摘要:高铁大规模的发展带来前所未有的时间与空间上的收缩，形成“收缩的大陆”，提高了劳动力等经济要素的流动速度，提出对区域经济增长影响程度不均衡的问题。关注于2004年和2007年两轮高铁改造的大都市圈效应对县域经济的影响DID估计方法，实证检验高铁改造是否对县域经济的发展带来显著的负面影响。结果表明:高铁改造的大都市圈溢出效应受益最多的是城市地区。尽管高铁的发展对促进地区经济增长起着积极作用，但也在一定程度上加剧了城乡差距
关键词:高铁改造;县域经济;DID;大都市圈效应
0引言
大规模的交通基础设施联系着中心城市和外围城市，促进了地区间人口流动和产品交换。自1964年日本诞生第一条新干线高铁以来，许多国家投入大量资金建设高铁线路。截止2016年，全世界共有大约35000km高铁线路在运营，中国拥有21688km高铁线路。高铁网络建设的目的之一是为促进经济活动从中心城市到中小城市的扩散，加快沿线城市经济发展。
Ｒ．Vickerman［1］研究了高铁建设对欧洲区域发展的影响，表明大都市从高铁发展中获得更大收益。高铁把重要生产要素都集中到大都市，导致经济活动向主要中心城市聚集。W．Schade［2］研究认为高铁在促进欧洲中心城市和边缘城市的联系中发挥着重要作用，但是二者之间的差距也同时扩大。A．Monzón等［3］利用GIS技术研究了西班牙高铁对城市效率和公平的影响，表明高铁显著地改善城市的可达性。高铁在提高地区优势的同时也加剧了空间发展不平衡。J．Jenkins等［4］强调在交通项目评估中考虑大都市圈效应是重要的，认为由于存在大都市圈效应，一般能够在传统利益估计的基础上增加大约20%的利益。C．L．Chen等［5］研究了高铁对英国经济地理的地区影响，把高铁的影响区域划分为1h经济圈、2h经济圈和2h以上经济圈，认为处于2h经济圈的经济增长受高铁发展影响显著。J．Murakami等［6］比较了日本新干线、美国西北线和加利福利亚线3条高铁线路沿途大站周边的大城市商务圈，发现美国主要城市地区，高铁投资的经济影响更多是再分配功能，更少是原生性功能，许多经济活动被吸引到高铁节点。
覃成林等［7］研究了高铁对我国城市经济的聚集效应，发现在高速铁路影响下，城市可达性指标增加1%能够使经济聚集指数增加0．8。高速铁路的发展也引起铁路沿线城市之间的经济集聚水平差异扩大，经济集聚格局趋向非均衡。王雨飞等［8］使用空间计量经济模型和超制图学的方法检验交通对经济发展的增长效应和结构效应，表明高铁发展具有地区间经济溢出效应，也改变了经济的空间布局。Y．Qin［9］应用DID模型和工具变量方法研究了中国高铁更新这种基础设施投资利益分配不均问题，认为2007年高铁改造后受影响的县出现46%的GDP和人均GDP的减少是由于高铁更新后原有在县级城市停靠的列车减少、经济往大城市集中的结果。文嫮等［10］从沿线城市加权平均旅行时间和中心城市“小时经济圈”2个维度分析高铁开通对中国城市可达性的影响，利用引力模型和区位优势潜力模型研究高铁开通对区域经济发展空间格局的影响。高铁开通显著改善了沿线城市日常可达性，33个沿线城市对中国261个地级市的“加权平均旅行时间”均值降低，东中西三大区域的城市交通发展不平衡性有小幅度改善。沿线城市可达性水平提高，城市间经济联系更加密切，城市群区位优势突出，高铁带来的扩散效应增强。王垚等［11］利用2006—2010年中国287个地级及以上城市的数据，采用DID双差分估计方法，实证检验高铁开通是否对地区经济的发展带来显著的影响，认为在当前中国经济整体进入放缓通道的背景下，短期内高铁并没有起到引领地区经济增长的作用。钟少颖等［12］研究认为高速铁路建设将对中国城市通达性产生重大影响，将普遍改善各城市的通达性，外围城市的通达性也会显著提高。2007—2012年建成的高铁线路对中国城市通达性的改善效果非常明显。王春杨等［13］基于城市间铁路客运车次数据，借助加权平均旅行时间、吸附指数和依附指数及社会网络分析方法，对中心城市的可达性及联动格局进行分析，研究显示地理区位仍然是影响可达性的重要因素，空间距离和市场因素共同作用，决定中心城市的联动关系以及空间体系格局演变，高铁联网下中心城市的腹地快速扩张，非均衡发展态势还将持续更长时间。
高铁开通直接增加高铁城市的吸引力和经济要素的流入，在促使经济增长的同时，也能提高周边非高铁城市的可达性，导致生产要素流出高铁城市，到周边城市寻找更有利的投资机会。高铁对区域经济的影响还受到国家经济制度和地方经济发展基础等因素的影响。
为了应对公路和民航运输的竞争，提高铁路运行速度，铁道部对一些现有的铁路进行更新改造。2004年底，大约1960km现存铁路被改造为高铁线路，有19对小站不停的高铁在运行。2007年底，已更新的高铁线路扩张到6000km，每天有257对高速列车在运行。随着大量铁路被更新改造，为了保证列车的高速运行，原有普通列车运行班车被取消。随着高铁线路里程的增加，运行的慢车数量显著减少。高铁改造前的2002年，全国每天有352对普通客运列车运营，到2007年普通客运列车数目只有224对。2007年以后，我国高铁发展转到新修线路时期。高铁有利于城市的交通改善，也影响到沿线小县城经济发展。首先，县城停靠车次减少，被影响的县失去了交通网络中的地理优势。其次，由于高铁更紧密地把城市联系起来，城市经济活动具有更大的大都市经济圈的外部性。从而小县城经济活动可能会转移到大城市，以享受大都市的溢出效应。
1 研究框架和数据说明
1.1 difference-in-difference模型(DID)设定
本研究使用DID模型比较两轮高铁改造前后受影响县和非受影响县的经济产出差异。在Y．Qin［9］模型的基础上加入位置可达性指标和省份固定效应，以捕捉高铁改造的大都市圈效应和各省经济发展的不平衡。DID模型框架可表达为:
Qij，t=β0+β1Hij×At+γAt+δHij+φLij，t+αj+εij，t。（1）
式中:Qij，t表示在t年第j省第i个县的经济产出。本研究最感兴趣的两类产出变量是:1)GDP水平和人均GDP，代表着县域经济总体表现;2)县域固定资产投资水平，用来衡量县域经济表现。Hij×At表示DID项，其中虚拟变量Hij表示第j省第i个县是否受到高铁改造的影响，受影响的县设定为1，没有受影响的县设定为0;虚拟变量At表示时点t是否处于高铁改造的前后，改造前为0，改造后取值为1;εij，t是误差项;αj表示省份固定效应，考虑到各省份之间可能本身存在差异，引入αj是合理的。
采用K．T．Geurs等［14］提出的位置可达性指标(locationaccessibilityindicator，LAI)，反映两地之间的旅行成本。利用从第j省第i个县到一系列目标集的平均旅行时间来衡量县城与外界经济交往的方便程度。如果用Lij，t表示在时点t从第j省第i个县到达第k个地级市的位置可达性指标，根据下列定义式计算得到:
Lij=∑kIij，k×Pk/∑kPk。(2)
式中:Iij，k表示从第j省第i个县到达第k个目的地的旅行时间;Pk表示第k个城市的人口。
由于实例分析的需要，将样本分为控制组(controlgroup)和实验组(treatedgroup)。控制组为高铁改造没有影响到的县，实验组(或者称为处理组)则为高铁改造影响到的县。根据DID模型的基本涵义:系数γ度量了样本中所有县的经济产出从初期到末期的变化，即时间效应;δ度量了与高铁改造无关的地区效应;β1度量了高铁改造对实验组和控制组县域经济发展差异的影响，即高铁改造效应，这也是本研究的重点。φ表示高铁改造后受影响的县可达性程度降低对产出的影响，即都市圈经济聚集效应对县域经济的影响。
1.2事件研究
DID模型分析必须满足共同趋势假设。如果在控制组和处理组中的县在高铁改造前具有不同的增长模式，共同趋势假设就会违背。为了检验共同趋势假设，使用事件研究法证明控制组和处理组有共同的改造前趋势。利用事件影响走势图绘制2007年高铁更新对受影响的县域经济的影响。事件研究根据下列回归模型
Oi，t=μ0+∑2n=－5τnHi×1{Yrt=n}+γYt+Ci+εi，j。(3)
式中:1{Yrt=n}是事件的时间指标，对于高铁更新前后，该指标设定为1;0年是高铁更新的年份。比如2007年，Yrt=0，而在2006年，Yrt=－1。为了比较高铁改造事件发生前后对受影响县域经济的效应，2006年被指定为基年，设定该年高铁改造影响效应为0。受2004年高铁改造影响的县并没有纳入事件分析，关注的重点在2007年的高铁改造事件上。Yt为时间趋势项，Ci为县固定效应，控制那些不随时间变化的个体特征。其中县固定效应采用去除组间均值的方法消除，估计结果如图1所示。
图1是7年事件窗宽的研究估计系数τk和95%的置信区间。模型在设定县固定效应作为控制变量的前提下，点估计表示相对于高铁没有影响到的县，高铁改造前后受影响县域经济产出变动的时间变化路径。图1表示相对于没有受到影响的县(控制组)，受影响县(实验组)的对数GDP、对数人均GDP和对数固定资产投资变化路径，以及3种影响的比较。4个图都支持DID模型设计的有效性，因为高铁更新前没有一个系数显著异于0，表明实验组和控制组之间在高铁改造前增长趋势差异很小。该图也表明高铁改造后受影响县GDP、人均GDP和固定资产投资下降了，与后面DID模型估计结果是一致的。
说明:2006年为基准年;对于每一个估计系数，垂直线表示95%的置信区间。回归系数为分别对产出、人均产出和固定资产投资取对数后的估计结果。
图1高铁改造前后对县域经济的影响
Fig．1Impactofhigh-speedrailupgradeonaffectedcounties
从图1d看出，2007年完成的高铁改造对对数GDP和对数人均GDP影响没有太大的差异，但对县域范围对数固定资产投资具有显著的影响。随着时间的推移，高铁改造使得县域的固定资产投资减少越来越明显。
1.3数据和识别
截止2008年，中国所有县的铁路信息来源于2008年《中华人民共和国铁路地图册》。此外，从每年发布的《中国铁路年鉴》上识别铁路建设的年份。新建铁路对经济的积极作用也许会干扰高铁改造对县域经济的影响程度，因此，排除到1996年才有铁路的县。据此判定哪些县属于控制组，哪些县属于处理组。
县域统计数据来源于中国知网的“中国经济社会发展统计数据库”。排除4个离主要铁路线起点太近的县，样本包含2002—2016年957个县的GDP、人均GDP和固定资产投资数据。
位置可达性指标(L)的计算采用地级市人口数据，从Wind资讯宏观数据库获得。由于数据不全，本研究参考了2002—2016年各省统计年鉴补充缺失数据。从县城到地级市的旅行时间参考12306网站官方公布的列车运行时间表。计算控制组和实验组所有县到达最近地级市的时间，再按照一天内所有在当地停靠的列车加总。最后乘以365天，变成年度数据。
2 DID模型估计结果分析
针对2004年和2007年两轮高铁改造，估计两次(1)式的DID模型，其中省份固定效应采用省份截面去均值方法消除，结果见表1。表1表明高铁改造，尤其是2007年的高铁改造阻碍了受影响的县域经济发展。其中H04×A和H07×A系数都为负数，表明2007年高铁改造后高铁沿线的县GDP增长率下降3．8%，人均GDP增长率下降3．2%，两个估计值匀显著。2004年高铁改造导致受影响县GDP增长率和人均GDP增长率分别下降3．1%和4．7%，然而这种负面影响并不显著(表1中H04×A的系数的检验t统计量为－0．45，不能通过显著性检验)。这种不显著的系数可以从两个方面解释:一是2004年高铁改造的里程是1960km，仅仅是2007年高铁改造完成里程的三分之一(大约6000km);二是2004年仅有19对县级非停的城市间列车在改造后的线路上运营，2007年有257对高速列车运营在改造后的线路上。两个事实都表明2004年高铁改造的强度远没有2007年大。从模型回归结果也可以看出，县域GDP增长率的下降可能是由于投资减少造成的，这一点可以从表1的第6和7列清楚地反映出来，两个虚拟变量的交乘项的系数估计值都是负数(H04×A系数为－0．084和H07×A系数为－0．112)，说明2007年受高铁改造影响的县固定资产投资增长率的减少大约是8%～11%，是GDP下降的一倍多。
大都市经济圈效应对县域经济的影响是显著的，结果显示，解释变量L系数估计值是正数，而且大多数都是显著的。L的系数估计值是正数可以解释为:由于县城停靠列车次数的减少导致的可达性程度降低，从而进一步引起县域经济发展水平降低，降低幅度大约为3%～5%。可达性降低对县域固定资产投资增长率下降最为明显，下降4．2%，且在5%显著性水平上显著(2004年高铁改造对固定资产投资增长率减少8．5%，但是统计上不显著)。可见，这种大都市圈效应对县域经济的影响甚至比高铁改造的直接效应还要大。Y．Qin［9］的模型没有考虑到这种大都市圈对县域经济的间接效应，低估了高铁改造对县域经济的影响。表示高铁改造事件的时间虚拟变量和截面虚拟变量回归系数都为负，符合预期结果，充分说明高铁改造阻碍了县域经济的发展.
表12002—2016年高铁改造对县域经济的影响
Tab．1Ipactofhgh-speedrailoncountyeconomicoutcomesduring2002—2016
说明:括号中是稳健标准误;*，＊＊，＊＊＊分别表示在0．1，0．05，0．01水平上显著，观测值数量为1330个;对于2004年效应，解释变量为H04×A，对于2007年效应，该解释变量为H07×A。
为什么高铁改造对沿线的县域经济有负效应呢?当城市方便地被高铁连接，资本和劳动力生产要素便离开县城而涌入大城市以追求高的回报。人口的迁移使得消费等经济活动也集中到大城市。这其中至少有两个可能的机制在起作用:首先，高铁改造后，县城可能变得更加孤立，导致了交通运输成本的增加和经济活动的减少。其次，高铁更新改造后，城市之间也可能由于交通的便利而带来大都市圈溢出效应的增加，从而经济活动从县城转移到大城市。为了检验第二个渠道，通过在模型中加入位置可达性指标。通过数据说明了第二种机制更加让人信服，这个渠道在解释县域经济活动减少方面起着重要作用。
3结论与启示
3.1结论
效率和公平之间的关系是经济学研究的永恒主题。高铁在中国大规模建设能够促进地区经济发展。尽管传统观点认为，高铁带来的社会流动性改善有助于降低地区间不平等，但是对不同地区而言，高铁服务利益的实际可获得程度有显著差异。能够得到高铁服务的城市能够从高铁交通网受益。大城市可以从中得到更多经济发展。我国2004年和2007年两次大规模高铁改造提供了一个理想的伪试验案例，便于研究城市基础设施建设的投资不平等的利益分配效应。应用DID技术，通过实证研究得出以下结论:
首先，比较高铁改造线上的县与其他铁路线上的县2004年及2007年前后GDP和人均GDP的差异，发现受影响的县GDP增长率和人均GDP增长率显著减少3%～5%。其次，受高铁改造影响的县固定资产投资增长率减少7%～10%。再次，高铁更新影响的是客运服务，不是货物运输，对沿线县城的负面影响在服务业部门比制造业更为显著。
3.2启示
由于高铁改造的大都市经济圈效应，经济活动从小县城转移到了大城市，这是一个能够说明高铁改造对县域经济产生负面影响的一个渠道。导致受影响县GDP增长率和人均GDP增长率下降3%～5%。表明高铁对县域经济负面影响是很大的。高铁改造更有利于发达城市经济发展，从而加剧区域经济发展的不平衡。基于研究结论，结合我国高铁发展的实际情况，得到如下启示。
第一、要考虑高铁投资的特点和局限性，防止盲目发展。高铁最佳距离竞争优势在150～800km，超过这个区间行程，利用普通列车运营更好。高铁服务应该增加每日运行频率，而不仅只是强调速度。
第二、国家应该将交通规划重点放在促进地区经济协调发展上。高铁基础设施投资应加大城市间、城乡间联系，并促进城市间和城乡间的良性互动。只有这样，高铁对沿线区域的经济发展才呈现出显著的促进作用。以高铁为依托，重视不同交通工具的组合和衔接，让农村也能分享高铁带来的经济发展的好处.
第三、结合当地实际，合理规划高铁站点的个数和位置。高铁发展有效地促进了人口的迁移，高铁站点的位置决定了当地可获得高铁服务带来的利益，扩大了当地市场的辐射范围.
第四、合理引导沿线周边产业发展的动态，形成特色的区位优势。高铁会促进人才、资源等要素的流动，在一定程度上优化城市间的资源配置。同时，应根据沿线地区自身禀赋及发展实际，利用高铁的建设强化地区间经济联系，形成特色的产业发展链条。以高铁为依托，带动全国层面的经济增长。
作为一个发展不平衡的大国，高铁发展的功能不能仅仅局限于发展主要城市，更重要的是要发挥空间溢出效应。应该使高铁成为促进产业集聚和城乡生产要素转移、努力缩小区域城乡经济发展不平衡的重要引擎。
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文章来源：《地理研究与开发》第38卷第3期
作者简介：吴锦顺(1969－)，男，福建浦城县人，讲师，博士，主要从事交通运输经济学研究。
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