自贸试验区建设对城市经济高质量发展的影响

雷晔雯　杨栋旭

关键词：自贸试验区;高质量发展;绩效评估;多期双重差分法;空间效应

中图分类号：F125. 4 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2024）03-0084-10

一、问题提出

党的二十大报告强调，高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务。现阶段，我国正处于经济体制改革的重要时期，经济发展也步入了由“量”到“质”变革的深水区，而实现更高水平和更深层次的对外开放是当今经济高质量发展的重要环节。设立自贸试验区作为我国在新时代全面深化改革和构建高层次开放型经济体系的重大战略举措，其核心在于通过深化行政管理体制改革、提升贸易投资便利化、深化金融和服务领域创新以及改善营商环境，鼓励国际贸易和双向投资，形成产业集聚释放规模效应，加快技术的国际流动和外溢，进而推动经济高质量发展。现有研究中，学者们围绕自贸试验区建设的经济效应进行了大量研究，发现自贸试验区建设不仅能显著促进所在地区经济增长[1] 、出口规模扩张[2] 和外资流入[3] ，还有助于推动所在地区产业结构升级[4] 和企业技术创新[5] ，同时也会对所在地区的绿色发展产生显著影响[6] 。鉴于经济高质量发展内涵丰富，不同于以上文献仅从单一视角考察自贸试验区建设的经济质量效应，少数文献通过构建经济高质量发展的综合指标，研究发现自贸试验区建设对地区经济高质量发展存在显著促进作用[7] 。但遗憾的是，此类研究并未考察这一促进作用是否存在以替代和挤出周边邻近地区经济发展为代价的空间效应[8] ，同时缺乏对政策评估过程中模型内生性问题的足够重视。此外，还有学者指出，自贸试验区建设过程中会存在因国际贸易和投资带来的负向冲击、供应链断供影响经济平稳增长、技术规则对产业升级的低端锁定、“规制俘获”阻碍经济绿色发展以及“政策洼地”加剧区域经济失衡等多重风险[9] 。因此，自贸试验区是否如预期那样能够推动所在地区经济高质量发展呢？ 如果能，其内在作用机制是怎样的？ 自贸试验区的实施效果是否存在地区间差异？ 对相邻地区经济高质量发展的影响又如何？ 以上问题仍值得进一步深入考察。而对于这些问题的回答，不仅有助于更加准确评估和认识自贸试验区的建设成效，而且对我国进一步完善自贸试验区建设和推动经济高质量发展具有重要的现实意义。

基于此，本文将国家在各地区设立自贸试验区视为一项准自然实验，利用2005—2019 年中国275 个城市的面板数据，重点考察自贸试验区设立对所在城市经济高质量发展的影响效应及作用机制。较之现有文献， 本文可能的边际贡献为：（1）从创新、协调、绿色、开放、共享五个维度测算城市经济高质量发展水平，并采用多期双重差分法和工具变量法检验自贸试验区政策对所在城市经济高质量发展的影响，进一步丰富了自贸试验区经济效应的研究。（2）结合自贸试验区制度创新实践，从制度效应、投资效应、贸易效应和金融效应四个方面，提炼自贸试验区建设推动所在城市经济高质量发展的内在机制并进行了实证检验，为识别自贸试验区制度创新助推经济高质量发展提供了经验证据。（3）除了评估自贸试验区建设对所在城市经济高质量发展的总体效应和多种异质性效应外，本文还进一步利用空间双重差分模型检验自贸试验区建设对相邻城市经济高质量发展的影响，有助于更加全面评价自贸试验区政策的实施成效。

二、理论分析

建立自贸试验区是我国新时代推进改革开放的重大战略举措，其主要目的是让自贸试验区承担改革开放排头兵、创新发展先行者的职责，先在自贸试验区里面探索新途径、积累新经验，然后为全国的改革开放、创新发展积累经验。目前，全国已有22 个自贸试验区，各自贸试验区在成立时间、地理区位、资源禀赋和产业布局等方面均存在一定的差异。但就总体建设方案来看，各自贸试验区的主要发展目标比较一致，基本可以归纳为四个方面的内容：一是深化行政管理体制改革，加快政府职能转变，创新监管模式，优化服务体系;二是基于准入前国民待遇和负面清单制度，扩大投资领域的开放;三是推动贸易转型升级，提升贸易便利化水平;四是深化金融和服务业领域的开放创新，推动人民币国际化。由此，围绕自贸试验区上述四个主要发展目标，本文将自贸试验区建设促进经济高质量发展的作用渠道归纳为制度效应、投资效应、贸易效应和金融效应四个方面。

首先，自贸试验区建设可以通过制度效应促进经济高质量发展。自贸试验区建设的一项重要任务是深化行政审批制度改革，加快转变政府职能，全面提升行政监管水平。自贸试验区通过落实上述任务，有助于政府部门提升行政效率、改善服务水平，进而对区内经济高质量发展产生积极影响。具体表现为：第一，政府部门服务意识的强化和行政效率的提升，可以减少对区内企业市场行为的不当干预，降低企业面临的制度性成本，从而有助于企业生产运营效率的提升。第二，政府行政效率和服务质量的提高，还有助于区内营造良好的营商环境，进而吸引更多企业入驻区内，企业之间通过竞争效应、协作效应及学习效应等渠道进一步促进自身生产效率提升[10] 。第三，政府通过深化“放管服”改革和完善以信用监管为核心的事中事后监管体系，有助于降低区内企业面临的政策不确定性，促进企业加大研发创新投资，持续提高自身核心竞争力[11] 。第四，政府通过提升行政办事效率、减少腐败、实施公正的制度等改善政府服务质量，可以显著提高居民幸福感。第五，自贸试验区内政府通过鼓励和引导企业积极开展绿色技术创新，还有助于改善环境质量。可见，自贸试验区通过深化行政审批制度改革，加快转变政府职能，提升公共服务水平，可以从多个方面促进区域社会福利增加，推动地区经济高质量发展。

其次，自贸试验区建设可以通过投资效应促进经济高质量发展。一方面，自贸试验区建设可以通过吸引外资流入推动地区经济发展质量提升。具体机理表现为：在外资市场准入方面，自贸试验区通过落实准入前国民待遇加负面清单管理制度，大幅放宽市场准入，可以显著降低外资进入门槛，扩大外资进入的行业领域以及保护外资的合法权益，从而吸引更多外資向区内集聚。在外资商事登记备案方面，自贸试验区通过推行“一站式”政府行政审批服务，可以有效降低外资设立过程中的交易成本，增加外资入驻意愿。在外资监管方式方面，自贸试验区取消事前审批加强事中事后监督的制度创新，有助于进一步优化营商环境，促进市场公平，激发外资活力。此外，自贸试验区内实行限额内资本项目可兑换制度，通过赋予投资主体更大自主权，可以增强外国投资者信心，吸引更多外资流入[9] ，进而带来更多前沿技术和管理经验，促进地区经济发展质量的提升。另一方面，自贸试验区建设还可以通过促进对外投资带动地区经济高质量发展。主要原因在于，自贸试验区通过优化境外投资管理方式，强化对重点国别区域和重点产业方向的政策引导，以及实行投融资汇兑便利制度等投资便利化政策措施，可以减少区内企业开展跨境投资的障碍，推动本土企业“走出去”，加大对国外先进技术、知识和管理经验的获取，进而借助逆向溢出效应推动国内经济发展质量的提升[12] 。

再次，自贸试验区建设可以通过贸易效应促进经济高质量发展。一方面，自贸试验区通过实行以“单一窗口”为代表的多种贸易便利化措施，可以大幅降低区内企业贸易成本，扩大企业进出口规模，产生规模经济效应和改善贸易结构，进而促进地区经济高质量发展。其中，自贸试验区贸易便利化建设带来的出口规模扩张，不仅可以直接带动经济增长，还能通过规模经济效应和“出口学习效应”增强企业国际竞争力，助推地区经济发展质量提升。自贸试验区通过实施负面清单制度和提升进口贸易便利度等措施，既有助于扩大进口商品和服务种类，更好地满足国内消费者多样化需求，增加社会福利[13] ;又有助于促进更多中间品进口，在补足国内经济发展短板的同时，进一步优化贸易结构、推动产业升级和技术进步[14] 。另一方面，自贸试验区通过积极推动贸易模式创新，如在政策和资金层面大力支持实体经济发展离岸贸易、跨境电商等新型贸易业态，不仅可以进一步拓展贸易空间、提升贸易效率，还有助于提升地区在全球产业链供应链价值链中的地位与全球资源配置能力，而这些也有利于地区经济高质量发展。

最后，自贸试验区建设可以通过金融效应促进经济高质量发展。具体作用机理表现为：第一，自贸试验区通过开展境内外资金汇兑便利制度、深化外汇制度和利率市场化改革以及放松跨境资本流动和资本项目管制等，从制度层面进一步扩大金融领域开放，提升企业投融资便利化水平，提高金融资源配置效率[15] ，同时吸引更多外资企业入驻，进而助力实体经济高质量发展。第二，自贸试验区通过积极利用数字科技手段进行金融科技创新，大力发展数字金融，有利于提高金融服务效率，管控金融风险，强化服务实体经济的能力，进而帮助企业在投融资、生产运营及决策等方面提高效率，驱动企业加快技术创新[16] ，助推地区经济发展质量提升。第三，自贸试验区通过构建激励制度鼓励金融产品创新，包括积极研发和应用外汇和人民币的衍生产品与绿色金融产品等，不仅能增加可供选择的金融商品种类，更好地满足不同企业主体的投融资需求;还可以提高金融市场的资源配置效率，直接降低企业流动性风险和融资成本，促进企业技术创新，进而有助于地区经济高质量发展。

综上分析，本文提出如下研究假说：

假说H₁：自贸试验区建设对所在城市经济高质量发展存在显著促进作用。

假说H₂：自贸试验区建设可以通过制度效应、投资效应、贸易效应以及金融效应等对所在城市经济高质量发展产生促进作用。

三、研究设计

（一）模型设定

本文将自贸试验区设立视为一项准自然实验，采用双重差分法（DID）检验其对地区经济高质量发展的影响。借鉴相关研究的做法[17] ， 设立如下模型：

使用双重差分（DID）方法的一个重要前提假设是，政策冲击需要满足外生性。但现实情况是，自贸试验区作为国家重大开放战略，通常是根据城市地理区位、经济发展基础以及产业发展水平等多重因素综合考虑后的结果，不具备严格的随机性，而可能存在“自选择效应”。例如，最早设立的两批自贸试验区均属于沿海省份，对外开放程度位于全国前列。在此情况下，若直接将设立自贸试验区和未设立自贸试验区的城市样本共同回归，便可能存在“样本选择性偏差”，估计结果也会发生偏误。为尽可能缓解上述问题，本文选择使用倾向得分匹配（PSM）方法为设立自贸试验区的处理组城市找到具备良好比较性的控制组城市，然后再使用DID 方法进行估计。需要说明的是，除了经济发展水平（Pergdp）、固定资产投资（Invest）、人力资本（Hum）、政府规模（Gov）和交通设施（Infra）外，还选取地区人口规模（Pop）和是否拥有规模以上港口（Port）作为协变量，匹配方法使用一对一近邻匹配。

（二）变量选取

1. 被解释变量。经济高质量发展水平（EHQ），鉴于高质量发展内涵非常丰富，涵盖政治、经济、社会、文化、生态等多方面的内容，单一指标很难予以准确测度。因此，同已有多数文献做法一致，以“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念为基础，构建城市经济高质量发展水平的评价指标体系（见表1），并采用熵值法进行测算。

2. 核心解释变量。自贸试验区（FTZ），该指标是虚拟变量，如果城市i 在t 年正式成立自贸试验区，则第t 年及以后FTZ 的取值为1，否则为0。

3. 控制变量。（1）经济发展水平（Pergdp），采用人均GDP 的自然对数衡量，用于控制经济发展水平对地区经济增长质量的影响;（2）固定资产投资（Invest），采用固定资产投资总额的自然对数衡量，用于控制国内固定资产投资对地区经济高质量发展的影响;（3）人力资本（Hum），采用教育事业支出占GDP 的比值作为代理变量，用于控制人力资本因素对地区经济高质量发展的影响;（4） 政府规模（Gov），采用财政支出与GDP 的比值衡量，用于捕捉政府因素在地区经济高质量发展过程中的作用;（5）交通设施（Infra），采用人均实有铺装道路面积作为代理变量，用于捕捉交通基础设施对地区经济高质量发展的影响。

（三）数据说明与描述性统计

本文数据来源主要为《中国城市统计年鉴》，部分指标缺失数据从《中国区域经济统计年鉴》《中国交通运输统计年鉴》、各省区市国民经济和社会发展统计公报以及国家统计局等手工整理获取。基于数据可得性，为尽可能保证统计口径相同和样本数据的完整，使用插值法对个别缺失数据进行填补，最终获得2005—2019 年275 个地级及以上城市的平衡面板数据。

四、实证結果与分析

（一）基准估计结果

表2 为使用PSM-DID 方法的基准估计结果。根据Hausman 检验结果，采用固定效应模型更加合适，作为对比，列（4）也汇报了随机效应模型的估计结果。列（1）只引入自贸试验区的虚拟变量FTZ，列（2）引入控制变量，列（3）进一步引入城市固定效应和年份固定效应。可以看到，三列中FTZ 的估计系数均显著为正，表明自贸试验区设立后能显著促进所在城市的经济发展质量，假说H1 得到证实。根据列（3）中FTZ 的估计系数，自贸试验区建设能使当地经济高质量发展指数提升约0. 003 9 个单位，这表明自贸试验区建设的确有助于当地经济发展质量提升，但这一促进作用相对较小，仍有待时间的检验。控制变量方面，经济发展水平、固定资产投资和人力资本与经济高质量发展显著正相关，政府规模和交通基础设施对经济高质量发展的促进作用不明显。

（二）稳健性检验

1. 平行趋势检验。双重差分的重要前提假设是，处理组与控制组在政策冲击发生前的变化趋势相同。因此，本文采用事件研究法进行平行趋势检验。具体来说，将自贸试验区设立城市处理组虚拟变量与其建立前后各年份虚拟变量生成交互项替换原有FTZ，重新对基准模型进行估计，结果如图1所示。可以看到，在政策实施前，交互项的估计系数均在0 附近且不显著，这表明在自贸试验区政策实施前，处理组城市与控制组城市的变化趋势并无明显差异，故满足平行趋势假设。在自贸试验区政策实施后，交互项的估计系数开始呈现波动上升趋势，且多数年份显著为正（为负的年份并不显著①），这说明尽管自贸试验区政策效应可能在实施过程中有所波动，但总体上仍然有助于促进所在城市经济高质量发展。

2. 安慰剂检验。本文采用随机抽取处理组进行安慰剂检验，通过从样本中随机抽取城市对本文主要结果进行安慰剂检验。本文研究样本共包括275 个城市，其中48 个为自贸试验区设立所在城市。据此，先从275 个城市中随机抽取48 个城市，将其设定为“伪”处理组城市，并将剩余城市设定为未设立自贸试验区城市，由此估计一个错误的系数β^false，再将此过程重复1000 次，产生1000个β^false。图2 汇报了1 000 次随机生成处理组的估计系数核密度及對应P值的分布。可以发现： β^false的均值分布在0 附近，且绝大部分P 值大于0. 1;同时，图2 中竖虚线代表的是实际估计系数，与安慰剂检验的估计系数存在较为显著的差异。可见，在随机分配处理组之后，自贸试验区对当地经济高质量发展的影响并不明显，从“反事实”的角度证实了自贸试验区建设确实有助于促进所在城市经济发展质量的提升。

3. 其他稳健性检验。第一，更换匹配方法。出于稳健性考虑，本文采用两种方式改变匹配方法：一是使用马氏距离匹配，二是使用核匹配②。两种匹配方法下对应的估计结果如表3 列（1）、列（2）所示，可以看到，两种匹配方法下FTZ 的估计系数仍显著为正，与基准估计结果一致。第二，基于逐年PSM 的考察。鉴于本文使用的是面板数据，为避免“自匹配”问题，采用逐年匹配的方法为各年处理组城市寻找匹配的控制组城市，相应的估计结果如表3 列（3）所示。可以看到，FTZ 的估计系数仍显著为正，与基准估计相一致。第三，考虑叠加政策的影响。考虑到除自贸试验区政策外的一些叠加政策（如开发区设立）也会影响地区经济高质量发展，所以为避免遗漏这些重要因素，本文选取国家级经济技术开发区（NETDZ） 和“大众创业、万众创新”倡议（MEII） 两个政策变量，前者取值方式与FTZ 类似， 后者由于在2014 年9 月提出， 故2005—2014 年取值为0，2015—2019 年取值为1。加入上述变量后的估计结果如表3 列（4）所示，可以看到，控制其他叠加政策的影响后，自贸试验区建设依然能够显著促进所在城市经济高质量发展。第四，更换因变量测度方法和指标。一是使用SBM-DEA 模型重新测算经济高质量发展指数（TE）③，二是改用主成分分析法重新测算经济高质量发展指数（EHQ_pca）。相应的估计结果分别汇报于表3 列（5）、列（6），可以看到FTZ 的估计系数仍显著为正，与基准估计并无二致。第五，剔除直辖市样本。为避免直辖市的特殊性导致估计结果发生明显偏误，本文将四个直辖市样本剔除后再估计，结果如表3 列（7）所示。可以发现，在去掉直辖市样本后，自贸试验区建设对城市经济高质量发展仍有显著的促进作用。

4. 内生性问题的处理。考虑到自贸试验区建设与经济高质量发展之间可能存在互为因果造成的内生性问题，本文将自贸试验区的设立作为因变量，将先前的经济发展质量作为自变量，以考察两者是否存在反向因果关系导致的内生性问题。表4列（1）估计结果显示，先前的EHQ 未通过显著性检验，表明城市经济高质量发展似乎没有导致自贸试验区的设立，即反向因果关系并不存在，由此导致的内生性问题也并不明显。选取城市夜间灯光总辐射像元值滞后一期（iv₁）和滞后二期（iv₂）以及当期降雨量（iv₃）作为城市是否被纳入自贸试验区名单的工具变量。原因在于：第一，滞后期的夜间灯光数据与经济发展水平高度相关，从而可能与是否纳入自贸试验区试点相关，符合工具变量相关性假设;同时当地的经济发展质量对前几期的夜间灯光亮度没有影响，故满足工具变量的外生性假设。第二，国家在选择自贸试验区试点过程中，可能会考虑到城市的贸易开放度，而贸易开放度越高的城市一般临近海岸、港口或河流，因此降雨量较多，选取当期降雨量符合工具变量相关性假设;同时降雨量主要是由气候和地理条件所决定，而不受经济发展质量的影响，故而又满足工具变量外生性假设。

使用工具变量的估计结果见表4 列（2）。首先，第一阶段估计结果中，三个工具变量中，iv₁、iv₃与时间分组变量post 交互项系数均在1%水平上显著为正，iv₂与post 交互项系数不显著，整体上说明了工具变量与城市是否纳入自贸试验区试点显著相关。其次，Anderson canon. corr. LM 检验、Cragg-Donald Wald F 检验的结果均显示拒绝原假设，进一步说明工具变量与内生变量之间具有较强相关性。最后，Sargan 检验对应的P 值为0. 181 1，表明不能在10%显著性水平上拒绝工具变量是过度识别的原假设，说明工具变量是外生的。相较于基准回归结果，FTZ 的估计系数从0. 0039上升至0. 0050，比原先有所提高，说明内生性问题一定程度上会低估自贸试验区对所在城市经济高质量发展的政策效应。

5. 考虑多期双重差分法估计结果的偏误问题。相关研究发现，多期双重差分法可能会由于存在“异质性处理效应”导致估计结果发生较大偏误[18] 。为此，本文参照Goodman-Bacon[19] 的DID 估计量分解方法，对处理组和对照组进行Bacon 分解，结果如表5所示。可以看到，以较早设立自贸试验区的城市作为控制组的这类“坏的控制组”所占权重仅为0. 68%，而以从未设立自贸试验区的城市作为控制组的这类“好的控制组”所占权重为94. 35%，这说明采用多期DID 模型估计自贸试验区政策效应的偏误较小，基准回归结果是稳健的。

（四）机制检验

为检验自贸试验区建设是否可以通过制度效应、贸易效应、投资效应和金融效应等方面促进所在城市经济高质量发展，本文借鉴江艇[20] 的做法，构建如下计量模型进行机制检验：

式（5）中，变量Med 表示上述四种效应的测度指标，具体的测度方法分别为：制度效应采用各市单位土地面积上公共服务从业人员数量（Inst）来衡量，原因在于该指标取值越大，表明该市公共服务水平集聚程度越高，行政效率越高;外资效应采用各市外商实际投资总额的自然对数（FDI）衡量;贸易效应采用各市进出口贸易总额的自然对数值（Trade）衡量;金融效应采用各市金融从业人员占总人数的比重（Fin）衡量。

表7 汇报了影响机制的检验结果。根据列（1）估计结果，FTZ 的估计系数在1%水平上显著为正，这表明自贸试验区建设可以有效促进所在城市行政效率提升，改善制度质量，进而对所在城市经济高质量发展产生显著促进作用。同理，列（2）至列（4）中，FTZ 的估计系数均显著为正，表明自貿试验区建设还能通过促进外资流入、扩大贸易规模、改善金融配置效率等渠道，助力所在城市经济高质量发展。综上，自贸试验区建设对所在城市经济高质量发展的制度效应、投资效应、贸易效应和金融效应均显著存在，假说H₂得到证实。

五、自贸试验区建设对城市经济高质量发展的空间效应检验

前文已经证实，自贸试验区建设能够显著促进所在城市经济的高质量发展。但是，我们仅仅考虑了自贸试验区政策实施对所在城市的直接效应，并未考虑其对周边城市的间接影响。事实上，自贸试验区设立对所在城市经济高质量发展的推动作用，可能来自本地区各类资源与要素配置效率的提升，也可能仅仅是通过吸引其他城市尤其是周边城市的资源与要素来实现的。为了回答这个问题，本文进一步采用空间双重差分法构建如下空间计量模型进行检验：

式（6）中，W 为基于城市间地理距离倒数的空间矩阵，其余变量与式（1）相同。基于空间双重差分的估计结果如表8所示。可以发现，列（1） 中FTZ 的估计系数仍然显著为正，空间项的估计系数显著为负，说明地理上越接近自贸试验区的城市，其经济发展质量在自贸试验区设立后受到的负面作用越大，该结果表明自贸试验区建设存在一定虹吸效应。此外，根据列（2） 和列（3） 的估计结果，自贸试验区建设对所在城市经济高质量发展的直接效应为正，但对邻近城市经济高质量发展的间接效应为负，这再次表明自贸试验区建设会汲取邻近城市的资源与要素，造成资源的挤占，进而对周边邻近城市经济发展质量产生一定程度的虹吸效应。

六、结论与政策建议

本文将自贸试验区设立视为一项准自然实验，以2005—2019 年275 个城市为研究样本， 使用PSM-DID 方法评估自贸试验区建设对经济发展质量的影响效应及作用机制。主要结论为：（1）自贸试验区建设能够显著促进所在城市经济高质量发展。（2）分地区看，内陆地区自贸试验区对所在城市经济高质量发展的促进作用强于沿海地区;在沿海地区中，自贸试验区建设对所在城市经济高质量发展的促进作用在长三角地区更加突出。（3）分批次看，相较于第二批和第四批自贸试验区，第一批和第三批自贸试验区建设更加显著促进了所在城市经济的高质量发展。（4）机制检验表明，自贸试验区建设能够通过制度效应、投资效应、贸易效应及金融效应等促进所在城市经济高质量发展。（5）空间DID 模型检验表明，自贸试验区建设在促进所在城市经济高质量发展的同时，也会对相邻城市的经济发展质量产生虹吸效应。

根据上述研究结论，本文政策建议如下：第一，积极落实自贸试验区提升战略，以更高水平开放推动经济高质量发展。对标世界高水平自贸区，继续深化行政管理体制改革，创新政府监管模式，优化服务体系，着力推进金融领域开放创新，营造透明宽松的一流国际营商环境，提升贸易和投资自由化便利化水平，打造“制度创新高地”，以更高水平的对外开放助力经济高质量发展。第二，立足地区特点，推动不同自贸试验区因地制宜发展。随着国内自贸试验区数量越来越多，各地亟需立足自身特色，探索自贸试验区的差异化发展路线。各地应聚焦产业特色，立足自身比较优势，主动对标国际高标准规则体系，着力推进制度集成创新，同时加强与经济园区、海关特殊监管区域等经济功能区的联动发展，探索符合自身特色的自贸试验区建设之路。第三，注重地区间协调发展，释放自贸试验区对周边地区经济发展的外溢效应。本文研究表明，自贸试验区建设会对周边邻近地区的资源与要素产生虹吸效应，进而对地区间协调发展产生一定负面作用。由此，对于自贸试验区周边地区，应积极借鉴自贸试验区发展的成功经验，不断优化营商环境，提升当地贸易与投资合作水平，增强自身经济竞争力;同时还应主动与自贸试验区进行政策对接，构建产业间的双向互动关系，更好承接和吸收自贸试验区建设的辐射和带动效应。

责任编辑：关华