中國高鐵建設對實體經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應分析

李 昊，范德成，張書華

（1.天津財經(jīng)大學 a.管理科學與工程學院；b.管理可計算建模協(xié)同創(chuàng)新中心，天津 300222；2.哈爾濱工程大學 經(jīng)濟管理學院，黑龍江 哈爾濱 150001）

一、引言及文獻綜述

近年來，中國已步入高鐵時代，并成為名副其實的高鐵輸出大國。自2008年8月1日京津城際鐵路開通以來，以“四縱四橫”路網(wǎng)為主骨架的高速鐵路建設全面加快推進。2018年底中國高鐵運營里程超過2.9萬公里，占全球高鐵運營里程的2/3以上。高速鐵路的發(fā)展，不僅促進了地方相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，更依靠“同城”效應加強區(qū)域之間的經(jīng)濟協(xié)作共贏。隨著高鐵線路的開通，各工業(yè)區(qū)、城市之間的時間距離逐漸縮短，經(jīng)濟圈、城市間的交流合作日益增強，旅游、物流等服務業(yè)發(fā)展顯著，從整體上促進了地方經(jīng)濟的發(fā)展。高速鐵路的發(fā)展促進了城鎮(zhèn)人口的流動，有效發(fā)揮了中心城市對周邊城鎮(zhèn)的經(jīng)濟輻射作用。此外，高鐵建設不僅能夠帶動鋼鐵、建材、機械、電子設備和能源等相關產(chǎn)業(yè)發(fā)展，還能夠推進相關新材料和新技術的研發(fā)。同時，高鐵的開通為旅游業(yè)的發(fā)展提供了便利，對產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化產(chǎn)生了重要影響。

實體經(jīng)濟是中國實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略的基石，實體經(jīng)濟的健康穩(wěn)定發(fā)展對于維護經(jīng)濟秩序具有重要意義。供給側結構性改革政策實施以來，中國在實體經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型探索方面取得了不少的成效，如高新技術產(chǎn)品方面的3D打印和人工智能的應用，在商業(yè)模式方面“互聯(lián)網(wǎng)+”、共享經(jīng)濟以及眾籌的應用。但盡管如此，實體經(jīng)濟仍然面臨較大的下行壓力：①實體經(jīng)濟運營成本不斷提高，利潤下降，投資回報率降低；②實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟的發(fā)展嚴重失衡，資本“脫實向虛”的狀況較為嚴重；③實體經(jīng)濟內(nèi)生發(fā)展動力不足，內(nèi)需基礎弱［1］。高鐵的開通一方面提供了高速度、高密度和高品質(zhì)的運輸服務，降低了運輸成本；另一方面促進了建筑、冶金、電力等相關傳統(tǒng)工業(yè)的發(fā)展，助推經(jīng)濟發(fā)展方式的轉(zhuǎn)變，均衡實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟的結構。此外，高鐵的開通大幅縮短了區(qū)域間的時空距離，重構了經(jīng)濟地理空間，加速了區(qū)域一體化的發(fā)展。未來10年高鐵還將繼續(xù)成為推動中國經(jīng)濟發(fā)展的重要利器，也是中國資本及技術出口的重要領域。

近年來，越來越多的國內(nèi)外學者研究和關注城市交通基礎設施建設對地方經(jīng)濟的影響，包括高速公路［2-3］、鐵路［4-5］、港口［6］等。隨著高速鐵路這種交通方式的發(fā)展，近年來有越來越多的文獻開始關注高鐵對經(jīng)濟的帶動作用。

首先，高鐵開通對區(qū)域經(jīng)濟產(chǎn)生的影響。姜博和初楠臣等［7］從宏觀和微觀角度解釋了高鐵的開通運營對沿線城市與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展、空間格局演變、土地價值提升產(chǎn)生的影響；姚常成和宋冬林等［8］認為鐵路提速除了能通過“時空壓縮效應”直接促進經(jīng)濟增長，還能借由城鎮(zhèn)化、產(chǎn)業(yè)集聚、市場潛力等中介變量間接影響經(jīng)濟增長；李新光和黃安民［9］通過數(shù)據(jù)驗證高鐵開通對地區(qū)經(jīng)濟增長的溢出效應；Ahlfeldt和 Feddersen［10］用數(shù)據(jù)驗證了德國科隆和法蘭克福的鐵路對周邊經(jīng)濟體產(chǎn)生的外生影響；Donaldson和Hornbeck［2］認為鐵路的延伸會直接或間接地通過調(diào)節(jié)“市場準入”機制對美國各州的經(jīng)濟產(chǎn)生積極影響；He和Ai等［11］認為高速鐵路（HSR）提高了鐵路服務質(zhì)量，提高了客戶滿意度，有助于建立社會經(jīng)濟平衡的社會。

其次，高鐵開通對產(chǎn)業(yè)發(fā)展的影響。魏泊寧等［12］認為高鐵主要通過“成本效應”而非“資源轉(zhuǎn)移效應”對工業(yè)集聚產(chǎn)生影響；高翔［13］基于中心地理論從理論角度解釋了高鐵通過縮小市場范圍下限和擴大市場范圍上限的方式增加所有城市服務業(yè)的種類，從而擴大潛在市場范圍；劉曉欣和張輝等［14］認為高鐵開通對城市房地產(chǎn)行業(yè)產(chǎn)生影響；劉怡和張寧川等［15］通過從高鐵建設對區(qū)域均衡發(fā)展的影響入手，檢驗高鐵建成通車對沿線地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)結構和收入差距等產(chǎn)生的影響；Wang［16］認為高速鐵路帶來的交通成本變化導致區(qū)域旅游資源空間分布變化，進而促進旅游業(yè)的發(fā)展。

最后，關于研究運用的方法。大多數(shù)文獻選用雙重差分法和三重差分法，將高鐵開通設置為虛擬變量，如周玉龍和楊繼東［17］、魯萬波和賈婧［18］等，還有文獻選擇用空間計量模型，如劉怡和張寧川［14］、李新光和黃安民［8］等。空間計量方法能夠克服傳統(tǒng)計量方法的缺陷，檢驗高鐵對地區(qū)經(jīng)濟增長溢出效應的影響。

國內(nèi)外學者關于高鐵對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展影響的文獻為本文的研究提供了依據(jù)。高鐵開通對實體經(jīng)濟發(fā)展是確定無疑的，高鐵的開通可以促進生產(chǎn)要素流動、提高產(chǎn)業(yè)集聚、提升市場潛力、加速產(chǎn)業(yè)發(fā)展，但是對于高鐵開通與實體經(jīng)濟發(fā)展之間的關系，仍有未解釋的問題：首先，高鐵開通是否會使鐵路沿線地區(qū)實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生聯(lián)動作用；其次，高鐵開通對不同地區(qū)的影響是否一樣；最后，高鐵開通對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的持續(xù)影響如何。鑒于此，本文運用空間計量模型，針對不同發(fā)展階段和不同經(jīng)濟區(qū)域，檢驗高鐵建設對中國區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的時間和空間影響。

二、中國高鐵現(xiàn)狀與實體經(jīng)濟發(fā)展

2008年2月26日，中國鐵道部和科技部簽署合作協(xié)議，共同研發(fā)新一代高速列車。2008年8月1日，中國第一條具有完全自主知識產(chǎn)權、世界水平的高速鐵路——京津城際鐵路通車運營。2008年10月國家批準《中長期鐵路網(wǎng)規(guī)劃（2008年調(diào)整）》，確定到2020年全國鐵路營業(yè)里程達到12萬公里以上，其中客運專線達到1.6萬公里以上，重點規(guī)劃“四縱四橫”等客運專線以及經(jīng)濟發(fā)達和人口稠密地區(qū)城際客運系統(tǒng)。四縱包括：京滬高速鐵路，貫通京津至長江三角洲東部沿海經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)；京港客運專線，連接華北和華南地區(qū)；京哈客運專線，連接東北和關內(nèi)地區(qū)；杭福深客運專線（東南沿海客運專線），連接長江、珠江三角洲和東南沿海地區(qū)。四橫包括：滬漢蓉高速鐵路，連接西北和華東地區(qū)；徐蘭客運專線，連接西南、華中和華東地區(qū)；滬昆高速鐵路，連接西南和華東地區(qū)；青太客運專線，連接華北和華東地區(qū)。

高鐵的開通對實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重要影響。在宏觀層面：首先，高鐵的開通能夠加速生產(chǎn)要素的流動，有效縮小非省會城市之間的經(jīng)濟差距［19］；其次，高鐵產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，還會推動房地產(chǎn)、旅游、商業(yè)、物流業(yè)、金融、娛樂等相關產(chǎn)業(yè)的發(fā)展，加速區(qū)域經(jīng)濟的產(chǎn)業(yè)格局變革，改變基礎產(chǎn)業(yè)，帶動裝備制造業(yè)的發(fā)展。在微觀層面：高鐵開通促進了資本、勞動力等生產(chǎn)要素的流動，改善資源配置。高鐵的開通可以通過提高生產(chǎn)力而降低企業(yè)成本，同時能夠促進產(chǎn)業(yè)整合和企業(yè)交流，提高市場競爭力。然而，高鐵的建設會帶來“虹吸效應”，高鐵的開通在帶動城市間生產(chǎn)要素加速流動的同時，也會促使資金、人才、信息向發(fā)展環(huán)境優(yōu)越、行政效能高的局域聚集，使原本經(jīng)濟發(fā)達的區(qū)域因此而獲得更明顯的利益，而投資環(huán)境不佳的經(jīng)濟落后地區(qū)則會面臨人才、企業(yè)等流失的窘境。

普遍認為高鐵的開通會對整體的經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，一個城市的高鐵通達車次越多，對人口導入、物流、交通以及對周邊城市的輻射能力就越大，能夠帶動當?shù)氐穆糜螛I(yè)、物流業(yè)、制造業(yè)等的發(fā)展。因此，提出驗證假設1。

H1：高鐵的開通對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展具有顯著的正向促進作用。

高鐵的開通有效地促進沿線城市之間的要素自由流動和資源優(yōu)化配置。一些中心城市的引領能力不斷增強，越來越多的企業(yè)將總部或研發(fā)中心設于中心城市，將制造工廠挪至周邊城市，并借助高鐵加快其間的產(chǎn)品和材料運輸，降低企業(yè)成本。因此，提出驗證假設2。

H2：高鐵的開通使得鐵路沿線地區(qū)的實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生聯(lián)動性。

中國高鐵這十幾年來快速發(fā)展，在運輸能力、軌道交通裝備的整體能力上均有提升，且高鐵將有效整合鐵路運力資源，將使既有鐵路的運力得以釋放，緩解長期以來客運和貨運的緊張矛盾。因此，認為高鐵對實體經(jīng)濟的影響將越來越廣泛，提出驗證假設3。

H3：高鐵的開通對實體經(jīng)濟發(fā)展的長期效應大于短期效應。

高鐵的開通能夠激活“絲路經(jīng)濟”，是“一帶一路”倡議的重要組成部分，在縮短時空距離的同時，還將有效地匯聚西部區(qū)域的人力、信息、資源、科技等多方面優(yōu)勢，形成區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展的新平臺，更加有效推動區(qū)域均衡協(xié)同發(fā)展。然而，對于東部發(fā)達區(qū)域，推動要素較多，因此認為高鐵開通對西部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的作用效果更容易凸顯，提出驗證假設4。

H4：高鐵的開通對西部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的促進程度大于東部區(qū)域。

三、動態(tài)空間模型的設定和變量說明

（一）動態(tài)空間模型的設定

截至2019年12月，中國高鐵建設貫穿23個省、直轄市（以下簡稱省市）。鐵路沿線實體經(jīng)濟相互影響，具有區(qū)域空間動態(tài)性。

1.空間計量模型

空間計量模型的一般形式為：

其中，y為被解釋變量；x為解釋變量；W為空間權重矩陣；ρ、β、γ為待估參數(shù)。當β=γ=0以及ρ=0或者λ=0，模型為純空間自回歸模型；當ρ=λ=0，模型為滯后被解釋變量模型；當ρ≠0、λ=0，模型為空間滯后模型（SLM）；當ρ=0、λ≠0，模型為空間誤差模型（SEM）；當ρ≠0、λ≠0，模型為完整模型（SARAR）。

2.空間面板數(shù)據(jù)模型

空間面板數(shù)據(jù)模型的一般形式為：

其中，μi為空間固定效應；vt為時間固定效應。當λ=0，模型為空間杜賓模型（SDM）；當λ=δ=0，模型為空間滯后模型（SAR）；當τ=ρ=δ=0，模型為空間誤差模型（SEM）。

3.動態(tài)杜賓模型

建立基本動態(tài)空間杜賓模型如下：

其中，yit表示第i個城市第t期的實體經(jīng)濟評價指數(shù)；W為空間權重矩陣；ρ為空間自回歸系數(shù)；xit表示影響第i個城市第t期實體經(jīng)濟發(fā)展的核心解釋變量；zit表示其他控制變量；μi為空間固定效應；vt為時間固定效應；εit為殘差擾動項。其中，當τ=0且ψ=0時，上式為靜態(tài)空間模型；當τ≠0且ψ=0時，上式為動態(tài)時間滯后模型；當τ=0且ψ≠0時，上式為動態(tài)空間滯后模型；當τ≠0且ψ≠0時，上式為動態(tài)時空滯后模型。

（二）變量選擇、數(shù)據(jù)處理及來源

1.被解釋變量

區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展指標體系的建立，需要結合中國的國情和所在區(qū)域的特點，力求能夠科學、客觀、精簡地概括區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展狀況。因此，從實體經(jīng)濟狀況、產(chǎn)業(yè)狀況和科技狀況方面構建實體經(jīng)濟發(fā)展指標體系，見表1所列。

表1 實體經(jīng)濟發(fā)展（RE）評價指標體系

2.核心解釋變量

為解釋高鐵建設對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效應，取高鐵開通線路數(shù)量（G）作為核心解釋變量。本文從中國鐵路總公司網(wǎng)站、國家鐵路管理局等的文本信息資料中，搜集關于高鐵線路的規(guī)劃修建和開通時間等信息，進而統(tǒng)計各省市、各年份高鐵開通數(shù)量。

3.控制變量

根據(jù)經(jīng)濟增長理論，從生產(chǎn)要素的角度選取控制變量。

（1）資本變量。資本市場服務實體經(jīng)濟的核心任務是積極支持供給側結構性改革，其中融資服務是重要內(nèi)容之一。金融作為現(xiàn)代資源配置的核心，具有促進資源分配、增進儲蓄降低風險以及實施資本監(jiān)督等重要功能。金融市場的高效有序運轉(zhuǎn)有助于提高實體經(jīng)濟的投融資效率，從而促進實體經(jīng)濟增長。然而，金融體系過度龐大將導致金融效率不足，金融效率影響金融對實體經(jīng)濟的作用方向、金融對實體經(jīng)濟的促進作用，金融效率的提高有利于實現(xiàn)金融與實體經(jīng)濟的良性發(fā)展［20］。近年來，中國經(jīng)濟出現(xiàn)“脫實向虛”的現(xiàn)象，金融全球化的加劇也使得金融與實體經(jīng)濟之間出現(xiàn)了不均衡發(fā)展現(xiàn)象。外商直接投資也是實體經(jīng)濟發(fā)展額外的金融和技術資源，外商直接投資的效果主要體現(xiàn)在外商進入國內(nèi)市場的模式、技術轉(zhuǎn)移的類型以及塑造市場競爭模式和結構環(huán)境方面。鑒于此，選取金融業(yè)產(chǎn)值比重（F）、金融效率（FE）和外商直接投資比重（FDI）作為資本變量的控制變量。其中，對于金融效率的計算，參考謝家智和王文［21］的研究成果，使用DEA-Malmquist指數(shù)法計算金融投入—實體部門產(chǎn)出的全要素生產(chǎn)率，即金融效率。

（2）勞動力變量。目前，由于生產(chǎn)要素成本高，企業(yè)用工成本上升過快，中國實體經(jīng)濟開始陷入勞動力流失、交易成本過高、稅費下降較難和融資負擔過重的困境。同時，隨著經(jīng)濟的迅速增長，勞動力的素質(zhì)和結構發(fā)生了較大變化：大學畢業(yè)生連年增加，勞動力市場再也難以大量提供傳統(tǒng)制造業(yè)所需的簡單勞動力，過去高投入的經(jīng)濟發(fā)展模式無法持續(xù)；適齡勞動力逐年減少，中國15～59歲勞動年齡人口在2011年的時候達到峰值（9.25億人），2012年勞動年齡人口首次下降345萬人，之后逐年下降，下降的人數(shù)遞增。因此，選擇實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）、本科以上勞動力比重（LB）、適齡勞動力比重（LS）作為勞動力變量的控制變量。

（3）技術變量。文獻中通常選取全要素生產(chǎn)率作為衡量技術進步的變量。全要素生產(chǎn)率的衡量方法包括增長核算法（如Kendrick模型、Divisia模型和Solow殘差模型［22］）、邊界生產(chǎn)函數(shù)法（如隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)法、數(shù)據(jù)包絡分析法）和代數(shù)指數(shù)法。近年來，經(jīng)濟學家通常選用后兩種方法相結合的方式對全要素生產(chǎn)率進行測算，如Malmquist生產(chǎn)系數(shù)、Hicks Moorsteen系數(shù)或Luenberger系數(shù)結合數(shù)據(jù)包絡分析和回歸分析。本文選擇DEA-Malmquist方法對全要素生產(chǎn)率進行測算，作為衡量技術進步的一個控制變量（A）。另外，2017年公布的中國技術進步指數(shù)除了評估全國、城市、行業(yè)三個層面的全要素生產(chǎn)率以外，還運用專利大數(shù)據(jù)。陳玉宇教授認為，專利申請授權數(shù)量也是衡量技術進步的重要指標，能夠反映技術進步的速度和方向。因此，選取專利授權比重（專利授權量/R&D人員）作為衡量技術進步的另一個控制變量（P）。

4.空間權重矩陣

構建空間權重矩陣是進行空間計量分析的前提。常用的空間權重矩陣，有基于地理相鄰關系的0-1空間權重矩陣、基于地理距離的空間權重矩陣、基于經(jīng)濟距離的空間權重矩陣等。本文選取的研究對象是高速鐵路途經(jīng)的省市，因此不能選擇基于相鄰關系的0-1空間權重矩陣；同時，省市實體經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的評價指標體系中已經(jīng)存在省市生產(chǎn)總值，因此也不選用基于經(jīng)濟距離的空間權重矩陣。為了分析高鐵開通對沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展的溢出效應，本文根據(jù)高鐵線路沿線分布狀況構建鐵路沿線關系0-1空間權重矩陣，表示為：

其中，wij為空間權重矩陣第i行第j列的元素；dij∈U表示為省市i與j在同一高鐵線路上。當兩個省市在同一高鐵線路上，則矩陣中兩個省市對應的元素為1，否則為0。

四、實證分析

（一）高鐵建設與實體經(jīng)濟發(fā)展之間的階段劃分

首先，將各年份、各省市實體經(jīng)濟發(fā)展指標體系中的各指標進行降維處理，以確定區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)。降維處理的方法最常見的為因子分析和主成分分析，考慮每個年份、每個省市只能取一個變量作為區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟整體發(fā)展狀況的衡量指標，而且數(shù)據(jù)為多指標面板數(shù)據(jù)，因此，借鑒劉云霞的降維方式，選擇運用主成分分析方法［23］進行降維，最終得到區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的變化，結果如圖1所示。

圖1 各省市實體經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)變化曲線

根據(jù)圖1各省市實體經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的變化，并結合高鐵的建設歷程，將高鐵開通和區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展之間的關系分為如下幾個階段：①第一階段（2008-2012年）：高鐵縱貫階段。其間各省市實體經(jīng)濟發(fā)展呈下降趨勢，各省市開始布局高鐵，京滬、京港和京廣高速鐵路的開通，縱向和橫向地將各省聯(lián)結。②第二階段（2013-2015年）：高鐵橫貫階段。其間各省市實體經(jīng)濟發(fā)展呈上升趨勢，徐蘭和滬昆高速鐵路的開通，橫向地將各省聯(lián)結；③第三階段（2016年-）：高鐵延伸階段。區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展先是呈現(xiàn)斷崖式下跌，然后迅速提升，這一階段的線路開通都是在原有線路上進行延伸。高鐵開通情況見表2所列。

表2 高鐵開通情況

（二）空間相關性檢驗

使用具有特定空間關系的空間計量模型之前，首先需要進行空間相關性檢驗。通常檢驗的方法有Moran指數(shù)檢驗、拉格朗日乘子（LM）檢驗以及穩(wěn)健的拉格朗日乘子（Robust LM）檢驗。本文選取了相對流行的Moran指數(shù)檢驗方法對空間相關性進行檢驗以及對空間計量模型進行選擇，結果見表3所列。

表3 空間自相關檢驗結果

由表3可知，各省市實體經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)的Moran'I指數(shù)的所有年份均通過了5%水平的顯著性檢驗，僅有部分年份的Moran'I指數(shù)通過10%水平下的顯著性檢驗，且空間相關性呈現(xiàn)波動，波動情況如圖1所示。由圖1可知，2010-2013年和2016年Moran'I指數(shù)為負，說明這幾年中，各省市經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)之間存在負相關，接下來將建立空間計量模型對此進行解釋。

（三）分階段空間計量模型分析

1.縱貫階段（2008-2012年）

這一階段分別構建空間靜態(tài)杜賓模型和空間動態(tài)杜賓模型分析高鐵開通對實體經(jīng)濟發(fā)展的影響。首先構建空間靜態(tài)杜賓模型，表4列出了固定效應和隨機效應的估計結果，并基于空間豪斯曼檢驗優(yōu)選模型。豪斯曼檢驗結果為77.717，且p小于0.001，因此拒絕隨機效應模型，選擇固定效應模型進行后續(xù)分析。

表4 空間面板數(shù)據(jù)模型優(yōu)選（2018-2012年）

固定效應模型的結果顯示：高鐵變量（G）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負，高鐵開通對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展沒有起到正向推動作用，拒絕H1；金融產(chǎn)業(yè)比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；金融效率（FE）、外商直接投資（FDI）、實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）和本科以上勞動力比重（LB）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；適齡勞動力比重（LS）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；技術進步（A）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負。

繼續(xù)建立動態(tài)空間杜賓模型分析，包括時間滯后模型、空間滯后模型和時空滯后模型，結果見表5所列。時空滯后模型的log-likelihood=39.979 6，在三個模型中最大，Sigma2=0.001 827，在三個模型中最小，說明時空滯后模型的擬合結果最優(yōu)，對高鐵建設與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關系描述更為準確。

表5 動態(tài)空間杜賓模型回歸結果（2008-2012年）

時空滯后模型的結果顯示：滯后一期的區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)τ顯著為正，空間滯后回歸系數(shù)ψ顯著為正，說明各省市實體經(jīng)濟發(fā)展之間確實存在空間溢出效應，接受H2；高鐵變量（G）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著，拒絕H1；金融產(chǎn)值比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；金融效率（FE）、實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）和技術進步（A）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟影響顯著為正；外商直接投資（FDI）、本科以上勞動力比重（LB）、適齡勞動力比重（LS）和專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著。基于此，為了進一步分析產(chǎn)生此結論的原因，分別針對東部和中部區(qū)域的數(shù)據(jù)進行分析，結果見表6、表7所列。

表6 東部區(qū)域動態(tài)空間杜賓模型回歸結果（2008-2012年）

表7 中部區(qū)域動態(tài)空間杜賓模型回歸結果（2008-2012年）

東部區(qū)域時空滯后模型的結果顯示：滯后一期的區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)τ顯著為正，空間滯后回歸系數(shù)ψ不顯著，說明東部區(qū)域各省市實體經(jīng)濟發(fā)展之間的空間溢出效應不顯著；高鐵變量（G）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；金融產(chǎn)值比重（F）、金融效率（FE）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；外商直接投資（FDI）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；本科以上勞動力比重（LB）和適齡勞動力比重（LS）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；技術進步（A）和專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正。

中部區(qū)域時空滯后模型的結果顯示：滯后一期的區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)τ顯著為負，空間滯后回歸系數(shù)ψ顯著為正，說明西部區(qū)域各省市實體經(jīng)濟發(fā)展之間存在正向的空間溢出效應；高鐵變量（G）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；金融產(chǎn)值比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；金融效率（FE）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟影響顯著為正；外商直接投資（FDI）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；本科以上勞動力比重（LB）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；適齡勞動力比重（LS）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟影響顯著為負；技術進步（A）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負。

由此可以判斷，這一階段的時間效應方面：全國范圍內(nèi)各省市實體經(jīng)濟發(fā)展之間存在正向動態(tài)效應，中部區(qū)域之間的動態(tài)效應為負，說明本階段中部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟增長模式的持續(xù)性較差，仍以傳統(tǒng)要素驅(qū)動經(jīng)濟增長模式為主。空間效應方面：全國范圍內(nèi)各省市之間存在正向空間效應，東部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟之間不存在空間效應，說明本階段東部區(qū)域各省市之間關于實體經(jīng)濟的交流不足，由于實體經(jīng)濟運用成本的增加，投資回報率降低，社會增量投資和存量實業(yè)資本均會轉(zhuǎn)向虛擬經(jīng)濟，導致虛擬經(jīng)濟的過度膨脹和實體經(jīng)濟加速衰退。其他變量方面：①僅中部區(qū)域高鐵開通對實體經(jīng)濟的影響顯著為正，說明雖然本階段中部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展模式不可持續(xù)但是不存在東部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟結構的嚴重失衡，“脫實向虛”的傾向也弱于東部區(qū)域。②全國范圍內(nèi)金融業(yè)產(chǎn)值比重對實體經(jīng)濟發(fā)展均存在消極影響，東部區(qū)域尤為顯著。③金融效率對實體經(jīng)濟發(fā)展均存在積極作用，中部區(qū)域相對顯著。實體經(jīng)濟是虛擬經(jīng)濟生存和發(fā)展的基礎，同時虛擬經(jīng)濟的發(fā)展又必須服務于實體經(jīng)濟。然而，中國實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟發(fā)生嚴重的結構性失衡［24］，虛擬經(jīng)濟并沒有產(chǎn)生“蓄水池效應”，而是產(chǎn)生了顯著的“擠出效應”［25］，而且，由于東部發(fā)達區(qū)域虛擬經(jīng)濟的投資回報率較高，現(xiàn)象更為明顯。④僅中部區(qū)域外商直接投資對實體經(jīng)濟的影響顯著為負，說明目前外商直接投資的投資模式對實體經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)不能起到推動作用。⑤全國范圍內(nèi)以及東、中部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟勞動力比重對實體經(jīng)濟發(fā)展均存在推動作用，中部區(qū)域尤為顯著。⑥全國范圍內(nèi)本科以上畢業(yè)勞動力比重對實體經(jīng)濟均不產(chǎn)生影響。⑦僅中部區(qū)域適齡勞動力比重對實體經(jīng)濟產(chǎn)生消極作用，產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因在于：雖然本科畢業(yè)生連年增加，但是勞動力學歷和能力存在“剪刀差”，大學生自身素質(zhì)和技能與產(chǎn)業(yè)結構升級以及經(jīng)濟結構轉(zhuǎn)型的要求不盡匹配，帶來結構性失業(yè)風險［26］。⑧全國范圍內(nèi)和東部區(qū)域技術進步率對實體經(jīng)濟產(chǎn)生正向推動作用。⑨東部區(qū)域?qū)＠綄嶓w經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生積極作用，中部區(qū)域為消極作用，說明中部區(qū)域?qū)＠某晒D(zhuǎn)化率較低。

2.橫貫階段（2013-2015年）

表8列出了固定效應和隨機效應的估計結果，并基于空間豪斯曼檢驗優(yōu)選模型。豪斯曼檢驗結果為58.079，且p小于0.01，因此拒絕隨機效應模型，選擇固定效應模型進行后續(xù)分析。

表8 空間面板數(shù)據(jù)模型優(yōu)選（2013-2015年）

固定效應模型的結果顯示：高鐵變量（G）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正，接受H1；金融產(chǎn)業(yè)比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；金融效率（FE）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；外商直接投資（FDI）、實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）、本科以上勞動力比重（LB）、適齡勞動力比重（LS）、技術進步（A）和專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著。

繼續(xù)建立動態(tài)空間杜賓模型分析，結果見表9所列。時空滯后模型的log-likelihood=51.747 4，在三個模型中最大，Sigma2=0.000 13，在三個模型中最小，說明時空滯后模型的擬合結果最優(yōu)，對高鐵建設與區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展之間的關系描述更為準確。

表9 動態(tài)空間杜賓模型回歸結果（2013-2015年）

時空滯后模型的結果顯示：滯后一期的區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)τ顯著為正，空間滯后回歸系數(shù)ψ顯著為正，說明各省市的實體經(jīng)濟發(fā)展之間存在空間溢出效應，接受H2；高鐵變量（G）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著，拒絕H1；金融產(chǎn)值比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；金融效率（FE）、外商直接投資（FDI）、實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）、技術進步（A）和專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；本科以上勞動力比重（LB）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負。基于此，為了進一步分析產(chǎn)生此結論的原因，分別針對東部、中部和西部區(qū)域的數(shù)據(jù)進行分析，結果見表10至表12所列。

表10 東部區(qū)域動態(tài)空間杜賓模型回歸結果（2013-2015年）

表11 中部區(qū)域動態(tài)空間杜賓模型回歸結果（2013-2015年）

東部區(qū)域時空滯后模型的結果顯示：滯后一期的區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)τ不顯著，空間滯后回歸系數(shù)ψ不顯著，說明各省市之間的空間溢出效應不顯著；高鐵變量（G）和金融產(chǎn)值比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；金融效率（FE）、外商直接投資（FDI）、實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）、適齡勞動力比重（LS）和專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；本科以上勞動力比重（LB）和技術進步（A）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負。

表12 西部區(qū)域動態(tài)空間杜賓模型回歸結果（2013-2015年）

中部時空滯后模型的結果顯示：滯后一期的區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)τ顯著為負，空間滯后回歸系數(shù)ψ顯著為正；高鐵變量（G）和金融產(chǎn)值比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；金融效率（FE）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；外商直接投資（FDI）和實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；本科以上勞動力比重（LB）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；適齡勞動力比重（LS）和技術進步（A）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負。

西部時空滯后模型的結果顯示：滯后一期的區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的回歸系數(shù)τ顯著為負，空間滯后回歸系數(shù)ψ顯著為正；高鐵變量（G）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；金融產(chǎn)值比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；金融效率（FE）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；外商直接投資（FDI）和實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；本科以上勞動力比重（LB）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；適齡勞動力比重（LS）、技術進步（A）和專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正。

由此可以判斷，這一階段的時間效應方面：全國范圍內(nèi)各省市實體經(jīng)濟發(fā)展之間存在正向動態(tài)效應，中部和西部區(qū)域之間的動態(tài)效應為負，且相比上一階段負效應減小，說明這段時期由于“一帶一路”倡議的實施，中、西部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展模式已經(jīng)發(fā)生了積極的變化。空間效應方面：全國范圍內(nèi)和中、西部區(qū)域各省市之間存在正向空間效應，說明東部區(qū)域關于實體經(jīng)濟的省際交流仍然不足，實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟的結構性失衡現(xiàn)象亟待改善。其他效應方面：①東部和中部區(qū)域高鐵開通對實體經(jīng)濟的發(fā)展產(chǎn)生正向推動作用，而西部區(qū)域產(chǎn)生消極作用。產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因在于：雖然高鐵的開通激活了“絲路經(jīng)濟”，帶動西部區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，但是由于西部資源要素的限制，高鐵的開通短時間內(nèi)還不能推動西部區(qū)域的實體經(jīng)濟發(fā)展。②全國范圍內(nèi)金融業(yè)產(chǎn)值比重對實體經(jīng)濟發(fā)展存在正向推動作用，東部區(qū)域尤為顯著。③中部區(qū)域和西部區(qū)域金融效率對實體經(jīng)濟發(fā)展均存在消極作用，說明這一階段虛擬經(jīng)濟結構優(yōu)化和金融體制改革已經(jīng)稍顯提高其服務實體經(jīng)濟的能力。④中部區(qū)域和西部區(qū)域外商直接投資對實體經(jīng)濟的影響顯著為負，且中部區(qū)域相對顯著，說明目前外商直接投資的投資模式對實體經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)不能起到推動作用。⑤中部區(qū)域和西部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟勞動力比重對實體經(jīng)濟發(fā)展均存在推動作用，且中部區(qū)域相對顯著。⑥全國范圍內(nèi)和中、西部區(qū)域本科以上畢業(yè)勞動力比重對實體經(jīng)濟產(chǎn)生消極作用。⑦中部區(qū)域和西部區(qū)域適齡勞動力比重對實體經(jīng)濟產(chǎn)生積極作用，東部區(qū)域適齡勞動力就業(yè)狀況問題漸漸凸顯。⑧全國范圍和東部區(qū)域技術進步對實體經(jīng)濟產(chǎn)生正向推動作用，中西部區(qū)域技術進步率對實體經(jīng)濟產(chǎn)生消極作用。⑨中部區(qū)域?qū)＠綄^(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生消極作用，西部區(qū)域為積極作用。

3.延伸階段（2016年-）

由于2016年和2017年實體經(jīng)濟指數(shù)波動較大，因此分別針對各年的截面數(shù)據(jù)建立計量模型分析高鐵開通對經(jīng)濟發(fā)展的影響。表13、表14中列出了分別運用普通回歸、空間滯后模型和一般空間模型對2016年、2017年的數(shù)據(jù)進行比較分析的結果。由表13可知，一般空間模型的Sigma2=0.001 070 5，在三個模型中最小，Log likelihood=18.115 09，在三個模型中最大，因此說明，一般空間模型的擬合效果更好（表14和表15同）。

表13 空間截面數(shù)據(jù)模型優(yōu)選（2016年）

表14 空間截面數(shù)據(jù)模型優(yōu)選（2017年）

續(xù)表14

一般空間模型（2016年）的結果顯示：高鐵變量（G）和金融產(chǎn)值比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；金融效率（FE）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；外商直接投資（FDI）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）、本科以上勞動力比重（LB）、適齡勞動力比重（LS）、專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；技術進步（A）和對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負。

一般空間模型（2017年）的結果顯示：空間回歸系數(shù)ρ顯著為負，空間滯后系數(shù)λ顯著為正；高鐵變量（G）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；金融產(chǎn)值比重（F）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；金融效率（FE）和實體經(jīng)濟勞動力比重（FL）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；外商直接投資（FDI）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；本科以上勞動力比重（LB）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負；適齡勞動力比重（LS）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為正；技術進步（A）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響不顯著；專利水平（P）對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負。

由此可以推斷，2016年由于房地產(chǎn)市場環(huán)境整體寬松，實體經(jīng)濟衰落嚴重，高鐵的開通未能對實體經(jīng)濟產(chǎn)生推動作用，虛擬經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的服務作用不佳。到了2017年，實體經(jīng)濟漸漸復蘇，高鐵的開通對實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生推動作用，金融業(yè)產(chǎn)值比重對實體經(jīng)濟發(fā)展的影響也顯著為正，然而金融效率影響不顯著，說明目前實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟的結構性失衡仍存在；本科以上勞動力比重對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著為負，說明學歷與能力之間的“剪刀差”現(xiàn)象亟待解決；專利的成果轉(zhuǎn)化率也待進一步提升。

（四）空間溢出效應分析

為了得出更準確的結果，借助偏微分方程將空間效應分解為直接效應、間接效應和總效應［27］，并參考趙凱等人［28］的研究，將反饋效應剔除，進一步把溢出效應分解為短期效應和長期效應，通過縱貫階段和橫貫階段的動態(tài)空間模型進行分析，結果見表15所列。

表15 空間效應分解

由表15可知：①高鐵建設。直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，說明高鐵建設對本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，因此高鐵的開通能夠促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，并產(chǎn)生聯(lián)動性作用，接受H2和H3，對鐵路沿線省市經(jīng)濟發(fā)展的推動作用強于對本省經(jīng)濟發(fā)展的推動作用，且長期效應強于短期效應。②金融業(yè)產(chǎn)值比重。直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，說明金融業(yè)產(chǎn)值比重對本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展的推動作用強于對本省實體經(jīng)濟發(fā)展的推動作用，且短期效應強于長期效應。③金融效率。直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，說明金融效率對本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展的推動作用強于對本省實體經(jīng)濟發(fā)展的推動作用，且短期效應強于長期效應。④外商直接投資。短期間接效應和總效應顯著為正，長期直接效應、間接效應和總效應均不顯著，說明外商直接投資對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生相對顯著的影響，溢出效應更加明顯。造成這種現(xiàn)象的原因在于：外商直接投資的進入會產(chǎn)生示范和競爭效應［29］，對本地的競爭效應更強，對沿線省市的示范效應更強。⑤實體經(jīng)濟勞動力比重。短期直接效應、間接效應和總效應顯著為正，長期各效應不顯著。⑥本科學歷以上勞動力比重。短期直接效應、間接效應和總效應顯著為負。⑦適齡勞動力比重。直接效應顯著為負，對本省實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生抑制作用，且長期效應弱于短期效應。造成這種現(xiàn)象的原因在于：中國適齡勞動力就業(yè)狀況不佳，雖然互聯(lián)網(wǎng)等高新技術發(fā)展迅速，教育卻未能做出及時的調(diào)整，導致人才培養(yǎng)和經(jīng)濟社會需求存在一定程度的脫節(jié)，而且各級各類城鄉(xiāng)、校際教育發(fā)展不平衡，銜接不暢通［30］，以及中國畢業(yè)生“慢就業(yè)”現(xiàn)象日漸凸顯，使得本科以上勞動力和適齡勞動力的提升并未對本省實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生積極的作用。⑧技術進步。直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，說明技術進步對本省和鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展均產(chǎn)生持續(xù)性的促進效應，且長期效應強于短期效應。⑨專利水平。直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，說明專利水平對本省和鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展均產(chǎn)生持續(xù)性的消極作用，專利的成果轉(zhuǎn)換率亟待提高。

鑒于此，為了進一步解釋這一結論，針對東、中、東北和西部四大區(qū)域，進行空間動態(tài)杜賓模型的溢出效應分析，結果見表16至表19所列。

表16 東部區(qū)域的空間溢出效應

由表16可知：①高鐵建設。短期的間接效應和總效應顯著為正，長期的直接效應顯著為正，間接效應顯著為負，說明高鐵建設對東部區(qū)域本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，但是短期對本省作用不明顯，長期對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟產(chǎn)生消極影響。造成這種現(xiàn)象的原因在于：高鐵建設能夠促進物資、資金和人才等經(jīng)濟要素的流動，也會在短期引起東部發(fā)達地區(qū)對要素的爭奪［31］。②金融業(yè)產(chǎn)值比重。長期直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，說明金融業(yè)產(chǎn)值比重對東部區(qū)域本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展有長期消極作用，且對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展的消極作用相對更強。③金融效率。短期間接效率顯著為正，長期直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，說明金融效率對鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，但短期起到正向推動作用，長期產(chǎn)生消極作用。④外商直接投資。長短期直接效應顯著為負，說明東部區(qū)域外商直接投資的溢出效應較弱。⑤實體經(jīng)濟勞動力比重。長短期直接效應顯著為正，長期間接效應為負，總效應顯著為正。⑥本科學歷以上勞動力比重。短期直接效應為正，長期直接效應、間接效應和總效應顯著為正。⑦適齡勞動力比重。短期直接效應顯著為負，長期直接效應、間接效應和總效應顯著為負，說明中國適齡勞動力就業(yè)狀況不佳的情況亟待解決。⑧技術進步。直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，說明技術進步對本省和鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展均產(chǎn)生長短期的促進效應，且長期效應強于短期效應。⑨專利水平。長期直接效應顯著為負，間接效應和總效應均顯著為正，說明專利水平在東部區(qū)域?qū)Ρ臼嶓w經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生消極作用，但對沿線省市產(chǎn)生積極作用。

表17 中部區(qū)域的空間溢出效應

由表17可知：①高鐵建設。短期的間接效應顯著為正，長期的直接效應顯著為正，說明中部區(qū)域高鐵建設短期對本省作用不明顯，長期對鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展作用不明顯。②金融業(yè)產(chǎn)值比重。長期直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，說明金融業(yè)產(chǎn)值比重對中部區(qū)域本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展有長期消極作用，且對本省實體經(jīng)濟發(fā)展的消極作用相對更強。③金融效率。短期間接效應顯著為正，長期直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，說明中部區(qū)域金融效率對鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)的正向推動作用，長期對本省實體經(jīng)濟發(fā)展也產(chǎn)生積極作用。④外商直接投資。短期直接效應和總效應顯著為負，說明中部區(qū)域外商直接投資的溢出效應較弱。⑤實體經(jīng)濟勞動力比重。短期直接效應和總效應顯著為負，對本省實體經(jīng)濟產(chǎn)生消極作用。⑥本科學歷以上勞動力比重。短期直接效應為正。⑦適齡勞動力比重。短期直接效應顯著為負，說明中部區(qū)域中國勞動力就業(yè)狀況不佳的問題亟待解決。⑧技術進步。短期的直接效應、間接效應顯著為正，長期的直接效應和總效應顯著為正，說明技術進步在中部區(qū)域?qū)Ρ臼嶓w經(jīng)濟發(fā)展均產(chǎn)生持續(xù)性的促進效應，且長期效應強于短期效應。⑨專利水平。長期直接效應顯著為正，說明專利水平在中部區(qū)域?qū)Ρ臼嶓w經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生積極作用，但對沿線省市產(chǎn)生的作用不明顯。

表18 東北區(qū)域的空間溢出效應

由表18可知：①高鐵建設。短期的直接效應顯著為正，長期的直接效應、間接效應和總效應顯著為正，說明東北區(qū)域高鐵建設對本省實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生持續(xù)性推動作用，對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟產(chǎn)生長期的推動作用。②金融業(yè)產(chǎn)值比重。長期直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，說明金融業(yè)產(chǎn)值比重對東北區(qū)域本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展有長期消極作用。③金融效率。短期直接效應顯著為正，長期直接效應、間接效應和總效應均顯著為正，說明東北區(qū)域金融效率對本省的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)的正向推動作用，長期對鐵路沿線實體經(jīng)濟發(fā)展也產(chǎn)生積極作用。④外商直接投資。長期直接效應、間接效應和總效應顯著為負，說明東北區(qū)域外商直接投資對本省和鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生長期作用。⑤實體經(jīng)濟勞動力比重。短期直接效應和總效應顯著為負，長期直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，說明實體經(jīng)濟勞動力對本省實體經(jīng)濟產(chǎn)生持續(xù)消極作用，長期還會影響鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展。⑥本科學歷以上勞動力比重。長期直接效應、間接效應和總效應均顯著為負，說明東北區(qū)域大學學歷與能力之間“剪刀差”的現(xiàn)象較為明顯。⑦適齡勞動力比重。長期直接效應和總效應顯著為正。⑧技術進步。長期的直接效應、間接效應和總效應顯著為正。⑨專利水平。長期的直接效應、間接效應和總效應顯著為正，說明技術進步在東北區(qū)域?qū)Ρ臼『丸F路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生長期積極作用。

表19 西部區(qū)域的空間溢出效應

由表19可知：①高鐵建設。短期的直接效應、間接效應和總效應顯著為正，長期的間接效應和總效應顯著為正，說明西部區(qū)域高鐵建設對鐵路沿線實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生持續(xù)性推動作用。②金融業(yè)產(chǎn)值比重。短期直接效應和總效應顯著為負，長期直接效應顯著為負，說明金融業(yè)產(chǎn)值比重對西部區(qū)域本省的實體經(jīng)濟發(fā)展有長期消極作用。③金融效率。短期直接效應、間接效應和總效應顯著為正，長期間接效應和總效應均顯著為正，說明西部區(qū)域金融效率對本省的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)的正向推動作用，長期對鐵路沿線實體經(jīng)濟發(fā)展也產(chǎn)生積極作用。④外商直接投資。長期直接效應、間接效應和總效應顯著為負，長期直接效應和總效應顯著為負，說明西部區(qū)域外商直接投資對本省實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生持續(xù)性消極作用。⑤實體經(jīng)濟勞動力比重。短期直接效應、間接效應和總效應顯著為正，長期間接效應顯著為負，說明實體經(jīng)濟勞動力短期對本省和鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟產(chǎn)生積極作用，長期會對鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生消極作用。⑥本科學歷以上勞動力比重。長期間接效應顯著為負。⑦適齡勞動力比重。短期直接效應和總效應顯著為正，說明西部區(qū)域勞動力就業(yè)問題還未凸顯。⑧技術進步。短期直接效應、間接效應和總效應顯著為正，長期直接效應總效應顯著為正，說明技術進步對西部區(qū)域鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展無法起到持續(xù)性推動作用。⑨專利水平。短期直接效應、間接效應和總效應顯著為正，長期間接效應和總效應顯著為正，且長期效應強于短期效應，說明專利水平在西部區(qū)域?qū)﹁F路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生長期積極作用，但對本省實體經(jīng)濟卻未能體現(xiàn)。

五、結 論

（一）高鐵建設與區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展之間的階段劃分

（1）縱貫階段（2008-2012年）。由于東部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟的結構性失衡相對嚴重，實體經(jīng)濟省際交流不足，高鐵僅對中部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展的影響顯著，且僅中部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展存在空間溢出效應；由于虛擬經(jīng)濟的“基礎效應”，金融業(yè)產(chǎn)值比重對實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生消極影響，且東部區(qū)域情況較為嚴重；外商直接投資由于投資模式過于傳統(tǒng)，對實體經(jīng)濟的推動作用已不再明顯；本科以上勞動力比重由于勞動力學歷和能力存在的“剪刀差”，對區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟發(fā)展起到了消極影響；中部區(qū)域?qū)＠某晒D(zhuǎn)化率較低。

（2）橫貫階段（2013-2015年）。由于“一帶一路”倡議的實施，中西部區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展模式已經(jīng)發(fā)生了積極的變化，然而東部區(qū)域?qū)嶓w經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟的結構性失衡現(xiàn)象仍亟待改善；由于西部資源要素的限制，高鐵的開通短時間內(nèi)還不能推動西部區(qū)域的實體經(jīng)濟發(fā)展；虛擬經(jīng)濟結構優(yōu)化和金融體制改革已經(jīng)稍顯提高其服務實體經(jīng)濟的能力；這一階段，外商直接投資的投資模式對實體經(jīng)濟發(fā)展已經(jīng)不能起到推動作用；東部區(qū)域適齡勞動力就業(yè)問題漸漸凸顯；中西部區(qū)域技術進步對實體經(jīng)濟產(chǎn)生消極作用。

（3）延伸階段（2016年-）。2016年由于房地產(chǎn)市場環(huán)境整體寬松，實體經(jīng)濟衰落嚴重，高鐵的開通未能對實體經(jīng)濟產(chǎn)生推動作用，虛擬經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的服務作用不佳；到了2017年，實體經(jīng)濟漸漸復蘇，高鐵的開通對實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生推動作用，實體經(jīng)濟和虛擬經(jīng)濟的結構性失衡仍然存在，學歷與能力之間的“剪刀差”現(xiàn)象亟待解決，專利的成果轉(zhuǎn)化率也待進一步提升。

（二）高鐵建設的空間溢出效應分析

高鐵建設對本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，能夠?qū)^(qū)域經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生聯(lián)動性作用，長期溢出效果強于短期溢出效應；金融業(yè)產(chǎn)值比重對本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，對鐵路沿線省市經(jīng)濟發(fā)展的推動作用強于對本省經(jīng)濟發(fā)展的推動作用；金融效率對本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，對鐵路沿線省市經(jīng)濟發(fā)展的推動作用強于對本省經(jīng)濟發(fā)展的推動作用；外商直接投資對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生相對顯著的影響；實體經(jīng)濟勞動力短期對本省和鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟起到推動作用；本科以上勞動力和適齡勞動力對本省和鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生消極作用；技術進步對本省和鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展均產(chǎn)生長短期的促進效應；專利水平對本省和鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展均產(chǎn)生長、短期的消極作用。

（三）空間溢出效應的區(qū)域異質(zhì)性分析

（1）東部區(qū)域。高鐵建設對東部區(qū)域本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，但是短期對本省作用不明顯，長期對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟產(chǎn)生消極作用；金融業(yè)產(chǎn)值比重對東部區(qū)域本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展有長期消極作用，且對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展的消極作用相對更強；金融效率對鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)作用，但短期起到正向推動作用，長期產(chǎn)生消極作用；東部區(qū)域外商直接投資的溢出效應較弱；實體經(jīng)濟勞動力對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展長期起到消極作用；東部區(qū)域適齡勞動力就業(yè)狀況不佳的情況亟待解決；專利水平在東部區(qū)域?qū)Ρ臼嶓w經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生消極作用，但對沿線省市產(chǎn)生積極作用。

（2）中部區(qū)域。高鐵建設短期對本省作用不明顯，長期對鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展作用不明顯；金融業(yè)產(chǎn)值比重對中部區(qū)域本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展有長期消極作用，且對本省實體經(jīng)濟發(fā)展的消極作用相對更強；金融效率對鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)的正向推動作用，長期對本省實體經(jīng)濟發(fā)展也產(chǎn)生積極作用；中部區(qū)域外商直接投資的溢出效應較弱；實體經(jīng)濟勞動力短期對本省實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生消極作用；中部區(qū)域中國勞動力就業(yè)狀況不佳的現(xiàn)象亟待解決；技術進步在中部區(qū)域?qū)Ρ臼嶓w經(jīng)濟發(fā)展均產(chǎn)生長、短期的促進效應；專利水平對本省實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生積極作用，但對沿線省市產(chǎn)生的作用不明顯。

（3）東北區(qū)域。高鐵建設對本省實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生持續(xù)性推動作用，對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟產(chǎn)生長期的推動作用；金融業(yè)產(chǎn)值比重對東北區(qū)域本省及鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展有長期消極作用；金融效率對本省的實體經(jīng)濟發(fā)展均有持續(xù)的正向推動作用，長期對鐵路沿線實體經(jīng)濟發(fā)展也產(chǎn)生積極作用；外商直接投資對本省和鐵路沿線實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生長期作用；實體經(jīng)濟勞動力對本省實體經(jīng)濟的產(chǎn)生持續(xù)消極作用，長期還會影響到鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展；東北區(qū)域大學學歷與能力之間“剪刀差”的現(xiàn)象較為明顯；技術進步在東北區(qū)域?qū)Ρ臼『丸F路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生長期積極作用。

（4）西部區(qū)域。高鐵建設對鐵路沿線實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生持續(xù)性推動作用；金融業(yè)產(chǎn)值比重對西部區(qū)域本省的實體經(jīng)濟發(fā)展有長期消極作用；金融效率對本省的實體經(jīng)濟發(fā)展有持續(xù)的正向推動作用，長期對鐵路沿線實體經(jīng)濟發(fā)展也產(chǎn)生積極作用；外商直接投資對本省實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生持續(xù)性消極作用；實體經(jīng)濟勞動力短期對本省和鐵路沿線省市實體經(jīng)濟產(chǎn)生積極作用，長期會對鐵路沿線省市的實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生消極作用；西部區(qū)域勞動力就業(yè)問題還未凸顯；技術進步對西部區(qū)域鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展無法起到持續(xù)性推動作用；專利水平對鐵路沿線省市實體經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生長期積極作用，但對本省實體經(jīng)濟卻未能體現(xiàn)。