自貿區設立的城市創新效應實證研究

魯靖，馮受秦

（南京審計大學 經濟學院，江蘇 南京 211815）

一、引言

2008年金融危機之后，世界經濟增速放緩。在國際形勢上，貿易保護主義抬頭，區域經濟一體化進程和全球分工體系遭到嚴重破壞。在國內發展上，我國經濟發展已面臨劉易斯拐點，伴隨著人口紅利、改革開放紅利和資源紅利等優勢逐漸消失，中等收入陷阱及發展不充分不平衡等問題日益突出［1］（蔡昉，2010），中國經濟進入結構調整的深水區。為尋找新的經濟增長極，培育增長新動能，中國政府先后批復成立了上海、廣東、天津、福建等21個省級自貿區，探索改革開放的新路徑，以對外開放倒逼國內改革，助推中國經濟換擋增速。

十八大報告明確提出“實施創新驅動發展戰略，以科技創新作為經濟社會發展的驅動力”。根據世界知識產權組織2022年發布的最新報告，2021年我國專利申請量為6.95萬件，同比增長0.9%，連續三年排全球第一。內生增長理論強調技術創新是經濟持續增長的源泉，自貿區作為我國新一輪開放型經濟的制度增長點，是否對創新這一經濟發展源動力具有促進作用，是我國在國際經濟新秩序下實現創新驅動高質量發展的關鍵。因此本文將自貿區建設看作“準自然實驗”，研究自貿區設立對試點城市片區創新水平的影響，以期為我國自貿區建設提供可參考的政策建議。

二、文獻綜述

在現有關于自貿區政策效果評估的文獻中，學界研究熱點主要集中于經濟增長效應、資本流動效應、產業結構升級效應等方面。在關注度最高的經濟增長效應方面，其中最為經典的觀點是國外學者Helpman和Krugman（1985）［2］提出自貿區設立有利于促進國際貿易，形成規模經濟效應，進而增加國民收入。譚娜等（2015）［3］從定量的角度，以上海自貿區等單一自貿區為研究對象，發現自貿區設立顯著促進了當地的經濟增長。劉秉鐮和呂程（2018）［4］從比較分析的視角切入，認為自貿區的經濟增長效應因各自的政策功能定位而存在差異性。但也有學者從定性的角度指出自貿區可能會由于地方省市過度競爭政策、資源而導致沖突與擠出效應，形成零和博弈，最終產生經濟“負”效應［5］（陳琪和劉衛，2014）。在資本流動效應方面，項后軍和何康（2016）［6］關注自貿區金融改革的這一制度安排，證明了上海自貿區對于吸引外資和對外投資都具有顯著的正向拉動作用。司春曉等（2021）［7］考察了影響資本流動的因素后，結果顯示不同自貿區的資本流動效應存在異質性，并且在試點城市中具有一定程度的外資轉移效應。在產業結構升級效應方面，黎紹凱等（2019）［8］通過對上海自貿區的評估，發現相較于加工程度高度化，自貿區設立對產業結構高度化具有更強的正向影響。馮銳等（2020）［9］從政策角度分析了自貿區建設對產業結構的影響機制，認為自貿區設立所帶來的貿易自由化，通過資源配置效應和產業集聚效應等途徑來促進產業結構高度化。

部分文獻關注了自貿區設立帶來的創新效應。劉秉鐮和王鉞（2018）［10］利用合成控制法檢驗了自貿區建立對上海市創新能力的影響。徐潔香等（2020）［11］則聚焦于自貿區的創新質量效應，選取滬粵津閩四個自貿區作為樣本，探討了自貿區對不同專利申請量的影響。

通過對上述文獻的對比與梳理，發現現有文獻存在以下幾點不足：第一，現有文獻大多集中于研究自貿區設立對宏觀經濟因素的影響，較少關注自貿區設立的創新效應，并且未深入探討自貿區設立驅動創新發展的影響機制，其作用的“黑箱”尚未被打開；第二，早期國內針對自貿區的研究主要使用省級層面數據，多從單一自貿區的設立開展研究，缺乏對自貿區城市片區的評估。隨著我國自貿區建設進程的推進，自貿區試點城市由點到面，由沿海到內陸鋪開，因此存在研究滯后于現實的現象；第三，學界多直接采用傳統雙重差分法，一方面，無法對多個時間節點成立的自貿區進行整體識別；另一方面，在選擇對照組時，可能存在樣本選擇性偏誤等問題。

鑒于此，本文以自貿區城市片區為研究對象，采用多時期雙重差分模型實證檢驗自貿區的城市創新效應。在此基礎上，進一步探究自貿區對于城市創新能力的內在作用機制，并針對不同自貿區的城市創新效應進行異質性分析。

在現有研究的基礎上，本文的邊際貢獻主要有三個方面：第一，在研究內容上，構建自貿區設立對城市創新水平產生影響的理論分析框架，嘗試從市場化制度改革方面打開自貿區產生城市創新效應的“黑匣子”；第二，在研究對象上，本文針對自貿區城市片區進行研究，數據覆蓋到2020年之前掛牌成立的40個試點城市片區，提高了評估的精確性，避免了以往文獻使用省級層面數據而導致的結論不適用等問題；第三，在研究方法上，本文使用多時期雙重差分法進行識別分析，鑒于可能存在的樣本選擇性偏誤問題，采用PSM-DID方法進行穩健性檢驗。

三、理論分析及研究假設

（一）自貿區設立對于城市創新水平的影響

自貿區設立有效促進了區域經濟增長這一觀點已得到了學界的驗證［3-4］（譚娜等，2015；劉秉鐮和呂程，2018）。自貿區建設的本質是通過一系列的制度變革來降低關稅壁壘和政府干預程度，進而促進資本、要素等自由流動，提升投資自由化、貿易便利化水平。根據《自由貿易試驗區外商投資準入特別管理措施（負面清單）（2021年版）》，外商投資負面清單經過7次修改后，限制措施從190條下降至30條。另外，中國商務部統計數據顯示，2021年我國自貿區進出口總額達到6.8萬億元，實際利用外資金額2310億元，占國土面積4‰的自貿試驗區，進出口總額占全國的17.3%，利用外資占全國的18.5%。結合我國自貿區建設的政策文件與發展現狀，本文擬從國際貿易和資本流動兩個方面來展開自貿區對城市創新能力產生影響的理論分析。

在國際貿易方面，自貿區一系列貿易便利化改革措施促進了試點城市的貿易開放。首先，貿易開放鼓勵外商企業進入和本土企業“走出去”，實現了生產要素在全球范圍內的合理配置，改變各國的要素稟賦結構，從而激發出比較優勢，全球分工進一步深化。在此基礎上，有利于關聯企業形成產業集聚和MAR外部性，增強企業之間的信息交流與技術合作，產生知識外溢效應，深化創新成果；其次，貿易開放帶來市場的擴張，加劇行業競爭，企業根據利潤最大化的目標，將不斷改進技術、工藝和生產流程，進行產品創新，進而維持市場地位；最后，貿易開放帶來的收入增長，將擴大市場需求，刺激消費升級，新產品和服務的需求傳導到生產端，最終引起技術進步［12］（黃凌云和張寬，2020）。

在資本流動方面，投資自由化是自貿區試驗的主題，也是傳統貨物貿易自由化的延續和發展。自貿區實施的負面清單管理模式和外商投資準入前國民待遇等措施，促使外資審批手續便利化和投資領域開放化，大大降低了外商投資限制，吸引外資流入。同時，自貿區內相關金融創新政策，緩解企業的融資約束，鼓勵本土企業“走出去”，有利于我國企業積極開展OFDI活動，這有效的促進了資本流動。

新增長理論將知識積累納入增長函數中，認為知識存量增加導致的技術進步是資本投入和資本深化的結果。資本流動帶動技術進步主要來源于三個方面：第一，作為資本形態的FDI主要通過示范效應和競爭效應來產生正的技術外溢。外資企業進入國內市場后，本土企業面臨巨大市場競爭壓力，會迫使企業通過模仿學習國外先進技術，增大R&D研發投入，來推動技術進步，提高產品競爭力，搶占市場份額；第二，作為技術形態的FDI產生的轉移效應。包括專利、設計和生產設備等技術FDI為本國帶來的直接技術轉移或者本土企業將轉移的技術吸收消化后內生模仿出的新技術，都將促進技術創新；第三，OFDI的逆向技術溢出效應。母國基于技術尋求動機的OFDI可以獲取國外先進生產要素，學習投資國領先的技術，產生學習效應和關聯效應等，進而帶動母國全要素生產率的提高［13］（王恕立和向姣姣，2014）。基于此，本文提出假設1。

假設1：自貿區設立顯著提升了城市創新水平。

（二）市場化改革的中介作用

制度經濟學理論指出合理的制度因素為企業創新提供了良好的外部環境，通過影響技術吸收能力和資源配置效率來促進區域創新發展。一方面，各自貿區不斷簡化行政審批流程，推動簡政放權和放管結合，提升事中和事后監管能力。如根據河南省政府2021年出臺的《河南省“證照分離”改革全覆蓋實施方案》，河南自貿區直接取消審批68項、審批改為備案15項、實行告知承諾37項、優化審批服務406項；另外，重慶市政府2021年頒發的《重慶市深化“證照分離”改革進一步激發市場主體發展活力實施方案》顯示，重慶自貿區直接取消審批82項、審批改為備案31項、實行告知承諾77項、優化審批服務405項。自貿區的市場化改革通過整合政府相關職能部門，實行數字化、規范化和便利化的審批模式，打造服務型政府，進而改變政府和市場的關系，突破體制障礙。在經濟發展過程中，減少政府干預，充分發揮市場在資源配置中的決定性作用，降低交易成本，釋放創新活力。

另一方面，市場化改革提高了資源配置效率和微觀經濟效率，顯著促進了技術進步與創新。其一，在資金配置上，市場化改革可以改善資源扭曲和錯配程度，調整企業融資結構，降低企業融資成本，促使企業增加R&D投入，并且形成金融集聚，有助于社會閑散資金投入到企業的創新活動中，積累更多的研發資本［14］（解維敏和方紅星，2011）；其二，在信息配置上，市場化改革解決了信息不完全和不對稱問題，促進企業之間的信息交流，形成知識溢出效應。另外，信息效率的改善降低了市場的不確定性，有利于企業增加研發支出，促進技術創新；其三，在生產要素配置上，市場化改革將按照生產效率合理分配要素所得，促使資本、技術、人才的自由流動，誘導創新資源流入到高效率的生產部門，有利于創新產出的最大化。同時改善研發人員等勞動要素報酬，從而促使高素質勞動力集聚、技術交流機會增加和人力資本積累提升，最終提高企業創新績效［15］（卓乘風和鄧峰，2021）。據此，本文提出假設2。

假設2：市場化改革是自貿區提升城市創新水平的重要邏輯橋梁，具有中介作用。

四、研究設計與數據說明

（一）研究設計

自2013年上海自貿區成立以來，截至2020年，我國共設立40個自貿區城市片區。從成立時間來看，各個自貿片區存在差異，這為本文研究提供了一個良好的“準自然實驗”。在本文284個地級及以上城市樣本中，獲批建立自貿區的城市構成實驗組，其余未獲批建立自貿區的城市作為處理組。根據自貿片區設定的時間節點，設定虛擬變量FTZ。借鑒劉瑞明和趙仁杰（2015）［16］的做法，本文構建雙向固定效應多時點雙重差分模型來識別自貿區的創新效應：

其中，下標i為城市標識，t表示年份。因變量Innovation表示第i個城市第t年的城市創新水平。FTZ為自貿區設立虛擬變量，其回歸系數α1是本文關注的重點，反映了自貿區設立對城市創新水平的凈影響，如果α1顯著為正，則說明自貿區設立提升了城市創新水平。Xit代表城市層面所有控制變量的集合，γyear為時間固定效應，μcity為城市個體固定效應，εit為隨機誤差項。

（二）變量與數據

被解釋變量為城市創新水平。本文采用每萬人城市發明專利申請數來衡量城市創新水平。主要因為：首先，作為創新產出的專利包含了科技創新的主要信息，以專利來代表區域創新水平已獲得了學界的普遍認可；其次，我國專利總量雖已居世界第一，但專利數量的增加并未提升我國全要素生產率的增長率，存在著“專利泡沫”現象。為提升我國專利質量，國家知識產權局發布《2020年深入實施國家知識產權戰略加快建設知識產權強國推進計劃》通知，其中要求推動地方全面取消實用新型、外觀設計和商標申請注冊環節的資助與獎勵。我國專利主要分為發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三種類型。其中，發明專利技術含量最高，因此最能從實質上反映城市創新水平；最后，我國發明專利平均審查周期大約為19個月，若采用專利授權量作為被解釋變量，可能會導致時間滯后等問題，無法及時體現城市創新水平的變化。

核心解釋變量是自貿區設立虛擬變量。本文的具體做法是城市在獲批建立自貿區之前賦值為0，獲批當年及之后賦值為1①在本文樣本中，試點城市有：上海、廣州、深圳、珠海、福州、廈門、天津、大連、沈陽、營口、舟山、鄭州、開封、洛陽、武漢、襄陽、宜昌、重慶、成都、瀘州、西安、海口、三亞、濟南、青島、煙臺、南京、蘇州、連云港、南寧、欽州、崇左、石家莊、唐山、保定、廊坊、昆明、哈爾濱、黑河、牡丹江共40個城市。。由于個別自貿區城市片區設立的月份較晚，為提高估計的準確性，本文做進一步的處理：若自貿片區設立月份在上半年，則將當年計為起始年份。若自貿片區設立月份在下半年，則將下一年作為起始年份。如：上海自貿片區于2013年9月正式掛牌成立，則其FTZ虛擬變量在2014年及其之后為1，其余為0。廣州自貿片區于2015年4月成立，則其FTZ變量在2015年及其之后為1，其余為0。

為降低遺漏變量引起的內生性影響，本文選取可能會對城市創新水平產生影響的控制變量。主要包括：（1）經濟發展水平：采用地區當年GDP增長率（GDPgrowth）來表示；（2）金融發展水平：采用金融機構存貸款余額占GDP比重（Finc）表示；（3）產業結構水平：使用第二、第三產業生產總值占GDP比重（Isi）表示；（4）人力資本水平：使用高等學校學生人數占城市總人口比重（Stu）表示；（5）政府支持程度：使用政府財政支出中科學與技術支出所占比重（Tec）表示。

考慮到2008年金融危機對宏觀經濟的影響，本文將研究的時間跨度設定為2009—2020年。其次，由于巢湖在2011年撤市立縣以及海東、拉薩等城市數據嚴重缺失，所以剔除了這些城市的數據。受限于評估數據的可獲性，最終樣本包含了284個地級及以上城市2009—2020年的數據。其中城市發明專利申請數通過手工檢索國家知識產權局出版的《中國專利數據庫》獲得，其余城市數據來源于國泰安數據庫和各年份的《中國城市統計年鑒》，部分缺失數據采用均值法進行填充。以上變量的統計特征如表1所示，其中城市每萬人城市發明專利申請數標準差為11.980，說明城市之間的創新水平差異較大。

表1 變量描述性統計

五、實證分析

(一)基準回歸分析

根據基準回歸方程式（1）進行回歸分析，自貿區設立與城市創新水平的雙重差分估計結果如表2所示。第（1）列和第（2）列為未加入控制變量的估計結果。第（1）列將自貿區設立虛擬變量單獨與被解釋變量進行回歸，結果顯示自貿區設立顯著促進了城市創新水平的提升，每萬人發明專利申請數平均增加10.685。第（2）列進一步控制了時間效應和城市個體效應，自貿區設立的創新效應依舊顯著。第（3）列和第（4）列為加入經濟發展水平、金融發展水平、產業結構水平、人力資本水平、政府支持程度等控制變量后的回歸結果，其中第（3）列顯示在加入控制變量后，FTZ的估計系數下降，但顯著性水平未發生變化。第（4）列在第（3）列的基礎上，控制了時間效應和城市個體效應，自貿區設立虛擬變量的系數仍在1%的顯著性水平下通過檢驗，估計值為6.617。上述回歸結果表明，無論是否加入控制變量或者是否控制時間效應和城市個體效應，核心解釋變量FTZ的回歸估計系數均在1%的水平下顯著為正值，說明自貿區設立顯著提升了試點城市片區的城市創新水平，驗證了假設1。

表2 基準回歸結果

（二）平行趨勢假設檢驗

采用多時期雙重差分法進行政策評估最重要的前提假設是在實施自貿區政策之前，實驗組和控制組的時間發展趨勢是一致的，不存在系統性的差異。如果違反這一假設，意味著自貿區試點城市在受到政策沖擊之前就有著比未試點城市更強的創新能力，從而影響估計值的有效性。本文借鑒Becker（2010）［17］的研究，運用事件分析法進行平行趨勢檢驗，設定模型如下：

其中φ-ω表示自貿區設立前ω期產生的影響，φ+ω表示自貿區設立后ω期產生的影響，φ表示自貿區設立當期產生的影響。當個體為實驗組且年份為處理當期，Dit為1，其余為0。其余變量與基準模型一致。

處理結果如圖1所示。在處理前3期，所有的回歸結果均不顯著，虛擬變量系數與0無顯著差異，說明在受到自貿區政策沖擊之前，實驗組和控制組不存在系統性差異，滿足平行趨勢假定。而在自貿區設立后，虛擬變量系數顯著上升，進一步驗證了本文的結論，即自貿區設立促進了城市創新水平的提升。

圖1 平行趨勢檢驗圖

（三）穩健性檢驗

1.PSM-DID方法

考慮到國家在確定自貿區試點城市時，可能會存在挑選贏家的行為，優先選擇經濟發達、對外開放程度高和區位優勢大的城市作為試點。在現實中，此類樣本選擇偏差往往難以避免，為提高估計的準確性，本文采用基于傾向得分匹配的多時點雙重差分法（PSM-DID）進行穩健性檢驗，最大程度上使實驗組和控制組具有相同的時間趨勢。首先根據城市的特征變量經濟發展水平、金融發展水平、產業結構水平、人力資本水平、政府支持程度等對自貿區設立虛擬變量進行逐年回歸，使用Logit模型計算出每個城市的傾向得分，其次采用一對一近鄰匹配方法進行匹配，得到匹配后的樣本。在此基礎上再次進行雙重差分估計，結果如表3中第（1）列所示，自貿區設立虛擬變量在1%的顯著性水平下為正值，驗證了回歸結果的穩健性。

2.更換被解釋變量

本文進一步采用城市實用新型專利和外觀設計專利來充當城市創新水平的替代變量，來檢驗自貿區設立的創新效應。表3第（2）列和第（3）列分別是以每萬人實用新型專利申請數和每萬人外觀設計專利申請數為被解釋變量的回歸結果，可以看出自貿區設立對技術含量較高的實用新型專利數量的處理效應顯著為正，而對技術含量較低的外觀設計專利數量的處理效應為正但不顯著，說明自貿區設立對試點城市片區創新水平的影響上更多的體現在創新質量方面，實證結果通過穩健性檢驗。

表3 穩健性檢驗結果

3.安慰劑檢驗

為排除一些無法觀測的隨機因素對本文結論的干擾，本文借鑒呂越等（2019）［18］的做法，采取隨機生成實驗組的方式進行安慰劑檢驗。具體做法是在各年份中隨機抽取相應數量的城市作為試點城市，產生虛假的實驗組，進行多期雙重差分估計，并將此過程重復1000次，得到1000個自貿區設立虛擬變量回歸系數。圖2為估計系數的核密度分布圖，可以看出估計系數均值接近于0（系數為-0.0008）,本文基準回歸結果6.617明顯屬于異常值，由此說明本文基準回歸結果具有穩健性。

圖2 安慰劑檢驗結果

（四）進一步分析

1.市場化改革中介效應檢驗

為驗證自貿區政策是否通過市場化改革機制促進城市創新，本文借鑒余泳澤和李啟航（2019）［19］的做法，構建中介效應模型。第一步，檢驗市場化改革對城市創新水平的影響，如果回歸系數α1顯著為正，說明市場化改革能夠促進城市創新水平；第二步，市場化改革代理變量與自貿區設立虛擬變量回歸，如果回歸系數β2顯著為正值，表明自貿區設立推動了市場化改革；第三步，將自貿區設立虛擬變量與市場化改革代理變量同時和城市創新水平進行回歸，如果系數γ1與未加入中介變量相比數值變小或者顯著性下降，則表示市場化改革的中介效應存在。設定模型如下：

其中Marketit代表市場化改革代理變量，其余變量與基準模型一致。學界關于市場化改革的衡量多采用樊綱等（2011）［20］提出的市場化指數，該指數在實證研究中已得到廣泛運用，因此本文將市場化指數作為市場化改革的代理變量①數據來源于《中國分省份市場化指數報告（2018）》，該數據為省份市場化總指數，時間跨度為2008—2016年，同時考慮到本文研究對象為城市，筆者以省級市場化指數代替。。

市場化改革中介效應檢驗結果如表4所示。第（1）列表明市場化改革有利于城市創新水平的提升，系數為正，且通過了1%的顯著性檢驗。第（2）列回歸結果表明自貿區設立顯著促進了市場化改革。由第（3）列和第（4）列可以發現，在回歸方程中加入中介變量后，自貿區設立虛擬變量系數變小，說明市場化改革在自貿區影響城市創新水平的過程中起到中介作用，驗證了假設2。

表4 中介效應檢驗結果

2.異質性分析

基準回歸結果驗證的是自貿區政策總體上的創新效應，但未考慮到不同城市的地理區位和資源稟賦而導致的政策效果差異。對于發展程度不同的城市，政策效果是否存在異質性？本文將從地理區位和城市規模對這一問題做出分析。

1.城市區位異質性

本文參考《2014年中國衛生統計年鑒》的劃分方法①東部地區包括：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南。中西部地區包括：山西、內蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南、四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆。，將我國地級及以上城市劃分為東部城市和中西部城市，進行分樣本回歸。由表5第（1）列和第（2）列可知，東部城市憑借著交通便利和政策傾斜的優勢，聚集了大量的創新資源，自貿區設立所產生的創新效應大于中西部城市。

2.城市人口規模異質性

本文依據2014年國務院發布的《關于調整城市規模劃分標準的通知》中對城市規模的劃分標準，根據2014年各市市區常住人口，將常住人口大于等于100萬的城市劃分為大城市，常住人口小于100萬的城市劃分為中小城市，并進行分樣本回歸。由表5第（3）列和第（4）列可知，相比于中小城市，自貿區設立對大城市的創新水平提升作用更大。

表5 異質性檢驗結果

以上兩方面的異質性說明自貿區在創新方面具有“極化效應”，自貿區設立更顯著促進了東部經濟發達城市和人口規模大的城市每萬人發明專利申請數的增加。表明試點城市創新水平的提升需要相關創新基礎設施與外部環境的配套，而位于中西部的城市和人口規模小的城市無法在人才集聚、產學研合作和市場環境等方面滿足要求，導致自貿區政策產生的城市創新效應更小。

六、研究結論和政策啟示

本文從自貿區設立的制度改革出發，分析自貿區設立對城市創新水平的影響機制，基于2009—2020年地級及以上城市面板數據，采用多時期雙重差分模型，實證檢驗了自貿區設立產生的城市創新效應。

本文的結論表明：（1）自貿區設立顯著提升了城市創新水平，且這一結論通過了更換被解釋變量和安慰劑檢驗等穩健性檢驗。（2）影響機制結果顯示自貿區設立通過市場化改革提升城市創新水平，即市場化改革具有中介效應。（3）自貿區設立的創新效應因城市空間區位和人口規模的不同而具有異質性，自貿區設立對于東部城市創新水平的促進作用大于中西部城市，并且大城市比中小城市更有優勢，自貿區設立所產生的創新效應更大。

上述結論彌補了現有文獻關于自貿區對于城市創新水平影響的研究，對我國自貿區建設及試點城市戰略布局具有以下政策啟示：

第一，政府應持續推進自貿區建設。充分發揮自貿區在構建國內國際雙循環相互促進的新發展格局中的示范引領作用，總結各試點城市的成功經驗，并在全國范圍內復制推廣。完善自貿區的申報審批程序，切勿盲目跟風，有序推動自貿區試點城市增量擴容，進一步釋放自貿區設立所帶來的創新效應，為經濟系統注入強勁的動力，實現以創新驅動的經濟高質量發展。

第二，深化自貿區市場化改革進程，強調市場在資源配置中所起到的重要地位。加快轉變政府職能，處理好整合行政部門過程中的利益分配問題，減少跨自貿區的政策沖突，不斷簡化行政審批流程，提升事中和事后監管能力。逐步降低商投資限制門檻，優化負面清單管理模式，營造公平競爭的營商環境，降低制度性交易成本，從而激發市場活力，為城市創新活動提供良好的制度環境。

第三，自貿區建設在城市戰略布局上應重視“創新極化效應”。針對不同空間區位和人口規模的試點城市實施差異化政策，避免“一刀切”的做法。對于東部城市、大城市等初始要素稟賦處于優勢的城市，強調制度改革的質量，突出其“以點帶面”的作用，帶動周邊城市創新發展。對于中西部城市、中小城市等初始要素稟賦處于劣勢的城市，給予相應的基礎設施建設、人才集聚和產業政策等方面的政府支持，促使其發揮后發優勢，促進城市間經濟協調發展。