高铁发展论文范文

想必大家在写论文的时候都会遇到烦恼，小编特意整理了一些《高铁发展论文范文(精选3篇)》，仅供参考，大家一起来看看吧。【摘要】中国已全面进入高铁时代，高速铁路在可达性、交通距离和时间成本方面的巨大潜在优势，必然对中国城市与区域发展的模式、形态与格局产生持续的系统性影响。研究表明，高铁对中国的区域格局、人口流动、第三产业和旅游发展已然产生了系统性的重要影响。总体上，高铁的引导、促进、辐射、联动、重组等正面机制与作用日益凸显。

第一篇：高铁发展论文范文

郑州发展高铁的必要性研究

摘要高速铁路是现代化的标志，高速铁路的建设和运营对国家的经济发展，以及社会的稳定，都起到了关键的作用，高速铁路已成为世界铁路发展的普遍趋势。本文从高铁的优势入手，进行系统分析，论述了郑州发展高速铁路的必要性。

关键词高速铁路 优势 必要性

郑州素有大交通枢纽之称，也被誉为“火车拉来的城市”，近现代郑州崛起过程中，交通无疑发挥了举足轻重的作用，根据国家中长期铁路发展规划，我国将建成“四横四纵”的高速铁路格局，而位于“一横一纵”交叉点上的郑州，再次迎来了新的发展机遇。

一、与其它交通工具相比，高铁具有无可比拟的优势

(一)运行速度快

速度是高速铁路技术水平的最主要标志，各国都在不断提高列车的运行速度。目前我国高铁最高运营时速可达350公里，正在建设的京沪高铁最高时速将达到380公里。

(二)输送能力大

输送能力大是高速铁路的主要技术优势之一。目前各国高速铁路几乎都能满足最小行车间隔4分钟及其以下的要求。日本各站都停的“回声”号3列，每天通过的列车达283列，每列车可载客1200～1300人，年均输送旅客达1.2亿人次，东海道新干线目前每天旅客发送人数是开通之初的6倍多。

(三)受气候变化影响小，正点率高

高速铁路全部采用自动化控制，可以全天候运营，除非发生地震。然而飞机机场和高速公路等，在浓雾、暴雨和冰雪等恶劣天气情况下，则必须关闭停运。

正点率高也是高速铁路深受旅客欢迎的原因之一。由于高速铁路系统设备的可靠性和较高的运输组织水平，可以做到旅客列车极高的正点率。如日本规定到发超过1分钟就算晚点，晚点超过2小时就要退还旅客的加快费。

(四)能源消耗少，环境污染小，属于低碳经济

目前国际社会对人们赖以生存的地球的环境保护意识逐渐增强，使得在世界范围内，低碳交通成为一种趋势。与一般铁路相比, 高速铁路在保护环境, 实施可持续发展方面的主要优势在于它是以电力作为动力, 行驶过程中无废气排出，基本上消除了粉尘、煤烟和其他废气对空气造成的污染，是一种清洁绿色的交通工具。而且它可利用多种形式的能源，从而减少石油能源损耗。如果以“人/公里”单位能耗来进行比较的话。高速铁路为1，则小轿车为5，大客车为2，飞机为7。

(五)安全性好且舒适方便

高速铁路具有一系列完善的安全保障系统，又在全封闭环境中自动化运行，其安全程度是任何交通工具无法比拟的。高速铁路问世35年以来，大部分国家高速铁路没有发生过重大行车事故。这是各种现代交通运输方式所罕见的。与此成对比的是，据统计，全世界由于公路交通伤亡事故每年约死亡25万～30万人;1994年全球民用航空交通中有47架飞机坠毁，1385人丧生，死亡人数比前一年增加25%，比过去10年的平均数高出20%。

为方便旅客乘车，高速列车运行规律化，站台按车次固定化，而且高铁列车运行非常平稳、隔音效果好、车内空间较大、设施齐全、座席宽敞舒适、走行性能好，旅客可以自由地选择喜欢的活动方式，享受高品质的旅行服务，乘坐高速列车旅行几乎无不便之感，无异于愉快的享受。

二、郑州发展高铁是国民经济现代化的需要

(一)郑州在全国交通枢纽中处于十分重要的位置

河南铁路交通位于全国路网中心，在全国铁路网中具有举足轻重的地位，全省铁路已形成“三纵五横”的铁路网络。可以预见，在不远的将来，郑州又将成为全国重要的铁路客运专线“十字”枢纽。交通是经济之母，铁路是交通之母。对于一省而言，发展经济需要以发展高铁作为坚强的后盾。

(二)郑州在全国客运中承担着繁重任务

郑州火车站是全国八大客运站之一。据大河报报道：郑州火车站春运时间延迟到3月10日24时结束。其发送旅客12.37万人，刷新了郑州火车站单日发送旅客历史新纪录。

除了火车站，郑州枢纽的其它客货运量和列车编组的作业量也很大。如郑州北站是亚洲最大的铁路编组站，如今的郑州北站，年日均办理车数超过26000辆，超过车站原24000辆的设计能力，相当于建站初期的近5倍，是名副其实的巨型“物流中转站”。

在资源、环境、人口、土地等众多约束条件下，建设结构协调、布局合理、可持续发展的交通运输体系，根本的举措是大力发展大能力、大众化铁路快速客运系统。

(三)构建低碳交通运输体系是经济发展的必要条件

目前环境污染日益严重，大气污染、生态恶化已成为中国经济可持续发展主要影响因素之一，交通运输业是环境的主要污染源之一。在现有技术条件下，铁路是最节能、最节地、最环保的运输方式。从土地占用看，高速铁路与4车道高速公路相比，占地仅为高速公路的1/2，完成单位运输量占地仅为1/10。从环境保护看，由于铁路的能源利用效率高且可以大量使用电能，其产生的污染与公路民航相比微乎其微。国际高速铁路建设经验表明,高速铁路的技术正在不断发展,具有良好的经济和社会效益, 是可持续发展的资源节约型交通运输方式。

参考文献：

[1]薛战军.展望中国高速铁路发展的战略意义.科技创新导报，2008(21).

[2]姜志武.高速铁路发展概况.科技信息，2007(3).

[3]冯晓芳.中国高速铁路的发展与展望.科技资讯，2009(1).

[4]http://news.xinhuanet.com/politics/2010-02/06/content_12943324.htm.

[5]http://baike.baidu.com/view/3743.htm.

作者：杨云霞

第二篇：高铁时代的中国区域发展研究

【摘要】中国已全面进入高铁时代，高速铁路在可达性、交通距离和时间成本方面的巨大潜在优势，必然对中国城市与区域发展的模式、形态与格局产生持续的系统性影响。研究表明，高铁对中国的区域格局、人口流动、第三产业和旅游发展已然产生了系统性的重要影响。总体上，高铁的引导、促进、辐射、联动、重组等正面机制与作用日益凸显。随着中国“四纵四横”主要高铁网的规划与建设不断加快，高铁对中国城市与区域发展的全面重塑工程也将越发深入。

【关键词】高速铁路 空间格局 人口流动 第三产业 旅游业

【DOI】10.16619/j.cnki.rmltxsqy.2016.02.002

高铁对区域空间格局的影响

理论与实践表明，高铁对加速区域一体化，推进城市群内部节点的性质与功能调整，强化城市群之间相关节点的功能联系，以及提高区域经济运行效率具有重要的影响。关于高铁如何影响区域空间格局，我们采取了新的技术路线，一是根据国际上关于高铁的竞争半径的经验研究，我们以500～1000km为辐射半径，首先制作中国高铁时代的“多中心地图”;二是将高铁视为时间距离和时间成本的一种压缩工具，在方法上以“时间距离”替代“空间距离”作为决定城市群乃至区域经济空间格局的核心要素，并借鉴二维扭曲时空地图(2D Shrinking Time-space Maps)的方法论体系，制作“时空压缩地图”，来研究高铁对中国区域时空格局特征的影响。

高铁对中国区域总体格局的影响。在方法上，首先选取北京、上海、广州、武汉和重庆五个中心城市作为基准点和高铁经济区的核心，并保持其地理坐标不变;然后，在五个高铁经济区范围内选择264个城市作为研究对象;再分别计算所有城市节点到五大核心的最短通达时间，完成“空间坐标”向“时间坐标”转化。时间距离变化计算显示：(1)高速铁路建成后，时间节约1/3强。经过模拟，高铁建设前各节点通达五个中心城市的总时间为1101.0h，建成后的总通达时间压缩至723.5h，节约时间377.4h，约占原通达总时间的34.3%。(2)高铁的网络化建设对时间距离的压缩效果显著。以2011年末作为现状的时间节点，2012～2050年建成的高铁对时间的节约由现状的1/5强增至1/3强，节约的时间由现状的232.3h增至规划期末的377.4h;覆盖的城市增至153个，约占覆盖区264个城市的58%。(3)高铁对不同范围内节点通达性的影响差异显著。将各节点高铁规划前和规划后到达五大基准点的通达时间(0～20h)分别进行排序，与“节省比例”(节省的通达时间/无高铁状态下的总通达时间)(0～100%)进行对比，发现：第一，各高铁经济区范围内，总体上由“昼夜兼程”演变为“朝发夕至”或“夕发朝至”。例如乌鲁木齐至重庆的时间由18.8h压缩至9.2h，“节省比例”=51.2%;拉萨到重庆的时间也由18.9h压缩至12.9h，“节省比例”=32%，成为“边缘城市”。第二，中远期高铁的规划建设，并未使五大基准点城市相邻节点的通达性得到明显提高。例如，统计的28个“节省比例”=0.0%的城市，按照“规划前”的时间排序，多数分布在“通达时间”=4h范围内，并密集分布在“通达时间”=2h范围内;相反，按照“规划后”的时间进行排序，其“通达时间”=0h的城市分布相对均衡，尤其集中在“通达时间”=2h范围内的节点明显减少。

由此，意味着以五大中心城市为核心的2h经济圈以内的相邻节点，其通达性呈现出两极分化的特征。原因是高铁沿线节点通达性迅速提高，致使“节省比例”平均集中在50%上下。而非高铁沿线的城市，若考虑到转乘时间，时间成本仍相对较高，旅客将继续借道高速公路与中心城市保持联系，使该类城市成为“高铁完全覆盖区的死角区域”，如承德、肇庆等。2h经济圈以外，各节点的“节省比例”则集中在30%～40%，并逐渐下降，意味着通过转乘，高铁对时间压缩的价值明显降低。同时，该范围内节点的“节省比例”具有相似性，两极分化特征弱化;少数几个城市的“节省比例”=0%，如十堰、襄樊、赤峰、邵通等非高铁覆盖区域，通过转乘高铁的时间成本反而提升，使该类城市成为“高铁不完全覆盖区的死角区域”。

通过时间距离变化的计算，高铁时代中国总体的区域空间格局呈现出如下特征：

第一，全国264个节点城市明显地由相对分散演化成绝对集中的分布特征。如果按照既定的设定，全国形成了5大高铁经济区。其中：北京高铁经济区内，京津冀和济南都市圈联合形成以北京为中心的“华北城市集聚区”、以沈阳为中心的“东北城市集聚区”，哈大线则集中了蒙东、哈大长、长吉图的几个城市，线性特征明显强化(如图1所示)。合肥—武汉的高铁穿越大别山(黄冈市麻城)延伸至宜昌，影响区内集中了中原城市群诸多城市，使传统的、南北向的、线状集聚特征明显的郑州—武汉沿线的京广铁路城市集聚区，形成了组团式的、以武汉为中心的“长江中游城市集聚区”。上海和广州高铁经济区依托发达的综合交通网络，使之成为城市集聚程度最高的两大都市连绵区。其中，海西经济区通达广州的时间由5～6h压缩至2～3h，“节省比例”=40%～60%，而南北钦防四城市通达广州的时间由3～5h压缩至2～3h，“节省比例”=30%～40%，“泛珠三角城市群”廊道效应凸显，形成了海西经济区、北部湾经济区和珠三角城市群三大国家政策区联袂发展的“中国南部沿海经济区”。

第二，线性特征的增生与退化并行，传统的“T字型”或“π字型”等线性特征逐步消逝，使之成为高铁对中国总体区域经济格局最为显著的影响。其中，线性特征的退化突出表现在兰州—乌鲁木齐高铁的规划建设将使天山北坡的七市四县和四个兵团通达内地的条件发生革命性变化，“边疆变内地”，沿边各地区通达重庆的时间均压缩50%以上。线性特征的增生突出表现为“呼伦贝尔—哈尔滨”线性特征的凸显，原因在于蒙东部地区缺乏南北相连的高速公路，而对接哈尔滨的绥满高速尚未全线通车，因此，呼伦贝尔转到哈尔滨至北京的价值被弱化;鸡西、牡丹江和七台河等亦为此状，使之成为“高铁非完全覆盖区的死角城市”。

高铁对地区人口流动的影响

高速铁路降低了地区间人口流动的交通成本，缩短了地区间的时间距离，扩大了核心区域的影响半径，必将加速人口的流动速率，助推城镇化发展速度。而且高速铁路通过新站点的建设、铁路线的增设，或将影响现有人口流动的强度与方向。本文以“京沪高铁”为案例，根据各地级市人口统计年鉴数据，将流动人口定义为常住人口与户籍人口的差值，分析高铁对区域人口流动的影响。

高速铁路对人口流动的影响效应。第一，京沪高铁沿线站点城市流动人口密度显著较高，无论绝对值或增幅均高于非站点城市。非高铁站点流动人口密度从9.28人/平方公里(2000年)增至24.62人/平方公里(2011年)，增幅15%;高铁站点从39.67人/平方公里(2000年)增至109.9人/平方公里(2011年)，增幅17%。结果说明，人口流入在高铁站点尤为显著，交通区位与人口流动方向、规模具有正相关性，两者间具有正向的互动效应。

第二，高铁加剧了站点城市流动人口的集聚或疏散效应，起到了人口流动的“管道”作用。为探究高铁对人口流动的影响效应，我们按人口流入或流出方向分类，将高铁站点、非高铁站点城市细分为“人口集聚型站点城市”“人口疏散型站点城市”“人口集聚型非站点城市”“人口疏散型非站点城市”等四类城市。研究发现，人口流入的高铁站点，在2000年至2011年期间，人口持续流入，年均增长率为17.8%，人口流入的非高铁站点城市，11年间仅维持平稳小幅上升，年均增长15.7%;原属人口流出的站点城市11年间人口净流出增幅24.1%，而非站点城市仅为16.3%。

第三，高速铁路对人口的吸引效应具有一定区域辐射特征，京沪高铁对流动人口影响具有空间扩散及虹吸效应。分析发现，高铁站点及50km以内的城市具有较强的人口集聚性，站点人口密度从39.7人/平方公里(2000年)增至109.9人/平方公里(2011年)，增幅16.1%;半径小于50km区域人口密度从10.4人/平方公里(2000年)增至87.0人/平方公里(2011年)，增幅67.3%。京沪铁路对半径大于50km、小于100km区域人口密度则具有较强的人口虹吸效应，2000年区域净迁出10人/平方公里，2011年增长16.26人/平方公里。大于100km区域，2000年人口为净流入(32.7人/平方公里)，2011年净流入下降至15.88人/平方公里，人口更多地流向交通更先进、经济更发达、就业机会更充裕的地区。

高速铁路对人口流动的影响机制。基于2006～2011年京沪高铁沿线人口流动及相应经济社会面板数据，建立以“高铁站点区域”“高铁开通与否”为分组标准的双重差分面板回归。结果显示：(1)人口流入与预期收入、生活成本、产业结构具有显著性，验证了传统人口流动理论。(2)高铁站点城市与非高铁站点城市，高铁辐射区域与非高铁辐射区域相比，具有较高的人口净流入，与统计分析相符。(3)高铁开通对高铁站点及区域的人口流动直接影响不显著。

由于“高铁开通与否”对人口流动的直接影响效应的研究结果不显著，需要分析高铁是否存在对人口流动的间接效应。根据国外文献关于高铁对区域经济影响的综述，我们主要选取地区人均GDP、第二/三产比重为中间影响变量，研究高铁是否通过提高地区人均GDP、提升地区产业结构，以此间接吸引人口流入。回归分析结果显示：(1)人均GDP与劳动就业率、人均固定资产投资显著相关，在高铁站点具有较强的发展水平，并在高铁开通后有明显的提升。(2)第二、三产比重与高铁开通并无明显相关性。

由此可推测，高铁对人口流动的影响，一方面体现在高速铁路站点的设置提高了区域可达性，降低了人口流动的时间、交通成本，提升地区可达性，直接提升了人口净流入;另一方面，高铁在不改变地区产业结构的同时，增强了区域间信息技术、人力资本的交流强度，直接作用于生产函数中的技术变量，提高了地区人均GDP产出，由此间接地提升了地区收入预期，对人口流入具有积极影响。

高铁对第三产业集聚的影响

由于高铁主要是客运工具，主要影响人口流动及承载于人口的信息流动及知识流动，因此，与第一、二产业相比，高铁对重视运输效率、信息流动的第三产业发展的影响更为显著。参照高铁经济圈是“以区域中心城市为核心，以500～1000km为半径，通过加速不同类型的高端生产要素在各城市之间的流动，深化区域协同高效发展”的特征界定，我们选择以北京为中心，以500～1000km为半径的辐射区作为研究高铁影响第三产业集聚的研究对象，具体的空间范围包括北京、天津2个直辖市，以及河北、山西、山东、河南四省的55个地级市。上述样本城市中，有22个城市分别于2008年至2012年期间开通了高铁。

高铁对第三产业集聚的影响测度。我们基于空间基尼系数的测算结果，再运用ESDA分析方法进行空间统计检验，来研究以北京为中心的高铁经济圈的第三产业空间集聚的总体特征和变化情况。为了更好地探究产业集聚的变化趋势，在技术上做了变换，将空间基尼系数进行开方处理。测算结果表明，北京高铁经济圈的空间基尼系数整体呈现出不断增加的趋势，即研究地区的第三产业出现空间不均衡的特征，整体上呈现出不断集聚的势态。2012年空间基尼系数为0.1217，是2001年空间基尼系数的1.74倍。可见，区域第三产业发展的不均衡性加剧，产业的集聚现象日益凸显。

为了进一步对比分析高铁沿线城市与非沿线城市第三产业集聚的情况，将全样本分为高铁沿线城市组和非沿线城市组，并分别计算2001～2012年的空间基尼系数，结果如表1所示：

上述分析得到三个结果：(1)高铁沿线城市第三产业整体的空间集聚情况较为突出，比非高铁组明显很多，整体上呈现出集聚加强的趋势，其各年的空间基尼系数远大于非高铁沿线组的空间基尼系数，前者基本上一直是后者的2～3倍。(2)高铁沿线城市空间基尼系数的走势与全样本城市空间基尼系数的走势相似;在数值和变化率方面，高铁沿线城市一直大于后者。2002～2007年期间，中国GDP增长率快速提高，人们收入水平增加，对第三产业产品及服务的需求提高。2008～2010年期间，全样本和高铁沿线城市组的空间基尼系数都呈现平稳波动现象。这是由于2008年全球金融危机期间我国出台4万亿投资政策大力支持实业发展，加之通货膨胀水平较高，抑制了第三产业的发展。2010～2012年高铁沿线城市的空间基尼系数的平均增长率为13.68%，远大于2001～2009年的平均增长率4.41%。其可能的原因，一是2010年下半年以来，经济出现复苏;二是2010年以来，高铁沿线组的大部分地区开通高铁，地区间人口流动加快，需求增加，促进了第三产业集聚。(3)近些年，非高铁沿线城市组第三产业的空间基尼系数变化不大，仅小幅波动。说明与高铁沿线城市相比，非沿线地区的经济发展基础较差，高铁对拉动其第三产业的需求及劳动力流动的辐射作用微弱。

为了能将区域内个体的地理位置因素考虑进去，更好地反映第三产业在空间上集聚或者分散的程度，此处采用ESDA方法从空间角度进行分析。我们使用Geoda软件计算北京高铁经济圈的空间权重矩阵(使用距离加权矩阵)，同时对第三产业劳均GDP(即劳动生产率，能反映第三产业的发展水平)进行空间自相关检验，分别得到所选样本2001至2012年的Moran's I 指数，再使用蒙特卡罗模拟对结果进行显著性检验。

如图2和图3所示，2001年至2012年的Moran's I指数一直在0.4425～0.5538之间，Moran's I指数较大，且均通过了显著性水平为1%的统计检验。结果表明，北京高铁经济圈第三产业的发展水平呈现出强烈的空间正相关性和集聚特征。同时，第三产业发展水平相似的地区在空间上呈现出集聚特征，即服务水平较高的各个城市相互靠拢，低低相互接近，第三产业发展在空间上呈现出明显的分异现象，同类集聚的现象较为明显。另外，Moran's I指数的变化趋势显示，北京高铁经济圈的空间集聚程度在加强，但2008年前后出现了集聚减弱的情况。

高铁影响第三产业集聚的实证研究。根据前述的统计描述和空间统计检验结论，我们提出三个假设，即高铁开通会对沿线城市第三产业的集聚产生影响、会对距离附近高铁站最近的城市(针对未开通高铁的样本城市)第三产业的集聚产生影响，以及高铁的发车频次会对(有高铁的城市)第三产业的集聚产生影响。据此建立DID模型和混合OLS模型，分别对三个假设进行实证研究，实证研究的结果表明：(1)开通高铁有利于促进第三产业向高铁沿线城市转移，并进而提高了产业集聚水平，但根据衡量高铁开通净影响的系数(系数值为0.421)来看，高铁对第三产业集聚的影响虽然为正，但是影响因子并不高，即高铁对第三产业集聚的促进作用并不是很显著。(2)对于未开通高铁的城市，附近城市高铁的开通对其第三产业的发展具有一定的溢出作用，其距离周边的高铁站越近，受到的要素流动及通达性提升的溢出效应越显著，其第三产业的集聚程度越明显。(3)高铁发车次数与城市第三产业的集聚之间存在着一定的正相关关系，但这种正相关关系较微弱，与其他影响因素相比，高铁发车次数的影响因子较小。尽管实证结论最终通过了PSM方法的1%显著性检验，结论的稳健性得到验证，证明高铁的开通有利于提升城市第三产业的集聚水平，但该影响效果并非十分显著。结论或许说明，由于高铁开通时间较短，高铁对第三产业发展的影响还未得到充分显现。

因此，高铁沿线城市应充分利用高铁时代来临的发展契机和条件优势，尽快从如下几个方面合理高效地规划第三产业发展的方向和结构，提升自身的城市竞争力：第一，高铁沿线城市应结合自身优势，重点布局发展现代服务业。开通高铁将有助于人流、信息流、物流、商流、资金流等要素的空间高度集聚，高铁沿线城市可以据此部署配套现代服务业产业，构建商贸、休闲娱乐、金融等多种服务功能为一体的商圈。同时，通过出台税收优惠、专项补贴等政策，大力吸引物流、商贸等服务项目，引进更多的技术和人才，大力发挥第三产业集聚所带来的正向经济效应。第二，构建高铁沿线城市特色产业经济走廊。具体通过促进沿线地区的相似产业和上下游特色产业的关联度，从整体上明确产业定位，拓宽发展渠道，实现整体营销，提高规模经济，最终带动沿线地区相关产业的一体化发展。第三，在沿线区域构建信息资源共享平台，促进第三产业协同发展。第三产业是资金、技术的密集型产业，产品及服务的创新对第三产业的发展至关重要。高铁沿线地区可通过共建资源平台，加大信息知识交流，共同挖掘产业创新点，提升区域第三产业的发展水平。

高铁对旅游产业发展的影响

交通是旅游业发展的六大要素之一，交通对旅游流具有重要的导向作用。作为新型的快速交通运输工具，高速铁路的主要特征是大运能、高速度、低污染和优服务，高铁引起的“缩短时间距离”将对旅游业发展产生直接和间接的“时空”影响效应。“旅游流”是诠释区域旅游形态和空间结构的重要标准，入境旅游流的地理集中指数和入境旅游者偏移增长指数可以反映入境旅游流的区域特征变化。因此，在现阶段，“旅游流”可以集中呈现旅游产业发展的现实水平和铁路交通对旅游业发展的影响。高铁交通导引下的旅游流的流速、流向、流量变化，不仅是形成旅游区域结构的基本格局和区域合作的重要基础，而且可以有效地反映高铁开通以来旅游业发展的总体变化趋势。因此，在研究高铁对旅游经济发展影响的技术路线上，我们选择将已开通高铁运营线路的中国22个省、自治区、直辖市作为地域范围，以上述22个区域高铁开通以来的入境游客境内省际流向的抽样调查数据为对象进行分析。

入境游客的空间流动与偏移增长。我们以地理集中指数来衡量某节点旅游流的分散与集中性特征。指标分析显示，22个省级行政区高铁开通前后的游客地理集中指数波动较大，2008年地理集中指数值增加较为明显的省份有北京、上海、广东、河南、江苏、吉林等;2009年地理集中指数变化较为明显的是北京、上海、广东、海南、吉林、河南等;2010年是北京、上海、四川、广东、黑龙江、辽宁、河南等;2011年是北京、上海、四川、河南、广东、海南、黑龙江等。其中北京2007年游客地理集中指数为128.9，2008年为154.3，到2011年一直保持明显的增长态势。从北京高铁站点建设和线路规划情况来看，自2008年以来，北京先后开通了京津城际线、京沪线、京广线，同时开通了前往多地的动车组列车，包括京哈、京太动车组等;上海市开通前往北京、杭州方面的京沪、沪杭高铁线路。广东省开通了广深高铁，安徽省开通了宁合线、合武线，宁合线的开通使安徽省会城市合肥与江苏省会城市南京的时间距离由原来的4小时缩短到1小时左右，空间距离由原来的312公里缩短至154公里;海南省游客地理集中指数变化较快的是2009～2011年，2008年海南省境外游客地理集中指数为22.52，到2011年增长为59.1。综合各区域旅游地理集中指数的变化表明，在高速铁路背景下，旅游业发展呈现新的特征。作为旅游者活动的重要工具和吸引物，高速铁路交通对旅游者的空间流动具有导向作用。

为进一步揭示各省区旅游发展间的互动关系，我们采用偏移—分享法分析入境旅游流境内的空间格局演化。分享增长是指当某一地区以整个区域入境游客增长率增长时所获得的增长量。偏移增长是指某一地区入境游客增长对分享增长量的偏差数额。值为正，说明该区域入境游客增长速度快，反之表示入境游客呈现向外围扩散态势。为消除各区域入境总量差异对分析结果的影响，我们以年入境游客增长率代替入境游客增长量。指标分析显示，2004～2011年22个省区境外游客偏移增长变化，其中高铁开通以来变化最为明显的包括2009年的四川、河北、河南、湖北，2010年的天津、山东、黑龙江、吉林和四川，2011年的安徽、吉林、山西、河北、湖北等。各省区的变动幅度排名情况如表2所示。

高铁时代的区域旅游发展效率。我们采用数据包络分析方法(Data Envelopment Analysis， DEA)，对2008年以来的铁路交通要素投入与产出数据进行分析，以此评价高铁条件下铁路交通要素的总体发展效率特征和铁路交通要素投入对区域旅游发展的贡献。借鉴交通要素投入对生产率贡献的研究方法，兼顾考虑DEA方法对指标和决策单元的相对关系要求，我们在此选取各省区铁路营业里程、铁路客运量作为投入指标，这两个指标既是区域铁路对旅游业的最直接贡献，同时也是重要投入;选择入境年旅游人数和人均旅游花费两个指标来反映各省区旅游业的产出程度。

以2011年分析为例，除广东省规模收益保持不变之外，其他省份都处在规模报酬递减的阶段。2011年总体效率评价中，除广东DEA总体有效外，四川、福建、重庆、浙江等省区总效率相对较高，说明相对于其他省份，以上区域的高铁建设投入在区域旅游发展中得到了有效的回报。分析同时表明，江苏、浙江、福建、湖北、海南、重庆、四川等省技术效率相对较高，说明这些区域高铁投资的旅游产出较高。浙江、安徽、福建、江西、黑龙江、江苏、湖北、湖南、海南、重庆、四川、陕西、四川等省区规模效率相对较高，投入与产出的匹配度高于其他省份。(参见表3)

综合2009～2011年22个省区的DEA分析表明，大多数省区的技术效率都保持增长态势，说明高铁的投入对旅游业的发展具有积极的推动效应。近几年，各省区接待旅游者人数的变化趋势与各省份铁路客运周转量变化趋势基本耦合。但总体效率状况反映出，铁路交通要素的投入在旅游业发展中未得到较高产出，资源尚未得到充分利用。其中，江苏、浙江、福建、河南总体效率相对较高;北京、天津、河北、山西、辽宁等地区总体效率相对较低。

总体上，大多数省区合理利用了高铁带来的客源优势，高铁对旅游业发展的促进作用明显。但实际投入和旅游产出匹配度不高反映出，近年来高铁建设投入规模过大，高铁投资的经济效益出现滞后性，高铁“旅游产出效率”的产生过程将是渐进的。从较长时期看，未来多数省区旅游发展的重点是，通过吸引游客延长逗留时间，提高购物等衍生活动的比重等方法，逐步提升对高铁资源的利用效率。随着高铁建设投资进入稳定发展阶段，高铁经济投入与旅游产出才会逐渐走向均衡状态。

结语

虽然中国刚步入高铁时代，但研究表明，高铁对中国的区域格局、人口流动、第三产业和旅游发展已然产生了系统性的重要影响。总体上，高铁的引导、促进、辐射、联动、重组等正面的机制与作用日益凸显。随着中国“四纵四横”主要高铁网的规划与建设不断加快，高铁对中国城市与区域发展的全面重塑工程也将越发深入。

但我们还要从理论和实践两个层面，直面高铁区域协同治理难、高铁建设投资规模超限、高铁新城过度开发、高铁逆向极化效应、高铁城市过度竞争等已暴露出的一系列难题，加快以生产力提升和体制机制改革，来化解矛盾，规避风险，实现高铁时代中国经济社会的健康有序发展。

(本文系国家社科基金重点项目“高铁时代区域经济协调发展重点与支撑政策研究”部分阶段性研究成果的集成，项目批准号：11AZD093，本文同时是教育部新世纪优秀人才支持计划的成果之一;北京大学政府管理学院硕士研究生徐杰、张金萍，北京大学政府管理学院博士后朱桃杏对此文有贡献)

责 编/武 洁

作者：陆军

第三篇：高铁开通提升了城市绿色发展效率吗

摘 要：以高铁开通这一事件构造准自然实验，基于2006～2017年中国271个地级市的平衡面板数据，首先通过数据包络分析法测算城市绿色发展效率，进而使用双重差分模型和中介效应模型检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响及作用机制。研究发现：(1)整体上，高铁开通显著提升了城市绿色发展效率。在缓解内生性问题和进行多项稳健性检验后，这一结论依然成立。从动态效应上看，高铁对城市绿色发展效率的拉动呈逐年上升的趋势。(2)机制分析表明，高铁开通凭借创新效应、结构效应与配置效应提升了城市绿色发展效率，其中创新效应发挥的作用最强，而结构效应的影响较弱。(3)异质性研究发现，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用在东部地区和大中型城市更为显著。(4)基于地理距离圈层的扩展分析表明，高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的促进效应呈“倒U”型变化趋势，且在距中心城市200 km处达到最大。

关键词：高铁开通;绿色发展效率;双重差分模型;中介效应

一、引言

在过去40多年中国经济发展高歌猛进的过程中，交通基础设施扮演了重要角色[1]，而高速铁路(以下简称“高铁”)建设作为一项重要的基础设施改善，不仅改变了人们的出行方式与交通运输方式，更对中国区域经济分布格局、要素流动和产业结构产生了深远影响[2]，进而为城市绿色发展带来契机。[3]截至2018年底，我国高铁运营里程已突破2.9万公里，约占全球的70%，拥有高铁的地级城市数量已经突破200个，占中国地级城市的60%以上，是世界上唯一高铁成网运行的国家。根据国务院《中长期铁路网规划》，到2025年，我国高铁网规模将达到3.8万公里左右，完成“四纵四横”到“八纵八横”的飞跃。与此同时，我国传统经济增长模式的弊端也开始不断显现，实现区域经济绿色发展成为“新常态”下我国经济实现高质量发展的必然要求。党的十八届五中全会将绿色发展纳入“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念并加以系统化，成为引领我国经济社会发展的新的“指挥棒”。十九大报告进一步指出，要加快国家生态文明体制改革，为把我国建设成为富强民主文明和谐美丽的社会主义现代化强国而奋斗。那么，高铁作为国家重要的交通基础设施，其开通所带来的外部性是否提升了城市绿色发展效率?如果是，那么高铁开通对城市绿色发展效率的影响机制和作用途径为何?进一步地，高铁开通对不同城市的绿色发展效率有何异质性?回答这些问题，对于有效发挥高铁对城市绿色发展的积极效应，推动我国经济高质量发展具有重要意义。

目前关于高铁开通的相关研究主要集中在高铁开通对地区经济增长[4，5]、空间布局重塑[2][6]、环境污染[7，8]、产业集聚[9，10]、创新效率[11，12]、旅游业发展[13，14]等几个方面。这些研究中与区域绿色发展较为密切的是高铁开通带来的经济效应与环境效应。对于高铁开通带来的经济效应，众多学者从不同角度进行了分析。余泳泽等[11]认为高铁开通显著提升了区域可达性，促进了不同城市间的经济往来，带来了包括知识外溢等在内的巨大的外部效應;董艳梅和朱英明[15]认为高铁可以通过降低交通成本和增加地区工资水平等方式间接影响经济增长;李欣泽等[16]指出高铁改善了要素配置扭曲，提高了区域资源配置效率。对于高铁开通带来的环境效应，一方面，高铁兼具高效率与低能耗特性，本身就是一种绿色环保的运输方式[17]，在运营过程中直接降低了环境污染;另一方面，高铁通过对传统交通方式的替代[18]、促进产业升级[9]等途径间接改善了环境治理。王成新等[19]基于运营阶段的行车碳排放换算， 认为高铁较其他交通运输方式更具减碳效果，其人均碳排放量约为航空运输的1/5和高速公路运输的1/3，且随着中国能源结构的逐步优化，其减碳效果越明显。此外，高铁作用的发挥还存在一定的时空差异，孙广召和黄凯南[20] 基于中国直辖市和地级市的面板数据，认为整体上高铁促进了开通城市全要素生产率增长率的提升，但该影响效果存在显著的区域异质性和动态效应异质性。

综上所述，已有文献大多单一地关注了高铁的经济效应或环境效应，而随着经济增长与环境污染矛盾的日益突出，如何实现城市绿色发展成为政府和学者们共同关注的话题，但鲜有学者以经济和环境双重视角分析高铁对城市绿色发展效率的影响及其作用机制。基于此，本文的边际贡献可能在于：(1)在研究内容上，统筹高铁的经济效应与环境效应，引入绿色发展效率指标进行研究，契合了当前绿色发展的时代背景，丰富了高铁相关领域研究。(2)在研究方法及样本上，基于多时点的双重差分法考察高铁开通对城市绿色发展效率的影响效应，并使用2SLS、PSM-DID等方法解决潜在的内生性问题，确保研究结论的可靠性。此外，将绿色发展效率的测度延伸至地级市层面，使得研究更加深入和具有针对性。(3)借鉴地理学相关理论，基于不同城市距离中心城市的远近，将样本城市划分入不同的地理圈层，进一步探讨高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的差异性影响。

二、理论分析与研究假设

高铁作为我国交通基础设施的重要组成部分，极大地丰富了人们的出行方式。相比传统交通工具，高铁拥有更快的运营速度以及更为先进的通信系统[21]，具有高速度与高运行密度的双重优势，大幅缩短了城市间的空间距离，加快了区域间的连接速度，这在一定程度上对城市技术创新水平、产业结构转换及资源配置效率产生了强烈冲击。本文以经济增长与环境改善的双重视角，分别从创新效应、结构效应和配置效应三个角度探究高铁开通对城市绿色发展效率的影响机理。

(一)创新效应。高铁可以通过技术创新效应提高企业生产率并降低污染排放水平。一方面，高铁打破了城市间的原有边界，加速了人才、商品与信息的跨区域流动，使得知识和技术在长距离上的溢出成为可能。高铁为不同地区企业和科研机构间的信息交流与技术合作提供了便利条件，有利于企业扩大创新活动和生产率的提高。Okabe[22]对日本新干线沿线城市的商业活动进行调查，发现高铁开通后新干线沿线城市的知识和技术交流活动(例如商业服务、研发活动和教育培训)显著增加，进一步带动了沿线城市商业发展。另一方面，由高铁引致的技术创新和改进有利于提高资源利用效率，进而减少污染物排放，实现城市绿色发展。Grossman和Krueger[23]认为，技术进步理论上可以对环境产生积极影响。此外，Wang等[24]还指出，高铁开通可显著提升企业技术创新水平，尤其是与能源消耗和环境污染密切相关的节能减排技术，这对于企业改进生产方式，实现清洁生产具有重要意义。

(二)结构效应。高铁建设有利于改善城市产业结构。首先，作为运输服务业，高铁建设刺激了服务业的快速发展，促使经济结构由制造业向服务业转变，由此降低了作为城市污染主要来源的二产占比，有利于城市经济增长方式由粗放型向绿色发展过渡[25]。其次，对高铁建设投资的增加也有利于三次产业的协同发展[26]，进而通过产业结构的升级带来城市绿色发展效率提升。刘勇政和李岩[4]的研究发现，与非高铁城市相比，高铁城市第二产业比重下降了近10%，第三产业比重上升了近9%，证明了高铁在第二产业和产业之间的产业结构替代效应。最后，高铁改善了城市服务业的集聚程度[27]，并显著提高了相关行业的就业密度。高铁建设促进了沿线城市餐饮业、旅游业等服务业的集聚发展，并对工业生产要素产生一定的“挤出效应”[6]，在此过程中增加的就业机会同时提高了居民的可支配收入，进而带来消费水平的提升，推动地区经济发展。由此，高铁通过降低二产比重，促进服务业集聚与增加就业，实现产业结构的高级化和绿色化，进而提升城市绿色生态效率。

(三)配置效应。高铁还可以通过资源配置效应提升城市绿色发展效率。首先，高铁开通实现了城市间的“串联”，日趋完善的高铁网络削弱了要素流通障碍，打破了城市间原有的市场分割，缩短了劳动力、资源和技术等生产要素从市场到企业的距离;同时高铁建设压缩了商品流通环节，降低了企业交易成本与运输成本，有利于企业获取优廉的生产要素，提高要素配置效率，从而推动企业绿色全要素生产率的增长，最终实现城市绿色发展。其次，高铁的“时空收敛效应”使得企业与消费市场之间的时空距离得到压缩[6]。企业比以往能更快、更准确地了解消费者的偏好与需求，有利于企业提高商品分配效率，减少资源浪费，降低生产能耗[28]，从而提升绿色发展效率。

结合以上分析，本文提出如下假设：

H1：高铁开通对城市绿色发展效率具有提升效应。

H2：高铁开通凭借创新效应、结构效应和配置效应三条途径提升城市绿色发展效率。

三、模型构建与变量选取

(一)模型构建

双重差分法通常适用于大范围的公共政策研究，其通过构建个体与时间虚拟变量，对实验组与控制组进行倍差，以实现政策效应的有效评估。该方法不仅能在一定程度上避免模型可能产生的内生性问题，而且将政策效应有效地剥离出来，是目前学者们进行政策效应评估时普遍使用的方法之一。本文将高铁开通视为一次准自然实验，以开通高铁的城市作为处理组，未开通高铁的城市作为对照组，采用上述双重差分法检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响效应。由于各城市高铁开通的时间存在先后差异，并不存在一个统一的“政策实施点”，故本文借鉴Shao等 [29]、张华和冯烽 [8]等学者设计的双重差分模型，以各城市开通高铁的实际年份虚拟变量作为核心解释变量，构建面板双向固定效应模型如下：

其中，i表示城市，t表示年份;被解释变量lngde表示城市绿色发展效率;核心解释变量hsr为高铁是否开通的虚拟变量，也是本文最为关注的变量。具体地，定义某城市在高铁开通当年及之后各年取值为1，否则为0。Xit表示一系列控制变量，以控制其他因素对城市绿色发展效率的影响;μi与δt分别表示个体固定效应与时间固定效应，εit为随机误差项。

此外，为检验高铁开通对城市绿色发展效率的动态效应，本文参考卞元超等[30]的研究方法，设置高铁开通后第1年、第2年、第3年、第4年及第5年的年份虚拟变量，并将其与地区是否开通高铁的虚拟变量相乘，以此作为核心解释变量检验高铁开通对城市绿色发展效率的时间动态效应及变化趋势，模型具体设定如式(2)所示：

其中，yearj表示上文设定的年份虚拟变量，具体地，取高铁开通后的第j年为1，其余年份为0(j=1，2，3，4，5)，其他变量含义同上。

(二)变量选取

1.被解释变量

绿色发展效率(gde)是生态、环境和资源的综合利用效率，旨在实现经济发展与环境保护间的和谐统一和可持续性。本文沿用目前大多数学者青睐的数据包络分析模型(DEA)，基于松弛测度的方向距离函数(SBM-DDF)的Luenberger 生产率指数法，将期望产出与非期望产出同时考虑在内，运用MAXDEA6.0测算得到环境约束下我国城市绿色发展效率。该方法同时考虑了经济增长与环境污染的产出效应，充分体现了区域绿色发展的内涵。具体地，在运用该方法进行城市绿色发展效率的测算时，需要选取两大类指标：投入指标与产出指标(包括期望产出与非期望产出)。

(1)投入指标。参考罗能生等[31]的研究，假定生产过程的要素投入包括土地、资本、劳动和能源。①土地投入。以历年城市建成区面积作为土地要素投入的代理变量;②资本投入。使用“永续盘存法”进行资本存量的估算，并以此表征资本要素投入。i地区第t年的资本存量即等于该地区第t年的投资额与上一年扣除折旧率后的资本存量之和。在折旧率的选取上，借鉴单豪杰[32]的研究，将资本折旧率设定为10.96%，并以2006年为不变价对数据进行平减;③劳动投入。以各城市城镇单位年末从业人员数表示;④能源投入。以各城市歷年人均电力消耗量表征。

(2)产出指标。①期望产出。尽管存在部分缺陷，GDP仍是衡量经济发展、展现地方经济实力的重要指标，本文选取各城市实际GDP表征期望产出，为消除物价因素影响，以2006年为基期进行平减。②非期望产出。污染物是区域绿色发展进程中的主要非期望产出，选取各城市历年工业二氧化硫排放量、工业废水排放量和工业烟尘(粉尘)排放量三项指标作为非期望产出。

2.其他解释变量

(1)核心解释变量

高铁开通(hsr)是本文的核心解释变量。自2008年我国第一条高铁线路京津城际铁路开通运营以来，中国高铁建设发展迅猛。在本文所涉及的271个城市样本中，超过60%的城市已经开通高铁。而相比于高铁建设，本文更关心某城市高铁开通的状态，即“已开通”或“未开通”，故以虚拟变量的形式对高铁开通的状态进行表征，即定义某城市在高铁开通当年及之后各年取值为1，否则为0。

(2)控制变量

为控制其他变量对城市绿色发展效率的影响，本文参照Zhang等[33]、彭小辉和王静怡[26]、武宵旭和葛鹏飞[34]的研究，引入如下控制变量：①人口密度(pop)。人口增长在为经济发展带来红利的同时也造成了一定的环境污染，考虑到中国各行政区域和城市间巨大的人口差异，采用绝对的人口数量在科学上不具有可比性，因此使用人口密度指标，以各城市行政区域内每单位面积的人口数表示;②经济发展水平(gdp)。同人口密度指标类似，经济发展水平以各地区实际人均GDP衡量，并通过GDP平减指数以2006年为基期进行平减;③政府干预(gov)。地方政府对经济政策的制定和财政支出的分配在一定程度上影响地区经济发展的模式和效率。本文以各城市年末财政支出总额衡量政府干预，并以2006年为基期进行折算。④对外开放度(open)。以外商直接投资(FDI)为代表的对外开放程度是研究环境问题要考虑的基本因素，现有研究主要形成两种观点：一是认为发展中国家为发展经济主动降低环境规制标准以吸引外资，成为发达国家的“污染避难所”，二是认为外商直接投资提供的新技术有利于改善环境质量，发挥“污染光环”效应。本文以各地级市实际利用外商直接投资额占GDP的比重衡量对外开放度。⑤人力资本(hum)。经济发展与环境治理离不开高素质人才的参与，本文以每万人在校大学生数衡量地区人力资本。⑥产业结构(ind)。城市间不同的产业结构对绿色发展效率的影响不同。本文以第三产业占GDP的比重衡量产业结构。

(3)中介变量

创新效应以各地区专利申请授权数表示;结构效应以第三产业产值与第二产业产值的比重表示;配置效应以不考虑非期望产出的城市全要素生产率表示，测算方法同被解释变量。

(三)数据说明

本文研究样本区间为2006～2017年，样本数据为包含中国271个地级市的平衡面板数据。其中高铁数据主要来源于《中国铁道年鉴》、国家铁路局相关公告及12306网站，作为工具变量的明朝驿路数据来源于360doc个人图书馆明代全国驿路图及手动搜集整理。其他数据均来源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》以及各省份历年统计年鉴。对于部分缺失数据，本文通过计算平均增长率进行补齐。此外，为控制模型的异方差，对所有变量进行自然对数处理。

四、实证结果与分析

(一)平行趋势检验

应用双重差分法的一个重要前提条件是处理组和对照组在政策实施之前必须具有相同的变化趋势，即平行趋势假设。具体到本文，即无论样本城市是否开通高铁，其在高铁开通之前绿色发展效率的变化趋势不存在系统性差异。也就是说，高铁这一外生冲击并未对处理组与对照组绿色发展效率的变化趋势造成影响。本文参照Tanaka[35]、刘瑞明和赵仁杰[36]等学者的做法，通过绘制被解释变量的时间趋势图来研判处理组与对照组在高铁开通前是否具有一致的变动趋势。对于政策节点的选择，通过观察数据，我们发现中国各地级市高铁开通的年份主要集中在2012年，2014年与2016年，由于2014年与2016年后样本数据较少，所以选择2012年作为时间节点。图1绘制了开通高铁与未开通高铁城市绿色发展效率的平行趋势图。可以看到，在2012年之前，开通高铁与未开通高铁城市的绿色发展效率变化趋势基本一致，说明本文的平行趋势假设得到验证，双重差分模型具有适用性。

(二)基准回归

使用双重差分法检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响，结果如表1所示。模型(1)、(2)反映了高铁开通对城市绿色发展效率的平均效应，可以看到，无论是否加入控制变量，高铁开通虚拟变量均在1%的水平上显著为正，说明高铁开通有效促进了城市绿色发展效率的提升，梁喜和李思遥[37]也得出与此相一致的结论，本文假设H1得到验证。具体地，在其他条件不变的情况下，高铁开通这一外生冲击为城市绿色发展效率带来了5.95%的提升，由于高铁开通始于2008年，所以在样本期内双重差分法共捕捉了10年的平均处理效应，相当于高铁开通每年促使城市绿色发展效率提升约0.60%。

对于各控制变量，人口密度的估计系数在1%的水平上显著为负，表明人口集聚为城市带来的环境压力不利于绿色发展效率的提升;经济发展水平的估计系数显著为负，表明我国现阶段的经济发展在某种程度上依然以牺牲环境治理为代价，粗放型的经济发展模式亟待转变;政府干预的估计系数显著为正，政府财政支出有利于完善城市交通基础设施，使得居民在出行方式的选择上更倾向于清洁、高效的公共交通，从而有利于提升城市绿色发展效率;对外开放度的估计系数显著为负，外商直接投资的“污染避难所”效应显现，其带来的环境污染问题不容忽视;人力资本的估计系数显著为正，人才是创新的基础，是企业产出能力的保障，较高的人力资本水平能有效提升绿色发展效率;产业结构的估计系数显著为正，表明合理的产业结构对城市绿色发展具有正向的促进作用。

进一步地，考虑交通基础设施对经济增长及环境污染的滞后效应[38]，根据式(2)对高铁开通影响城市绿色发展效率的动态效应进行检验，结果见表1(3)、(4)列。可以看到，高鐵开通后第1年城市绿色发展效率提升了6.85%，大于高铁开通当年对城市绿色发展效率的提升效应。在高铁开通后的第2年、第3年、第4年及第5年，其对城市绿色发展效率的提升效应分别为7.21%、7.57%、11.73%、16.17%，呈显著的上升趋势。故随着高铁开通时间的延续，其对城市绿色发展效率的提升效应也逐渐增大，这一结论在加入控制变量后同样成立，表明高铁开通对城市绿色发展效率提升具有显著的时间动态效应。

(三)作用机制检验

上文基准回归结果表明，高铁开通显著提升了城市绿色发展效率。那么高铁开通是如何提升城市绿色发展效率的呢?如以上理论分析部分所述，高铁可能通过创新效应、结构效应和配置效应影响城市经济发展与环境治理，最终表现为绿色发展效率的提升。为验证这三种效应，本文借鉴Baron & Kenny(1986)[39]对中介效应的分析思路，设定如下计量模型：

其中，M表示中介变量，其他变量设定同上。根据中介效应的三步检验法，首先对式(3)进行回归，检验高铁是否提升了城市绿色发展效率，如果系数显著，则表明高铁开通对城市绿色发展效率有影响。其次对式(4)进行回归，即将高铁开通与三种影响效应分别回归，如果系数显著，即说明高铁开通带来了该三种效应。最后，对式(5)进行回归，将高铁开通与中介变量同时纳入方程中，若高铁开通系数仍然显著，则表明该中介效应是显著的。此外，本文基于Bootstrap方法检验作用机制的稳健性并给出间接效应的占比，结果如表2所示。

从表2回归(1)可以看出，高铁开通对城市绿色发展效率的总效应为0.0595，且通过了1%的显著性水平检验，与前文结论一致。回归(2)、(3)分别给出了高铁开通对专利申请授权数的估计结果和高铁开通、专利申请授权数对城市绿色发展效率的估计结果。从回归(2)可以看出，高铁开通对地区专利申请授权数的回归系数在1%的水平上显著为正，说明高铁开通增加了地区专利申请授权数，有利于提升城市的技术创新水平。回归(3)中，专利申请授权数对城市绿色发展效率的回归系数同样在1%的水平上显著为正，说明技术创新水平能够有效提升城市绿色发展效率。综合以上分析，高铁开通通过提升城市技术创新水平进而提升城市绿色发展效率，其中介效应为0.0129，约占总效应的21.68%。Sobel检验及Bootstrap检验均至少在5%的水平上显著，表明创新效应的中介作用显著存在。回归(4)、(5)与回归(6)、(7)分别为结构效应和配置效应的检验结果，其中结构效应的中介效应为0.0012，约占总效应的2.02%，配置效应的中介效应为0.009，约占总效应的15.13%。本文假设H2得到验证。进一步比较三种中介效应的大小，创新效应最大，配置效应次之，结构效应最小，这表明高铁开通发挥的技术创新效应对城市绿色发展效率提升最为有效，而产业结构替代效应的作用较为有限。

(四)异质性检验

1.城市地理区位

上文的研究结果证实，高铁开通可显著提升城市绿色发展效率。然而作为一个幅员辽阔的大国，我国不同区位城市在资源禀赋、要素配给、政策落实等方面均存在较大差异，基于城市样本总体的回归分析可能会掩盖地区差异，故本文根据城市所处地理区位的不同，将样本划分为东部城市和中西部城市，通过分组回归考察高铁开通对城市绿色发展效率的差异性影响。结果显示，高铁开通对城市绿色发展效率的提升效应仍然显著，但对东部地区的促进作用更为明显。一方面，东部城市普遍拥有较高的经济发展水平，地区间经济联系较为频繁，高铁开通更加速了城市间的商品流通与信息交流，有利于提升高铁覆盖区域的协同创新水平，进而提升效率水平[20];另一方面，东部地区覆盖了较多的高铁开通城市，庞大的高铁网络有利于发挥高铁带来的外部效应与空间溢出效应[40]，进而带来效率的提升。而中西部地区高铁网络相对稀疏，不同城市间的地理距离相对较远，由高铁开通所引致的区域交流与合作较东部地区较少，故中西部地区城市高铁开通对绿色发展效率提升效应小于东部地区。

2.城市规模

已有研究表明，高铁对不同规模城市经济发展、环境污染的影响作用呈现差异性。一方面，大城市资源的分配和利用效率较高，具有显著的经济集聚效应;另一方面，大城市又容易产生拥挤效应、城市疾病和环境污染问题[41]。故本文进一步以城市规模作为划分依据，考察高铁开通对不同规模城市绿色发展效率的差异性影响。根据国务院关于调整城市规模划分标准的通知(国发〔2014〕51号)，基于2014年各地级市城区常住人口数据，本文将城市人口大于等于100万的城市定义为大型城市，将城市人口小于100万的城市定义为中小型城市，并对两组城市样本进行分组回归，结果见表3。可以发现，高铁开通对城市绿色发展效率仍表现为显著的促进作用，但对不同规模城市的促进效果不同。在大型城市，高铁开通为城市绿色发展效率带来8.91%的提升，而这一比例在中小型城市下降至6.01%。造成这一差异的可能原因在于：一方面，高铁经济效应及绿色效应的发挥在一定程度上依赖于城市相应基础设施的建设与“软环境”的完善，而中小型城市在短期内很难完成相应资源的配套，另一方面，高铁还可能发挥“虹吸效应”[42]，促使生产要素由中小型城市流向大型城市，在一定程度上对高铁的“扩散效应”造成冲击，故高铁开通对中小型城市绿色发展效率的提升作用较弱。

(五)内生性问题与稳健性检验

1.内生性问题

根据前文分析，高铁开通对城市绿色发展效率具有显著的提升作用，但不可否认的是，城市绿色发展效率还可能受到其他因素的影响，这种由遗漏变量所引致的内生性问题可能带来估计的偏误，故本文使用工具变量法进行内生处理，以获得更可靠的估计。借鉴Banerjee等[43]和孙学涛等[44]的做法，采用明朝驛路作为高铁开通的工具变量。其合理性体现在：其一，明朝驿路建设的目的与当今高铁建设类似，即都是为了连接重要城市，增强地区间的可达性。同时，明朝驿路与高铁经过的地区大多地势平坦，海拔较低。因此，选取明朝驿路作为工具变量满足工具变量设定的相关性假设。其二，明朝驿路是外生的历史变量，不会随时间变化而改变，且明朝驿路建设最重要的目的是传情达令，并不会直接影响地区经济发展与环境污染[45]，满足工具变量设定的外生性假设。因此，采用明朝驿路作为高铁开通的工具变量是合适的。以两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计，结果见表4。F统计量大于10，拒绝了弱工具变量的原假设，说明工具变量选取有效。第一阶段回归结果表明高铁开通与明朝驿路呈正相关，第二阶段工具变量的回归结果与基准回归结果基本一致，表明高铁开通显著提升了城市绿色发展效率这一结论较为可信。

2.稳健性检验

本文拟从以下几个方面对上述研究结果进行稳健性检验：①反事实检验。参照张永庆和张金月[7]的做法，本文将271个城市样本随机分为控制组与对照组构造高铁是否开通的反事实，在此前提下重新进行回归。结果显示，高铁开通的估计系数为正但不显著，表明上述结论是由高铁开通这一外生冲击引起的，而不是由于其他因素所导致的安慰剂效应的结果。②基于PSM-DID方法的回归分析。虽然我国高铁建设是在国家综合规划下统一推进的，但高铁选址与建设仍不可避免地受到城市区位、发展水平等因素的干扰，故本文应用倾向得分匹配法，通过倾向得分值重新划分处理组与对照组，最后再使用双重差分法进行估计。表5第(2)列显示了PSM-DID的估计结果，可以看到，高铁开通系数仍为正并通过了1%的显著性水平检验，进一步支持了前文的结论。③被解释变量重新测算。为避免因测算问题导致的结果偏差，本文以规模报酬可变的超效率DEA模型对城市绿色发展效率进行重新测算，并保持其他控制变量不变进行回归分析。结果与上文基本一致，本文结论具有稳健性。④改变样本范围。在排除省会城市、副省级城市等31个重点城市后，回归结果仍一致于前文结论。⑤所有解释变量滞后一期。考虑到高铁效应发挥的滞后性，同时为避免联立方程偏误，取高铁开通及所有控制变量的滞后一期代入方程进行回归[8]，结果见表5第(5)列。可见，回归结果与前文基本一致，本文结论具有稳健性。

(六)进一步讨论：基于地理圈层的推论

前文理论分析与实证结果表明高铁能够带来显著的“时空压缩效应”，通过加速知识、技术和劳动力等生产要素的流通頻率与空间溢出进而带来城市绿色发展效率的提升。而中心城市往往聚集了较多的创新技术与高等人才，且具有较强的区域辐射能力。由此，我们得到以下推论：离中心城市地理距离的远近将显著影响高铁开通对城市绿色发展效率的提升程度。为此，本文根据国家发改委和住建部《全国城镇体系规划》中对城市的规划和定位，将北京、天津、上海、广州、重庆、成都、武汉、郑州和西安设定为中心城市，分别以100 km、150 km、200 km、250 km、300 km为半径，划分相应的地理圈层，以期检验高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的差异性影响，估计结果如表6所示。

据表6可知，高铁开通对不同地理圈层内城市绿色发展效率的影响均表现为显著的促进作用，但作用效果呈现差异性。具体地，在100 km～200 km的圈层范围内，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用依次增强，而在越过200 km的地理距离阈值后，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用逐步减弱，呈现出一种“倒U”型的变化趋势。故本文的推论得到验证，且进一步得到如下结论：高铁开通对于距离中心城市200公里左右范围内城市的绿色发展效率的提升效果最好。如前文所述，高铁开通可能同时产生“扩散效应”与“虹吸效应”，其对城市绿色发展效率的影响则在很大程度上取决于这两种效应的大小。由于中心城市在资源禀赋、人才政策、公共福利等方面的先天优势，当距离中心城市过近时，周边落后地区的人口、资金等要素可能更容易流入中心区域[42]，“虹吸效应”的存在削弱了高铁开通对城市绿色发展效率的提升作用。而随着地理距离的增加，“虹吸效应”的影响作用逐渐弱化，加之高铁“扩散效应”的有效发挥，高铁开通对城市绿色发展效率的提升作用达到最大。但持续增加的地理距离可能抑制劳动力等生产要素的流动意愿，不利于中心城市知识和技术的外溢，“扩散效应”减弱，最终表现为城市绿色发展效率的随机衰减。

五、结论及政策建议

高铁开通极大地改善了城市交通基础设施，并在一定程度上影响了地区技术创新水平、产业结构升级与资源配置效率，进一步对城市绿色发展效率造成影响。本文以高铁开通这一事件构造准自然实验，采用2006～2017年中国271个地级市的平衡面板数据，首先通过数据包络分析法测算城市绿色发展效率，进而使用双重差分模型和中介效应模型检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响及作用机制。研究结果表明：(1)整体上，高铁开通显著提升了城市绿色发展效率。相比于未开通城市，高铁开通平均为城市绿色发展效率带来5.95%的提升，在缓解内生性问题和进行多项稳健性检验后，这一结论依然成立。从动态效应上看，高铁对城市绿色发展效率的拉动呈逐年上升的趋势。(2)机制分析表明，高铁开通凭借创新效应、结构效应与配置效应提升了城市绿色发展效率，其中创新效应带来的影响最为有效，而结构效应的影响较弱。(3)异质性研究发现，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用在东部地区和大中型城市中更为显著。(4)基于地理圈层的扩展分析表明，高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的促进效应呈“倒U”型变化趋势，且在距离中心城市200 km处达到最大。

本文研究结论蕴含如下政策建议：第一，地方政府应充分利用高铁带来的信息技术外溢、产业结构升级与资源配置优势，把握发展机遇，加速地区间创新合作与科技成果转化，推进企业环保技术普及与清洁生产。此外，以绿色发展为导向，积极推动服务业发展，促进产业转型升级。与此同时，政府应逐步破除人才流动在户籍、住房等方面的制度障碍，促进生产要素的自由流动，提高资源配置效率。第二，要逐步改善高铁网络在“东部相对密集，中西部相对稀疏”的特征现状，加强中西部高铁建设，推进区域协调发展。完善中小型城市基础设施，因地制宜地进行高铁规划，推进高铁建设，警惕因“虹吸效应”所带来的对中小型城市绿色发展的负面效应。第三，积极融入高铁“辐射圈”，充分利用中心城市对周边城市的正向扩散效应，加强软硬环境建设，发挥“1小时经济圈”对城市绿色发展效率提升的积极意义。

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作者：冉启英 张晋宁 杨小东