高速鐵路對城市用地擴張的影響
——基于多期雙重差分法的驗證

譚榮輝，張天琦

（天津大學管理與經濟學部， 天津 300072）

1 引言

自中國第一條高速鐵路（京津城際）開通以來，高速鐵路（以下簡稱“高鐵”）在中國呈現出蓬勃發展的態勢。2018年，中國鐵路投產新線4 683 km，其中高速鐵路4 100 km①數據來源于《中國鐵路總公司2018統計公報》。。到2020年，預計中國鐵路網規模達到15萬km，其中高速鐵路3萬km，覆蓋80%以上的大城市②數據來源于《中長期鐵路網規劃》。。與此同時，中國城市建設用地面積也呈現出加速擴張趨勢，由2003年的28 971.9 km2增長到2017年的55 155.5 km2，年均增長率為4.8%，而中國城鎮人口比重在此階段的年均增速僅為1.29%③城市建設用地面積原始數據引自《中國城市建設統計年鑒》，增長速率為筆者計算所得。。城市建設用地面積擴張速度遠遠超過城鎮人口增長速度。從各年數據來看，2008年城市建設用地面積較2007年增長了7.67%，2012年城市建設用地面積較2011年增長了9.44%③。2008年恰為中國開始建設高鐵的年份，2012年、2013年中國高鐵建設開始進入快速發展階段。因此，從實證出發回答高鐵建設是否影響中國城市用地擴張對未來的國土空間規劃具有十分重要的意義。

首先，關于高鐵對城市土地利用影響的研究主要集中在高鐵對土地利用效率、土地價值以及土地利用類型轉換3個方面[1-8]。這些研究基于單個高鐵站點或高鐵新城的土地利用情況以及城市擴張過程中出現的土地利用效率低下以及人地關系等問題，分析了高鐵建設與其之間的關系，但都沒有明確回答高鐵建設是否促進了城市用地擴張，或者潛意識采納了先驗假設，即高鐵站點對周邊土地利用轉換有直接影響。其次，城市用地面積的增長受到多種因素的影響，主要包括城鎮人口增長、經濟發展水平的提高、產業結構調整以及交通等基礎設施的改善等[9]。其中，在研究交通基礎設施對土地利用的影響方面，以往研究主要考察城市內部交通（如公交、地鐵等）改變了城市內部空間可達性，從而致使城市空間不斷擴張以及土地利用結構發生轉變[10]，而缺乏對城市間交通網絡的研究。高鐵極大地改變了各城市的空間可達性，縮短了城市間的通勤時間，增大了人們在一小時內所能到達的距離[11]。理論上，高鐵建設會促進城市用地面積增長，而其是否是當前中國城市用地面積迅速增長的原因之一，以及如何影響城市用地擴張還需要進行更深入的探討。

基于此，本文以中國223個地級市為例，采用多期雙重差分法考察高鐵建設與城市用地擴張的因果關系。本文的貢獻主要有兩個方面：一方面，本文的研究對象并不局限于某一條高鐵線路或是某一開通高鐵的城市，而是從全國223個地級市出發，考察高鐵建設對城市用地擴張的總體影響；另一方面，本文區分了高鐵站開通（高鐵從無到有）、高鐵站點數量和高鐵線路數量對區域城市用地面積的影響。同時，基于各城市區位的異質性，進一步分析了高鐵對中國不同區域城市用地擴張的影響差異。另外，在研究方法的選擇上，由于各城市高鐵開通的年份不同，本文在計量模型的選擇上為多期雙重差分法，與基本的雙重差分模型相比，增強了模型的準確性與嚴謹性。

2 理論分析與研究假設

SPIEKERMANN與WEGENER認為高速鐵路增加的速度可以轉化為大量的空閑時間與活動空間，這與哈維的“時空壓縮”理論類似，典型例子就是歐洲高鐵網絡的建設導致了西歐的“時空收縮”[12-13]。上述現象可總結為高鐵通過縮短出行時間，提高了各城市的空間可達性，從而推動區域和城市經濟、人口與就業等方面的發展。而經濟發展水平、產業結構調整、城鎮人口數量改變等恰為城市用地擴張的主要驅動因素。因此，本文提出：

假說一：高鐵建設（高鐵開通、高鐵站數量、高鐵線路數量）能夠促進城市用地擴張。

第一，在空間上，由于高鐵提高了其沿線城市的可達性，各城市通過高鐵的連接形成了城市帶、城市群等，從而促進了高鐵沿線區域經濟一體化[11，14]。高鐵建設有利于縮小區域經濟差異，促進區域內核心城市發展[15-17]。而經濟的發展又增加了居民收入，提高消費水平，拉動了居民對住房娛樂等方面的需求，最終增加對建設用地的需求[18-19]。第二，高鐵建設促進了區域間城市人口的流動，針對高鐵開通與人口變動之間的關系，現有研究表明，城市人口通常聚集在具有高速公路或高速鐵路等可達性較高的地區，高鐵建設促進了該類城市人口的增加[20-21]，城市用地擴張程度恰好依賴于城鎮人口數量[19]。第三，高鐵對城市可達性的改善在促進區域經濟一體化的同時也促進了生產要素與服務的流動，第二、三產業的生產要素和產品與第一產業相比具有更高的流動性[11]。高鐵建設有利于提升城市服務業的比重，促進中心城市以及周邊城市產業結構的升級[22]。產業結構的調整會使生產要素（如土地）從農業部門轉移到非農業部門，影響土地利用結構，促進城市用地擴張[21]。因此，本文提出：

假說二：高鐵建設（高鐵開通、高鐵站數量、高鐵線路數量）對城市用地（城市建設用地、城市建成區）面積增長的影響依賴于高鐵所在城市的人口數量以及經濟、產業發展水平。

鐵路網絡密度在區域層面增長存在一定的差異，東部地區鐵路網絡密度遠遠高于西北地區，且高鐵系統主要服務于人口密度較高的地區，因此中國東部地區高鐵的發展快于其他地區[16]，高鐵網絡設置存在區域布局不均衡的情況。中國東、中、西三大區域在人口分布、經濟發展與產業結構調整等方面存在一定的差異，如東部部分省份已進入后工業化階段，而西部部分地區還處于工業化前期[19]。高鐵建設對不同規模城市的城市人口影響差異明顯，其中對特大城市與人口在100萬～300萬之間的城市影響較為顯著[23]。而中國擁有較多人口數量的城市主要集中在東部地區，現有研究表明高鐵建設對東部與北部地區經濟發展具有積極影響[16]。從各城市的產業發展來看，高鐵建設對制造業與服務業的影響大部分集中在東部城市，少部分為東北及部分中部城市，促進了這些城市的產業結構升級，提升了產業結構水平[22]。綜上，高鐵建設對三大區域人口、經濟與產業等方面的影響存在一定差異。因此，結合高鐵網絡布局的區域差異性以及高鐵對城市發展影響的區域差異性，本文提出：

假說三：高鐵建設對中國城市用地擴張的影響存在區域異質性，其中對東部城市影響最顯著。

3 模型與數據

3.1 多期雙重差分模型

雙重差分法（Difference-In-Difference, DID）可有效消除個體在政策實施前后不隨時間變化的異質性和隨時間變化的增量而剝離出政策實施沖擊對個體的凈效應，因而在公共政策評估中得到了廣泛應用[24]。類似于政策實施，高鐵的建設也可被視為一項自然實驗。理論上，受到高鐵開通影響的城市土地利用轉換將與沒有受到影響的城市土地利用轉換在高鐵開通前后有顯著區別。然而，個體城市的土地利用轉換還會受到時間、宏觀經濟和隨機干擾等因素的影響。單純比較高鐵建設前后城市間土地利用轉換的差異無法真實反映高鐵建設的真實效應。因此，DID可檢驗中國高鐵的開通對城市用地擴張是否存在影響。選取2003—2016年內開通高鐵的地級市作為實驗組，在這段時間內未開通高鐵的地級市作為控制組。DID模型基本形式為：

式（1）中：Yit為城市建設用地或建成區面積；Treatedi為分組變量，取值為1時代表實驗組，為0時代表控制組；Periodt為時間變量，取值為1時為政策發生之后，為0時即政策發生之前；交互項Treatedi×Periodt表示實驗組在高鐵開通后的效應；α0為常數項；α1和α2分別為分組變量與時間變量的回歸系數；α3為高鐵開通對城市用地擴張影響的凈效應；εit為誤差項。但是，上述模型只適用于高鐵開通時間一致的情況，而各城市高鐵開通時間隨機分布在2003—2016年之間，若依據此方法將各地級市高鐵建設的時間點統一，則最終結果與實際情況不符。因此，本文使用多期雙重差分模型進行估計。多期雙重差分基準模型為：

式（2）中：虛擬變量Wstationit表示地級市i在第t年是否開通高鐵，若開通Wstationit則的取值為1，否則為0。由于無法確定各地級市統一建設高鐵的時間Periodt，因此，在多期雙重差分模型中，原模型中的分組變量與時間變量將不再存在，但新模型中應控制地區固定效應μi和時間固定效應ft。∑nControlsit為經濟、社會、交通三個層面的控制變量（表1），β0為常數項；γ為控制變量回歸系數。重點關注β1的回歸結果，若β1＞0說明高鐵開通能夠促進城市用地擴張，反之則對城市用地擴張起到抑制作用。

以式（2）為基礎，為檢驗開通高鐵站與高鐵線路數量對城市用地擴張的影響，本文將Wstationit分別替換Stationit、Routeit，其分別代表地級市i在第t年累計開通高鐵站或高鐵線路的數量。最終模型為：

3.2 IV估計

現有研究表明城市用地擴張不僅受到上文所涉及宏觀層面因素（經濟、人口、交通）的影響，還受到微觀層面自然條件如地形、地質、地貌以及土地區位等因素的影響[25]。由于本文受限于土地微觀層面數據的可獲取性，模型設定存在遺漏微觀層面不可觀測變量的問題，導致估計偏差。據此，本文進一步使用IV估計，對高鐵建設對城市用地擴張的影響進行穩健性檢驗。

各城市地形地勢等自然條件因素為高鐵建設時應考慮的重要因素之一，與是否開通高鐵存在高度的相關性。本文參照周玉龍等人的做法，選擇歷史鐵路線路，即各地級市1950年與1980年是否通鐵路、1980年之前建設火車站的數量以及2000年之前通過鐵路線路的數量分別作為高鐵站開通與否Wstationit、高鐵站數量Stationit和高鐵線路數量Routeit的工具變量，采用兩階段最小二乘法進行回歸[8]。首先，高鐵路網的規劃應考慮與歷史線路的聯通，因此二者之間相關性較高，滿足IV估計相關性條件。其次，歷史鐵路線路的建設與土地微觀層面遺漏變量不相關，只會獨立地影響城市用地擴張，滿足IV估計中工具變量與擾動項不相關的條件。

3.3 數據、變量與描述性統計

參照已有研究以及數據的可獲取性，本文主要采用城市建設用地面積（aocv）和城市建成區面積（aobd）作為被解釋變量對城市用地擴張進行衡量。二者原始數據均來源于《中國城市建設統計年鑒》與《中國城市統計年鑒》，其中城市建設用地面積為整個城市所在行政區地級市的城市建設用地總面積，而城市建成區面積則為地級市中心城市城區面積。通過考察高鐵建設對二者的影響，可以分析高鐵建設對城市土地利用轉換的影響范圍是僅限于高鐵站點所在城市的周邊，還是會擴大到高鐵所在的整個地級市區域。

現有研究已證實高鐵開通對城市用地擴張具有顯著促進作用[7]，然而為順應中國大規模修建高鐵的趨勢，某一城市在已開通高鐵的基礎上會繼續增建高鐵站以及引入新的高鐵線路。一方面，高鐵通過改變區域城市的可達性來促進城市發展，各城市高鐵線路的增加可進一步提升城市可達性；另一方面，目前的高鐵站點已由單一站房服務轉變為多功能混合的城市服務項目[11]，高鐵站點建設影響著周邊土地的開發，隨著高鐵站數量的增長，高鐵建設對城市用地擴張影響會發生相應的變化。同時，各城市高鐵建設在“高鐵是否開通”、“高鐵站數量”與“高鐵線路數量”具有差異。基于上述原因，除高鐵是否開通之外，本文進一步引入高鐵線路數以及高鐵站數量來度量“高鐵建設”這一核心解釋變量。一是城市i在年份t是否有開通高鐵站的虛擬變量Wstationit，有則取值為1，無則為0；二是城市i在年份t運營高鐵站的數量Stationit；三是城市i在年份t運營高鐵線路的數量Routeit。根據國家鐵路局官方網站、12306網站和百度百科，筆者整理了各地級市高鐵站開通的時間、車站數量以及通過線路數量的數據。本文將關于城市建設用地擴張的控制變量分為三類（表1），有關控制變量的數據來源于《中國城市統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》以及2003—2016年各省份統計年鑒。

表1 主要變量描述性統計Tab.1 Descriptive statistics

4 實證結果

4.1 高鐵對城市擴張的總體影響

采用城市建設用地面積與城市建成區面積的數據對式（2）進行回歸，結果見表2。無論是“有無高鐵站”“高鐵站數量”，還是“高鐵線路數量”，高鐵變量的系數均顯著為正。加入控制變量后，高鐵對城市擴張的影響有所增加，表明有效地控制了其他因素的干擾。一個城市建設高鐵站，區域城市建設用地面積平均增長4.2%，城市建成區面積平均增長6.1%，且高鐵的開通對城市建成區面積影響更加顯著。在一個城市已開通高鐵站的基礎上，每新增一個高鐵站或一條高鐵線路，區域城市建設用地面積將分別增長1.1%與2.5%，城市建成區面積將分別增長1.3%與3.4%，上述結果說明各城市高鐵站與高鐵線路數量對城市用地擴張也存在正向影響，但與首次開通高鐵相比，二者對城市用地需求的沖擊相對較小。更進一步分析，考察高鐵線路數量對城市用地擴張的影響，當控制高鐵站數量這一影響因素后發現，高鐵線路數量對城市建成區面積的影響顯著而不會影響城市建設用地面積，即在已有高鐵站的基礎上，每多通過一條高鐵線路，城市建成區面積將增長2.4%。

以上結果均表明高鐵建設顯著地促進了城市用地的擴張，充分驗證了假說一。首先，高鐵開通與各城市高鐵線路的增加能顯著提升區域間的可達性，縮短通行時間，使高鐵所在區域輻射能力更強，擴大區域服務半徑，從而增加更多高端服務業市場需求，吸引更多高端服務業企業在高鐵所在區域聚集，進而對商服用地的需求增加，最終導致城市不斷外擴。其次，高鐵建設還能有效降低高端服務業的交易成本和溝通成本，以及降低制造業的運輸成本，促使產業聚集，從而增加對城市建設用地的需求。最后，高鐵建設對城市建成區面積影響大于對城市建設用地的影響，進一步說明高鐵建設對城市用地擴張的短期影響較大。控制變量回歸結果均符合預期，在經濟因素中，城市人均生產總值對城市建成區面積的影響較對區域城市建設用地面積的影響顯著，固定資產投資對城市擴張的影響在此處不顯著；在交通因素中，城市人均道路面積對城市建成區面積的影響較區域城市建設用地面積的影響顯著。產業和人口的回歸系數均為正且在1%的水平上顯著，表明第二、三產業的增長和非農業人口的增加對城市用地面積的增長均有促進作用。總之，控制變量中的經濟、人口、交通和產業對城市建設用地和城市建成區的影響符合經典的單中心城市空間理論。

4.2 高鐵建設對城市用地擴張的影響依賴于經濟、產業及人口水平

從多期雙重差分模型中高鐵建設對城市用地擴張影響的檢驗結果來看，不能拒絕高鐵建設顯著促進城市用地擴張的研究假設。本文進一步引入經濟、人口及產業與高鐵變量的交互項，考察高鐵建設對在這三方面處于不同發展水平城市的影響差異性。具體的模型設計如下：

表2 高速鐵路對城市擴張的總體影響Tab.2 The impact of high-speed railway on urban expansion

式（5）中：Ait為城市建設用地面積或建成區面積；B分別代表變量Wstationit、Stationit與Routeit；Yit分別為人均地區生產總值（agrp）、非農業人口數（pop）的對數值以及第二、三產業的比重（sectorc）；aYit分別為Yit的均值。此時城市建設用地面積與城市建成區面積的對數值對高鐵建設的偏效應β1+β2（Yit-aYit）取決于上述三個變量的大小。

表3顯示了最終的檢驗結果，高鐵開通變量交互項的系數在1%與5%的水平上顯著為正，在分別控制經濟、人口和產業與高鐵變量的交互效應后，高鐵開通對城市建成區面積存在顯著影響，而高鐵站數量對上述三個變量的依賴程度并不顯著，說明高鐵首次開通對城市用地擴張的影響程度依賴于該城市經濟、產業與人口的發展水平，即當一城市人均生產總值大于17 008.74元/年，第二、三產業比重高于82.36%或非農業人口數大于184.29萬人時，城市高鐵首次開通能夠顯著促進城市建成區面積的增長。反之，當這三方面的發展程度低于上述水平時，高鐵建設對城市用地擴張會帶來負向影響，即隨著三個變量每下降一個單位，首次開通高鐵后城市建成區面積將分別下降5.8%、6.6%及0.7%。且當人均生產總值大于27 092.16元/年，第二、三產業比重高于87.22%或城市非農業人口數大于352.482萬人時，經濟、產業與人口變量每增加一個單位，首次開通高鐵后城市建成區面積將分別增加8.5%、10.9%及4.1%。根據克魯格曼提出的新經濟地理理論，運輸成本對區域間要素流動有著重要影響，高鐵建設降低了勞動力等生產要素的流動成本，在一定程度上重塑了經濟活動的空間布局[26]。當一城市經濟、人口與產業發展較好時，首先高鐵建設會從欠發達地區吸引更多城市勞動力等生產要素，在規模報酬的驅動下生產要素進一步集聚；同時，高鐵建設也加深了該類城市彼此間聯系，打破了區域間的分割，擴大了城市邊界，最終加深了城市用地的擴張，也更加限制了相對落后城市的發展。值得注意的是，在此處高鐵線路數量對城市用地擴張的影響顯著依賴于產業發展水平，當一城市第二、三產業比重高于87.22%時，第二、三產業比重每上升一個百分點，城市建成區面積將在高鐵首次開通后增長2.70%，進一步說明制造業及高端服務業的發展對區域城市可達性的依賴。隨著高鐵線路的增多，在要素“趨優”的影響下，第二、三產業由于運輸成本、交易成本以及溝通成本的降低會進一步聚集，從而增加對相應類型的土地需求，促進城市建設用地面積增長。上述結果部分證實了證實了假說二。

4.3 高鐵對中國東中西部城市擴張影響的異質性

在式（2）的回歸中，加入城市所屬區域與高鐵變量的交互項，并且同時控制地區與時間固定效應，進行區域異質性檢驗。本文將全國分為東部、中部和西部地區，其中，earea、carea、warea三個虛擬變量分別代表各城市所在區位。表4顯示了最終回歸結果，從交叉項的系數來看，高鐵對三大區域城市用地面積的影響具有明顯的異質性。首次開通高鐵可顯著促進東部區域城市用地擴張，而對中西部地區的影響并不顯著。同時，高鐵站數量以及高鐵線路數量對城市用地擴張的影響也不存在明顯的區域異質性。

首先，路網密度的差異性導致了高鐵建設對城市用地擴張影響的區域差異性，東部地區高鐵路網密度大，區域城市可達性高，高鐵建設對城市用地擴張的影響顯著。第二，結合各城市經濟、產業以及人口發展水平，開通高鐵后經濟發展水平小于17 008.74元/年的城市中有62.5%的城市處于東北與西部地區，第二、三產業比重小于82.36%以及非農業人口數小于184.285萬人的城市中分別有64%與52%的城市處于中西部地區。由此可見，中西部地區由于社會經濟發展相對落后，人口城鎮化進程緩慢等原因，現階段其城市用地擴張的主要驅動力為經濟發展、城市人口增加與產業結構調整等傳統因素，而高鐵建設對其城市用地擴張的影響并不顯著。最后，從東部地區三大城市群中部分城市來看，京津冀、珠三角、長三角城市就業人口數量年均增長速率在高鐵開通后分別提高了1.11%、2.95%與0.70%，而中西部地區城市就業人口數量隨著高鐵建設呈現下降的趨勢。由于高鐵建設帶來的時空壓縮效應以及城市可達性的改變，東部地區對高素質人口及創新型企業的吸引力進一步增強，使得中西部地區資源要素更多的流向東部地區，最終導致城市用地需求在東部城市增加而在中西部城市減少，拉大了三大區域城市擴張水平的差距，這一結果也進一步印證了克魯格曼提出的新經濟地理理論。因此本文的檢驗結果說明，高鐵首次開通對城市建設用地面積擴張的影響主要發生在中國東部片區，進而部分驗證了假說三。

表3 高鐵對城市用地擴張影響對經濟、產業與人口的依賴性Tab.3 The dependence of the impact of high-speed railway towards urban land expansion on economy, industry and population

（18）（17）-0.001（0.168）-0.000（-0.006）是是是是是是3068 3068 0.565 0.562 463.068 462.189（16）：lnaobd （15）變量釋（14）解被（13）（12）（11）（10）0.078***（9）（8）（7）（6）：lnaocv量變（5）釋解被（4）（3）（2）（1）0.046*量變Wstation×earea（5.324）（1.909）0.000 0.001 station×earea（0.024）（0.152）-0.000-0.002 route×earea（-0.036）（-0.118）0.013-0.017 Wstation×warea（0.572）（-0.546）0.001 0.001 station×warea（0.160）（0.078）0.001-0.004 route×warea（0.054）（-0.234）0.011-0.041 Wstation×carea（-0.598）（-1.605）-0.002 station×carea（-0.239）0.005 route×carea（0.326）是是是是是是是是是是是是是是是是量變制控是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是應效定固區地3068 3068 3068 3068 3068 3068 3068 3068 3068 3068 3067 3067 3067 3067 3067 3067 0.558 0.564 0.562 0.558 0.563 0.562 0.562 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 r2_a 512.576 463.069 462.188 512.567 463.068 462.182 521.13 269.291 269.659 269.443 269.280 269.649 268.974 269.271 269.652 269.663

4.4 平行趨勢檢驗

DID有效的前提條件是平行趨勢假設成立。為了驗證平行趨勢假設，本文借助LI ZHIGANG等的做法[21]，若平行趨勢假設成立，則高鐵開通對城市擴張的影響只會發生在各城市高鐵開通后，而在高鐵開通前，開通高鐵城市與未開通高鐵城市的城市用地面積變動趨勢不存在顯著差異。

為檢驗平行趨勢假設，本文在式（2）的基礎上設定如下模型：

式（6）中：Yearpit是一個虛擬變量，若城市i在2003—2016年之間開通了高鐵，第t年為i城市高鐵開通前或開通后的第p年，則Yearpit取值為1，否則為0。在此處，衡量高鐵開通前13年與開通后13年城市建設用地面積與建成區面積的變化，若β-13到β-1不顯著則說明平行趨勢假說成立。圖1與圖2顯示了βp系數的大小及其95%的置信區間，其中橫坐標代表式（6）中βp的下角標p。圖1與圖2分別表示城市建設用地面積與城市建成區面積在高鐵建設前后系數變化情況。由回歸結果顯示，無論是城市建設用地面積還是城市建成區面積，β-13～β-1的系數的變化未表現出一定的規律，同時β-13～β-1的系數不顯著異于0，由此表明平行趨勢假設成立。

圖1 城市建設用地面積平行趨勢Fig.1 Paralled trend of urban construction land area

圖2 城市建成區面積平行趨勢Fig.1 Paralled trend of urban built-up area

4.5 穩健性檢驗

（1）傾向得分匹配（PSM）后的雙重差分法。由于各城市高鐵開通的不完全隨機性，實驗組（開通高鐵的城市）和控制組（未開通高鐵的城市）可比性較差。因此，采用PSM法進行匹配得到新的可比控制組。本文使用最鄰近匹配方法，選取固定資產投資（fixeda）、城市就業人口數（labf）、各地級市人均城市道路面積（apr）三個匹配變量，分別控制了城市層面的經濟、社會以及交通因素，實驗組樣本和控制組樣本數量的匹配比例為1∶1。表5顯示了匹配后的樣本均通過平衡性檢驗，由此證明了匹配后樣本的有效性。在獲得匹配后的新樣本后，再次對式（2）—式（4）進行回歸，表6中（1）—（3）列與（7）—（9）列為最終回歸結果。首次開通高鐵，增設一個高鐵站或一條高鐵線路，均能顯著促進城市用地的擴張，與上文回歸結果一致。因此，使用多期雙重差分回歸的結果是穩健的。

（2）IV估計。表6中（4）—（6）列以及（10）—（12）列顯示了IV估計結果。由表6可知，因第一階段的F值均大于10，所以拒絕了弱工具變量的假設。由于本文選擇了兩個的工具變量需進行過度識別檢驗，城市建設用地面積在10%的水平上拒絕了原假設，城市建成區面積在5%的水平上拒絕了原假設，表明工具變量滿足外生性條件。從回歸結果來看，高鐵的開通仍能有效地促進城市建設用地面積的擴張，與上文回歸結果相同，因此工具變量回歸結果再一次證實了上文回歸結果的穩健性。

表5 匹配后的平衡性檢驗Tab.5 Banlanced test after PSM

表6 PSM、工具變量回歸Tab.6 PSM、IV regression

5 結論與啟示

5.1 主要結論

本文采用中國223個地級市的相關數據，通過多期雙重差分模型檢驗了各地級市高鐵站開通、高鐵站數量和高鐵線路數量對區域城市用地擴張的影響，并采用PSM與工具變量法驗證了實證結果的穩健性。通過研究得出如下結論：（1）高鐵從無到有、多建設一個高鐵站與多開通一條高鐵線路都會顯著促進城市用地的擴張；（2）高鐵首次開通對城市用地擴張的影響依賴于城市經濟、產業與人口發展水平，城市發展越好，高鐵首次開通對城市用地擴張的正向影響越大；（3）高鐵對中國城市用地擴張的影響存在區域異質性，東部地區的高鐵首次開通會顯著促進城市用地的擴張，而中西部城市高鐵建設對城市用地擴張的影響并不顯著。

5.2 政策啟示

第一，高鐵建設與高鐵站點布局應成為各城市用地空間布局的重點考慮因素。本文證實了高鐵建設對城市用地擴張具有顯著的促進作用，鑒于當前中國高鐵發展迅猛這一事實，未來國土空間規劃中的用地空間布局研究應當將高鐵這一大型公共交通設施視為對用地潛力與需求有影響的重要因素之一，據此合理進行用地空間布局；同理，在對高鐵站點選址時也要考慮未來會對周邊土地利用轉換造成的沖擊。雖然高鐵選址通常受到地方政府間博弈、施工技術和公共安全的影響，但高鐵站點應盡量避免規劃于優質農田、水域和林地等連片生態用地周邊，否則高鐵站點可能對未來周邊生態環境帶來不可逆的負面影響。

第二，在考慮自身經濟產業等發展水平的前提下各城市要充分利用好高鐵建設所帶來的優勢及其影響的區域異質性。使一個區域擁有高鐵站點比使一個已有高鐵站點的城市增設站點更能釋放區域間的用地與經濟活力。從此角度而言，高鐵站點規劃也可作為一種統籌平衡區域內部發展的政策工具。但需要注意的是，高鐵首次開通對土地利用的影響具有顯著的東、中、西區域間異質性，且這種影響依賴于城市本身的經濟、產業與人口規模。因此，對中、西部欠發達地區而言，在一定時期內建設高鐵站點是否能吸引更多高端服務業與制造業聚集，并通過“規模效應”、“流量效應”和“互動效應”激活當地經濟發展活力，還需要從全國層面來看是否提高了宏觀資源配置效率為準來評估。

本文受數據所限，還存在以下不足：首先，本文僅量化了高鐵對城市用地擴張數量的影響，而未涉及其對城市用地擴張空間分布的影響。其次，中國高鐵建設年限相對較短，本文僅考察了短期內高鐵的建設對城市用地擴張影響，長期影響需要進一步研究。再次，本文只將全國分為東中西三個區域分析高鐵對城市用地的擴張影響的異質性，而這種異質性在不同地域內部的差異還需進行深入研究。