自由贸易试验区试点政策对城市共同富裕的影响机制研究

doi:10.12677/ecl.2025.1441139

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自由贸易试验区试点政策对城市共同富裕的影响机制研究
Research on the Impact Mechanism of Pilot Policies in Free Trade Zones on Urban Common Prosperity

DOI: 10.12677/ecl.2025.1441139, PDF, HTML, XML,
作者: 姜萍萍, 李承隽：江苏大学管理学院，江苏镇江
关键词: 自贸区；共同富裕；数字经济；产业集聚；Free Trade Zone； Common Prosperity； Digital Economy； Industrial Agglomeration

摘要: 推进共同富裕是“十四五”期间我国经济社会发展的重要目标，如何促进共同富裕是当前亟待解决的重要问题。本研究以2003~2021年全国280个城市的面板数据为样本，分析了自贸区设立对共同富裕的影响，以及产业集聚、数字经济水平的中介效应。主要结论包括：自贸区设立显著提升共同富裕水平；自贸区设立有利于当地产业集聚和数字经济水平的提升；同时产业集聚和数字经济水平在自贸区设立和共同富裕水平之间起中介作用。这些研究结果为自贸区政策的制定和实施提供了重要的参考，同时也为理解自贸区在共同富裕水平的作用机制提供了深入的理论支持。

Abstract: Promoting common prosperity is an important goal of China’s economic and social development during the 14th Five-Year Plan period, and how to achieve common prosperity is an urgent issue that needs to be addressed. This study employs panel data from 280 cities across China from 2003 to 2021 to examine the impact of free trade zone (FTZ) establishment on common prosperity, as well as the mediating effects of industrial agglomeration and digital economy levels. The main conclusions are as follows: the establishment of FTZs significantly enhances the level of common prosperity; FTZ establishment is conducive to promoting local industrial agglomeration and improving the level of the digital economy; and both industrial agglomeration and digital economy levels play a mediating role between FTZ establishment and the level of common prosperity. These research findings provide important references for the formulation and implementation of FTZ policies and offer in-depth theoretical support for understanding the mechanisms through which FTZs influence common prosperity.

文章引用：姜萍萍, 李承隽. 自由贸易试验区试点政策对城市共同富裕的影响机制研究[J]. 电子商务评论, 2025, 14(4): 2338-2347. https://doi.org/10.12677/ecl.2025.1441139

1. 引言

中共第二十届三中全会强调，全面深化改革，建设更高水平开放型经济新体制，优化区域开放布局，是推进高质量共建“一带一路”机制的关键举措。实现共同富裕是改善民生、促进社会和谐的重要途经。自党的十八大以来，我国在推动共同富裕方面取得了显著成就，但仍面临诸多新挑战。首先，国内经济社会发展的不平衡和不充分问题依然存在，城乡和区域间的发展差距依旧明显；其次，随着国家进入新的发展阶段，共同富裕的具体内涵和实现路径亟需进一步明确和优化。如何扎实推进共同富裕，以经济要素、新质生产力赋能我国共同富裕发展，已成为学界关注的焦点。党的二十大报告对自贸区提出了新要求，强调各自贸区需要展现新的作为，并要“实施自由贸易试验区提升战略”，以实现全体人民共同富裕的最终价值目标。《2022年中国自由贸易试验区发展报告》展示了自贸区在制度创新、税收优惠等方面的积极成效。自贸区通过制度创新和政策优势，不仅促进了产业升级和经济的高质量发展，而且还着重于民生改善和公共服务的均等化。

因此，本研究结合经济要素与科技发展双重驱动视角，聚焦共同富裕，利用准自然实验科学评估了城市层面自贸区的设立对共同富裕的影响机制，并探讨自贸区如何通过促进数字经济和产业集聚推动共同富裕的实现。这一研究对完善我国共同富裕的政策体系，以及推动共同富裕的具体实践，具有重要的理论和实践意义。

2. 文献综述

现有研究主要聚焦于自贸区设立对于区域经济以及经济质量高质量发展的影响。大多数学者认为，自贸区设立有助于推动区域经济发展。Chauffour和Maur认为自贸区可以促进生产要素自由流动，打破贸易壁垒，推动经济发展[1]。Venables指出自贸区通过降低贸易成本和扩大市场范围，推动了区域内产业贸易快速发展[2]。然而，部分学者认为自贸区设立可能会加剧地区间的不平衡发展，缪尔达尔提出“回波效应”认为自贸区的设立会阻碍区域内外资源和贸易的流通，甚至对社会稳定构成一定威胁[3]。Polaski研究发现自贸区的设立拉大了美国国内工资差距，穷人越穷，富人越富[4]。然而国内外鲜少学者研究自贸区设立对于城市共同富裕、国家共同富裕的影响。不仅追求经济高质量发展，也要做到人民共享经济发展的成果，因此研究自贸区设立对于共同富裕具有重要意义。

3. 分析与研究假设

共同富裕的实质涵义蕴含“富裕”和“共享”两大核心要素，其实现须在高品质发展的轨道上，逐步缩小城乡、区域及不同群体之间的收入差距[5]。国家政策的有力支持对共同富裕的实现至关重要。一方面，自贸区的设立可以提升经济富裕程度。自贸区的设立直接拉动了区域内的经济活动[6]，提高了地区生产总值。自贸区通常会吸引薪酬丰厚的企业与行业，从而增进了居民的工资水平和生活质量[7]。另一方面，自由贸易试验区的设立有助于提高经济共享水平。目前我国农村地区的发展建设远远落后于城市，区域经济发展不均衡。自贸区的设立改善了教育、医疗等基础设施，直接提升了全体居民的生活水平，确保财富增长成果的广泛共享。因此，本文提出如下假设：

H1：自由贸易试验区直接推动城市共同富裕。

数字经济逐渐成为新时代推动共同富裕的“加速器”。自贸区通过加强数字基础设施，应用互联网、大数据等新一代信息技术，改变了自贸区经济资源要素的流通与整合，促进当地贸易自由化与公共服务均等化，为共同富裕提供经济动能[8]。同时，数字经济通过数字技术与实体经济的融合，赋能自贸区产业链升级，加快企业数字化应用与商业模式创新[9]，引导传统流通企业向供应链服务企业转型，带动当地技术融合与产业升级，促使数字技术普惠居民生活。因此，本文提出如下假设：

H3：自由贸易试验区通过提升数字经济水平间接推动共同富裕。

产业集聚是指在某一特定空间内不同产业在区域中高度集中的现象，自由贸易试验区为地区产业结构转型升级提供政策性红利。一方面，借助宽松的金融投资政策，能够减轻实体经济的资金压力；另一方面通过搭建平台，扩大试验区业务，调整腹地产业结构，实现互利共赢[10]。自贸区通过产业要素集聚，充分发挥规模效应与辐射作用，带动所在城市企业向中心集聚，形成产业联动；多产业集聚下劳动力迁入，提高该行业生产率，推动城市福利最大化，提升就业效率，助力共同富裕目标实现[11]。因此，本文提出如下假设：

H3：自由贸易试验区通过提升产业集聚水平间接推动共同富裕。

4. 研究设计

4.1. 模型设定

本文构建了多期双重差分模型探究自贸试验区设立与地区共同富裕之间的作用机理。以“自由贸易区”的正式揭牌时间为时点，即2014、2015、2017、2019、2020、2021年。文章选取前六批设立的自贸片区为研究对象，将其所在城市设为实验组，构建如下模型：

$C P_{i t} = α_{0} + α_{1} F T A_{i t} + α_{2} C o n s_{i t} + υ_{i} + μ_{t} + ε_{i t}$ (1)

其中，i代表城市，t代表年份。 $C P_{i t}$ 表示i城市t年的共同富裕程度； $F T A_{i t}$ 为自贸区虚拟变量； $C o n s_{i t}$ 为一系列控制变量； $υ_{i}$ 和 $μ_{t}$ 分别表示城市和时间固定效应； $ε_{i t}$ 为随机扰动项。

为进一步探究数字经济和产业集聚是否为自贸区的设立促进共同富裕的机制渠道，本研究在基准回归模型的基础上进行中介效应检验，模型设定如下所示：

$M_{i t} = α_{0} + α_{1} F T A_{i t} + α_{2} C o n s_{i t} + υ_{i} + μ_{t} + ε_{i t}$ (2)

$C P_{i t} = γ_{0} + γ_{1} M_{i t} + γ_{2} C o n s_{i t} + υ_{i} + μ_{t} + ε_{i t}$ (3)

其中，M表示中介变量，中介变量包含数字经济水平和产业集聚。

4.2. 变量说明

4.2.1. 被解释变量

共同富裕程度(CP)。本文从总体富裕程度和发展成果共享程度两个维度考察共同富裕程度。本研究以物质生活富裕、精神生活富裕等4个二级指标，构建了城市共同富裕程度指标体系。鉴于富裕和共享同等重要，本文采用等权重方法进行赋权，并用综合评分表示各城市共同富裕程度(见表1)。

Table 1. Common prosperity index system

表1. 共同富裕程度指标体系

一级指标	二级指标	三级指标	指标属性
总体富裕程度	物质生活富裕	人均GDP	+
	物质生活富裕	人均可支配收入	+
	精神生活富裕	公共图书馆图书藏量	+
发展成果共享程度	人群差距	收入基尼指数	-
发展成果共享程度	城乡差距	城乡人均可支配收入之比	-

4.2.2. 解释变量

自贸区设立(FTA)。本文使用城市虚拟变量与政策试点时间虚拟变量的交互项 $F T A_{i t}$ 作为解释变量，表示自贸区成立与否。

$F T A_{i t} = t r e a t \times y e a r$ (4)

其中，下标i表示城市，t表示时间。treat为城市分组虚拟变量，将实验组城市赋值为1，其余赋值为0；year为政策试点时间虚拟变量，设立当年及以后年份赋值为1，否则为0。

4.2.3. 中介变量

数字经济(DE)。本研究从互联网发展和数字金融普惠发展的角度，选取了北京大学数字普惠金融指数、每百人互联网用户数、每百人移动用户数、计算机服务和软件从业人员占比、人均电信业务总量指标构建指标体系，并运用熵值法对指标变量赋予权重，以获得数字经济综合发展指数(表2)，指数取值范围为0~10。

Table 2. Digital economy index system

表2. 数字经济指标体系

一级指标	二级指标	三级指标	指标属性
数字经济综合发展指数	互联网普及率	每百人互联网用户数	+
	移动电话普及率	每百人移动电话用户数	+
	互联网相关从业人数	计算机服务和软件从业人员占比	+
	互联网相关产出	人均电信业务总量	+
	普惠金融指数	中国数字普惠金融指数	+

产业集聚(IA)。参考杨仁发(2013)的测算方法，采用区位熵来衡量产业集聚度，从而消除区域规模差异，真实地反映地理要素的空间分布。其计算公式为：

$a g g_{i t} = (\frac{q_{i t}}{q}) / (\frac{Q_{i t}}{Q})$ (5)

其中， $a g g_{i t}$ 代表i城市t时期产业集聚指数； $q_{i t}$ 代表i城市t时期某产业的从业人员数，q为全国该产业从业人员数； $Q_{i t}$ 为i城市t时期就业人数，Q为全国就业总人数。

4.2.4. 控制变量

本文选取以下变量作为控制变量：产业结构(IND)，用第二产业占GDP比重来表示；政府干预(GOV)，用财政支出占GDP比重来表示；外商直接投资(FDI)，用外商直接投资占GDP比重来表示；金融效率(FE)，用金融机构年末贷款占存款比重来表示。

4.3. 数据来源

本文以2003~2021年覆盖全国280个城市的面板数据为样本，数据主要来自国家统计局和地方统计局官网，以及《中国统计年鉴》《中国科技统计年鉴》《中国工业经济统计年鉴》和各省市统计年鉴与统计公报，主要变量的描述性统计见表3。

Table 3. Descriptive statistics of main variables

表3. 主要变量描述性统计

变量	变量名称	变量符号	样本	均值	标准误	最小值	最大值
被解释变量	共同富裕程度	CP	5295	0.469	0.163	0.131	0.909
解释变量	自贸区是否设立	FTZ	5295	0.0325	0.187	0	1
	产业集聚	ICA	5295	0.0094	0.064	0	2.384
	数字经济水平	DE	5295	0.301	0.11	0.048	0.802
控制变量	产业结构	IND	5295	44.31	15.37	0	90.97
	政府干预	GOV	5295	0.0693	0.049	0	1.266
	外商直接投资	FDI	5295	0.0913	0.165	0	1.443
	金融效率	FE	5295	0.678	0.242	0.0598	7.076

5. 实证分析

5.1. 基准回归

基于上述构建的回归模型，本文探究自贸区试点对城市共同富裕的影响机制，结果如表4所示。控制城市和时间固定效应后，自由贸易试验区对地区共同富裕起到促进作用，假说H1成立。逐步加入控制变量后自贸区试点对城市共同富裕仍具有显著正向关系。同时，控制变量中产业结构对自贸区共同富裕程度具有显著负向影响，自贸试验区对金融资源的虹吸效应，导致大量私募股权投资、风险投资向自贸试验区集聚，金融资源的流失恶化了周边地区的创业环境，对当地产业结构升级带来压力，阻碍了共同富裕的进展。此外，外商直接投资对共同富裕程度起到显著推动作用，自贸区的设立实质上吸引了众多外资，尤其是挂牌较早的上海、天津、广州等地，外资注入推动企业转型升级，催生新型市场机会，助力经济强劲增长。

5.2. 平行趋势检验

本文采用事件分析法进行平行趋势检验，以确保处理组与对照组在政策实施前因变量的经济效应变化趋势一致。本研究将自贸区试点的当年作为基准年份，在模型中加入处理前各年度虚拟变量与处理变量的交互项，结果如图1所示，自贸区政策实施前的交互项系数基本不显著，且实验组与对照组具有相同趋势，说明试点区与非试点区在政策实施前无显著差异。从2014年起试验区经济效应显著上升，与对照组趋势发生显著偏离，证明平行趋势检验成立，随着时间的推移自贸区试点政策对区域共同富裕的政策提升效应逐步增强。

Table 4. Benchmark regression results

表4. 基准回归结果

VARIABLES	(1) CP	(2) CP	(3) CP	(4) CP	(5) CP
FTZ	0.256^***	0.239^***	0.219^***	0.225^***	0.207^***
	(21.05)	(19.61)	(17.97)	(18.96)	(17.48)
IND		−0.001^***	−0.001^***	−0.002^***	−0.001^***
		(−9.53)	(−7.44)	(−11.03)	(−10.66)
GOV			0.488^***	0.426^***	0.428^***
			(10.97)	(9.81)	(9.96)
FDI				0.227^***	0.226^***
				(17.85)	(17.99)
FE					0.090^***
					(10.61)
Constant	0.461^***	0.521^***	0.475^***	0.480^***	0.417^***
	(210.28)	(78.27)	(60.88)	(63.33)	(43.44)
Observations	5295	5295	5295	5295	5295
R-squared	0.077	0.093	0.113	0.163	0.181
F test	0.00001	0.00001	0.00001	0.00001	0.00001
R²_a	0.0771	0.0925	0.112	0.163	0.18
F	443.1	270.7	224.7	258.3	233.4

注：^***、^**、^*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。括号内数值代表t统计量，以下各表同。

Figure 1. Parallel trend test from 2006 to 2019

图1. 2006~2019年平行趋势检验

5.3. 机制检验

本研究基于中介效应模型进一步检验数字经济水平与产业集聚在自贸区设立对共同富裕影响路径中的中介效应，结果如下表所示。表5列(1)显示自贸区设立对数字经济水平具有显著正向作用。基准回归模型中加入数字经济后，自贸区设立显著提高共同富裕水平，说明自贸区设立能够通过提升数字经济水平从而推进共同富裕。假设H2成立。数字经济快速发展为自贸区深化投资贸易便利化改革注入活力，有利于加强区域协同，提高自贸区创新水平，助力经济发展。

Table 5. Test of the mechanism of digital economy

表5. 数字经济的作用机制检验

VARIABLES	(1) DE	(2) CP	(3) DE	(4) CP
FTZ	0.154^***	0.153^***	0.129^***	0.129^***
	(20.74)	(14.72)	(17.38)	(12.60)
DE		0.577^***		0.507^***
		−31.05		−27.37
IND			−0.001^***	−0.001^***
			(−13.18)	(−6.26)
GOV			0.292^***	0.270^***
			(9.78)	(6.66)
FDI			0.084^***	0.180^***
			(9.63)	(15.21)
FE			−0.004	0.090^***
			(−0.70)	(11.36)
Constant	0.295^***	0.289^***	0.327^***	0.252^***
	(197.79)	(49.55)	(49.13)	(23.29)
Observations	5295	5295	5295	5295
R-squared	0.075	0.226	0.139	0.286
F test	0.00001	0.00001	0.00001	0.00001
R²_a	0.075	0.226	0.138	0.285
F	430.1	774	170.7	352.9

表6列(1)显示，自贸区设立对产业集聚具有显著正向作用。列(2)、(4)在基准回归模型中加入产业集聚后，自贸区设立显著提高共同富裕水平，说明自贸区设立能够通过提升产业集聚从而推进共同富裕。假设H3成立。自贸区的设立一方面推动区域内企业转型升级，经济增长；另一方面通过跨区域协同，实现各自贸区的产业升级，促进我国区域共同富裕。

5.4. 稳健性检验

为考察本文评价方法和指标解释能力的稳健性，本文采取替换被解释变量的方法进行稳健性检验。首先将被解释变量共同富裕水平替换为人均可支配收入进行逐步回归分析，结果如表7所示，前后对比自变量的系数与显著性没有显著变化，表明本文的结论具有稳健性。

Table 6. Test of the mechanism of industrial agglomeration

表6. 产业集聚的作用机制检验

VARIABLES	(1) ICA	(2) CP	(3) ICA	(4) CP
FTZ	0.069^***	0.222^***	0.068^***	0.177^***
	(15.78)	(20.01)	(14.93)	(16.35)
ICA		0.298^***		0.261^***
		(8.77)		(8.12)
IND			−0.001^***	−0.001^***
			(−0.57)	(−10.60)
GOV			0.026	0.411^***
			(1.41)	(9.64)
FDI			0.017^***	0.218^***
			(3.28)	(17.48)
FE			0.002	0.088^***
			(0.49)	(10.40)
Constant	0.007^***	0.458^***	0.004	0.417^***
	(7.54)	(209.13)	(0.89)	(43.78)
Observations	5295	5295	5295	5295
R-squared	0.045	0.098	0.047	0.195
F test	0.00001	0.00001	0.00001	0.00001
R²_a	0.0448	0.0981	0.0465	0.194
F	249.1	288.9	52.67	213.2

Table 7. Replace the core variable regression analysis results

表7. 替换核心变量回归分析结果

VARIABLES	(1) LnPGDI		(2) LnPGDI		(3) LnPGDI	(4) LnPGDI	(5) LnPGDI
FTZ	0.942^***		0.871^***		0.731^***	0.734^***	0.684^***
	(17.94)		(16.55)		(14.17)	(14.29)	(13.31)
IND			−0.005^***		−0.003^***	−0.004^***	−0.004^***
			(−9.29)		(−6.13)	(−7.35)	(−7.01)
GOV					2.994^***	2.903^***	2.907^***
					(17.90)	(17.37)	(17.51)
FDI						0.323^***	0.317^***
						(6.71)	(6.64)
FE							0.275^***
							(8.39)
Constant	9.460^***		9.683^***		9.403^***	9.409^***	9.217^***
	(1125.78)		(381.01)		(322.11)	(323.58)	(250.00)
Observations		4996		4996	4996	4996	4996
R-squared		0.061		0.076	0.132	0.14	0.152
F test		0.00001		0.00001	0.00001	0.00001	0.00001
R²_a		0.0603		0.0761	0.132	0.139	0.151
F		321.7		206.8	253.4	203	178.7

6. 结论与政策建议

6.1. 研究结论

本文基于2003~2021年全国280个城市的面板数据，综合运用多重差分模型与中介效应模型，检验了自贸区设立对共同富裕的影响路径，本文得到以下结论：第一，自贸区设立能够显著提高城市共同富裕水平，本研究的稳健性检验结果进一步验证了上述结论的可靠性；第二，自贸区设立对数字经济水平有显著促进作用，且数字经济水平在自贸区设立和共同富裕水平之间起中介作用，数字经济的发展促进信息资源的共享和流通，降低交易成本，有助于缩小地区间的经济差距；第三，自贸区设立对产业集聚有显著促进作用，且产业集聚在自贸区设立和共同富裕水平之间起中介作用，自贸区带动区域内企业的转型升级，促进了区域间经济的均衡发展，为实现共同富裕奠定了基础。

6.2. 政策建议

第一，关于自贸区长期发展与共同富裕的战略规划。首先，政府应当制定全面的政策框架，确保自贸区的发展战略与国家共同富裕的目标保持一致。其次，应对自贸区内的企业提供研发支持，如设立创新基金，鼓励企业间的技术合作和知识共享，以此促进自贸区与周边地区的经济协同增长，减少发展不平衡现象。

第二，优化产业链，提高资源配置效率，提升自贸区竞争力。首先，政府应建立跨区域的信息共享和资源配置平台，提升产业链各环节的信息透明度，促进自贸区内外企业的合作，从而提高整个产业链的运行效率和创新能力。其次，政府可以通过优化税收等政策吸引产业链上下游企业集聚，有助于形成产业集群，提高产业链的协同效应。

第三，提高数字经济水平，推动城市共同富裕。首先，政府应增加对自贸区数字基础设施的投资，确保数字服务的广泛覆盖和高效运行。其次，支持数字技术创新与应用，政府应通过税收减免、技术培训、研发资金支持等措施，激励企业和个人参与数字经济，帮助企业提升生产效率和市场竞争力。

参考文献

[1]	Chauffour, J.-P. (2011) Preferential Trade Agreement Policies for Development: A Handbook. World Bank Publications.
[2]	Venables, A.J. (2003) Winners and Losers from Regional Integration Agreements. The Economic Journal, 113, 747-761. https://doi.org/10.1111/1468-0297.t01-1-00155
[3]	Myrdal, G. (1972) Asian Drama: An Inquiry into the Poverty of Nations. Pantheon.
[4]	Polaski, S. (2006) The Employment Consequences of NAFTA. Carnegie Endowment for International Peace.
[5]	李实. 共同富裕的目标和实现路径选择[J]. 经济研究, 2021, 56(11): 4-13.
[6]	王爱俭, 方云龙, 于博. 中国自由贸易试验区建设与区域经济增长: 传导路径与动力机制比较[J]. 财贸经济, 2020, 41(8): 127-144.
[7]	Feyrer, J. (2021) Distance, Trade, and Income—The 1967 to 1975 Closing of the Suez Canal as a Natural Experiment. Journal of Development Economics, 153, Article 102708. https://doi.org/10.1016/j.jdeveco.2021.102708
[8]	夏杰长, 刘诚. 数字经济赋能共同富裕: 作用路径与政策设计[J]. 经济与管理研究, 2021, 42(9): 3-13.
[9]	任晓刚, 李冠楠, 王锐. 数字经济发展、要素市场化与区域差距变化[J]. 中国流通经济, 2022, 36(1): 55-70.
[10]	孙红雪, 朱金鹤. 自由贸易试验区设立能否增强中国产业链韧性?——基于多种创新要素集聚的中介机制检验[J]. 现代经济探讨, 2023(11): 72-84.
[11]	胡尊国, 王耀中, 尹国君. 劳动力流动、协同集聚与城市结构匹配[J]. 财经研究, 2015, 41(12): 26-39.

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