上海自贸区的官方定义为“根据地区法规在地区内设立的区域性经济特区。这种方式属地区境内关外的贸易行为，即某地区在其辖区内划出一块地盘作为市场对外做贸易，对该地盘的买卖活动不过多的插手干预、且对外运入的货物不收或优惠过路费。”上海自由贸易区的建立，是对世界经贸发展新态势的一种顺应，是实施更为积极、主动、开放战略中非常有意义的一个环节。

一、文献综述

辜月(2013)指出，上海自贸区能够成功建设以及发展起来之于我国经济发展是有深远意义的。

许红军(2013)强调，上海自贸区的建立，一定会对浙江经济发展产生积极的辐射作用。然而，沪浙两地一直都有资源互动和竞争的现状存在，因此在一定程度上是会有虹吸效应，这回给浙江经济发展带来一定阻碍。

叶红玉(2014)认为，长三角地区需要抓住上海自贸区建设的这个机会，对政府管理理念进行革新，积极参与进上海自贸区的建设进程中，以此来使得长三角地区经济同上海自贸区经济协同发展。

二、上海自贸区建立情况以及浙江经济发展现状

上海自贸区建立概况介绍。2013年9月27日国务院通过《中国(上海)自由贸易试验区总体方案》，并于当天批准设立涵盖上海市外高桥保税区、外高桥保税物流园区、洋山保税港区和上海浦东机场综合保税区等4个海关特殊监管区域的上海自贸区，两天后上海自贸区正式挂牌运营。建设上海自贸区的主要任务是要探索我国对外开放的新路径和新模式，推动加快转变政府职能和行政体制改革，促进转变经济增长方式和优化经济结构，实现以开放促发展、促改革、促创新，形成可复制、可推广的经验，服务全国的发展;建设上海自贸区有利于培育我国面向全球的竞争新优势，构建与各国合作发展的新平台，拓展经济增长的新空间，打造中国经济升级版.

浙江经济发展现状及存在的问题。近些年，浙江经济运行平稳转型升级扎实推进，发展较为快速，民生保障也得到了很好的改善。

2013年，全省生产总值达37568.5亿元，比2012年增长了8.2%，实现了年初制定的预期目标。其中，第一产业增加值为1784.6 亿元，增长了0.4%;第二产业增加值为18446.7亿元，增长了8.4%;第三产业增加值为17337.2 亿元，增长了8.7%。三产业增加值比例为4.8∶49.1∶46.1，第三产业比重较2012年提高了0.9个百分点。2013年浙江省人均生产总值为68462元，较2012年增长了7.9%，按1:6.1927的年平均汇率计算，可以折合为11055美元，较2012年的10039美元增加了1016美元。人均生产总值在全国各省市区排行中重新回到第5位。浙江省加速了调整产业结构的步伐。工业结构上看，装备制造业同高新技术产业一样增长都比较快。服务业结构上看，发展比较快的也是高技术服务行业。

浙江省积极发展过程中最显著地一个特点就是平稳增长。2013年全省生产总值同比增长态势明显，第一季度、2013年上半年以及前三季度都是8.3%，前三季度增幅较2012年同期出现了0.6个百分点的提升，同时，浙江省的三大产业、三大需求、三大收入也都是平稳运行的状况。

虽然浙江省的经济出现了稳中渐好的局面，但是，经济发展受到多种因素的制约，不可避免会存在一些问题，浙江省经济发展中存在的问题主要是：

仍然存在显著的市场需求约束。由于持续低迷的国际市场，外需开始不断疲软，义乌国际贸易综合改革效应基数也随之消失，2013年9月份出口额较2012年同期分别下降1.5个百分点，10月份更甚，已经下降了6个百分点，虽然在11以及12月份出口额出现了大幅度回升的局面，但是累计出口增长率由前八个月的12.5个百分点降至2013年全年的10.8个百分点。

一些市区出现了财政收支平衡压力过大的局面。尤其是房地产有关税收增长的趋势逐渐放缓，并且出让土地的收入也并不稳定，导致房地产有关税收增长幅度在2013年4月份出现一个百分之百的至高点以后不断回落，而且回落幅度很大，最终导致2013年房地产有关税收的累计增长为31.8个百分点。

三、上海自贸区建立对浙江经济发展影响实证分析

样本选择和指标描述。本文选择的样本是上海自贸区截止到2013年11月、2014年1月、2014年3月的资金注册资本以及同时间段浙江省GDP总值。样本来源为中国上海门户网站以及浙江省2013—2014年统计年鉴。

本文涉及的指标为两个，以上海自贸区资金注册资本为自变量，记为X;以浙江省GDP总值为因变量，记为Y.

模型建立。本文选用的模型为一元回归模型，选择模型的原因如下：考察的变量较少，关系比较简单;样本的数量太小。

样本数据预处理。为了消除数据之间的相关性，对样本数据进行自然对数预处理过程后的情况，具体如表1所示：

表1 数据预处理后的样本

模型的建立。模型汇总表示的是模型的拟合度，由表2可以看出模型的拟合度为0.995，已经接近于1了。模型的拟合度反映了因变量Y的全部值中能通过自变量回归系数被自变量解释的比例为99.5%，说明因变量的全部值中能通过回归系数被自变量解释的比例是非常高的。

表2 模型汇总表

模型汇总b

模型RR 方调整 R 方标准估计的误差

1.997a.995.989.02637

a. 预测变量： (常量)， X.b. 因变量： Y

由表3可得，回归方程为Y=0.997X-4.545;该方程中X的系数为正，说明X对Y的作用是正向的。此外，每一个变量都通过了信度为0.05的P值检验，说明，方程中的每一个自变量都是因变量的可靠指标，也就说明上海自贸区的建立与浙江经济发展为显著正相关的关系。

表3 模型回归系数表

系数a

模型非标准化系数标准系数tSig.共线性统计量

B标准误差试用版容差VIF

1(常量)-4.545.793-5.728.001

X1.001.074.99713.613.0471.0001.000

a. 因变量： Y

结论分析。因为地理位置相邻以及产业链有所关联，上海自贸区的建立，必然可以对浙江的经济发展产生很强的辐射作用，可以说是有利也有弊的，但是，浙江民营经济活跃，民间资本实力雄厚。上海自贸区内准许外资、民资设立金融机构，这就给浙江丰裕的民间资本提供良好的通道，也有助于浙商将产业运作以及金融运作结合在一起。从整体上那个讲，上海自贸区的建立对浙江经济的发展还是起到非常大的正向作用的。

四、相关建议的提出

政府管理理念的创新。上海自贸区的建设象征了我国新一轮改革的标向，就是更加重视创新管理政策。浙江地区的政府也应该随之对管理理念进行革新，实时关注自贸区政策动向，深刻领会中央政府的政策精神，把握改革趋势，并依据浙江经济发展实际状况相应地推动管理体制机制创新，做好上海自贸区的辐射承接工作，打破目前面临的经济发展瓶颈，促进本地经济长期稳定协调发展。

浙江省积极参与近上海自贸区的建设。浙江地区的一些国际化程度高、创新要求高、需要更快市场反应的企业，比如外贸业、金融业、战略性新兴行业，可以考虑结合自身的发展需求，进驻上海自贸区，或在自贸区设立分公司，直接享受自贸区政策带来的便利和优惠。因此，政府要加强引导，组织相关培训，解读上海自贸区改革政策，向相关企业提供最新政策信息，鼓励部分企业适时进驻区内参与自贸区的建设。