一，继续推进自贸区政策，充分激活自贸区的环境污染抑制效应。同时优化自贸区片区布局，在符合审批条件的前提下，将片区政策向中西部城市、副省级以上城市倾斜。一方面，通过自贸区的绿色低碳发展理念来转变中西部城市对资源高依赖度的粗放型经济发展模式；另一方面，高行政级别城市要充分整合资源，防止政策倾轧，积极探索自贸区与其他环境保护政策的兼容性，由政策叠加转向政策协调，实现政策的倍增效能。

第二，优化自贸区抑制地区环境污染的多维路径。首先，加快地区产业结构优化升级。一是要加强“法治政府”建设，改善自贸区契约执行环境，提升服务性产业比重。二是促进自贸区在金融领域的开放创新以及贸易便利化。其次，不断提高地区绿色创新能力。一是要优化自贸区的创新环境，促进企业良性竞争。二是要做好风险监控防范，为绿色创新做好制度保障。三是要完善多元化纠纷解决机制，有效保护创新成果，避免企业间恶性竞争。最后，促进地区经济集聚。一要深化金融国际化市场化改革，促进资本跨境流动。二要积极推进“服务政府”“监管政府”建设，加快自贸区市场化进程，促进生产要素集聚。

第三，加强区域合作，共享溢出效应，构建自贸区片区与邻近地区环境污染协同治理机制，推动绿色经济融合发展。一是要发挥自贸区的辐射带动作用。二是要优化自贸区改革经验的复制推广模式，使邻近地区能够去粗取精、因地制宜地学习借鉴自贸区的先进经验。

第四，提高自贸区建设对国家重大战略的服务意识，促进与“一带一路”倡议建设的联动作用，以自贸区为依托，开展跨域跨国污染治理合作。加强自贸区片区城市与“一带一路”倡议沿线国家在清洁能源、高端制造、信息技术等方面的合作，促进新技术与传统产业融合发展。积极吸引“一带一路”倡议沿线国家的低能耗、低污染的绿色清洁产业落地自贸区，从而优化片区的产业结构，降低环境污染。