高鐵開通對浙江省城鄉居民收入差距的影響

徐玉萍，蘇方軼

（華東交通大學交通運輸工程學院，江西 南昌 330013）

要想富，先修路。交通基礎設施對經濟發展十分重要。便利的交通能夠讓人、物的流通變得更加快速，這是經濟交流以及經濟發展的有利條件。

近幾十年，中國經濟騰飛的背后是國家對交通基礎設施的重大投入，高速公路、高速鐵路等一系列交通基礎設施建設給經濟發展提供完善的交通保障。特別是高鐵時代的到來，高鐵憑借其速度快、頻次高的特點，極大方便了人、物在城市間的流動，從而對人民生產生活產生影響。

新世紀以來，中國經濟取得巨大成就，經濟的飛速發展也大大提升了居民收入，但在居民收入增長的表象下，仍存在城鄉居民收入相對差距。過大的居民收入差距不符合新發展理念的要求，更會破壞社會穩定，影響和諧社會發展目標的完成。因此如何把“經濟快速發展”這一蛋糕分配均勻，平衡城鄉居民收入，是我國發展必須解決的難題。

高鐵對經濟發展的影響已被證實，且表現在多個方面。徐玉萍等[1]認為高鐵的運營促進了長江中游城市群城市創新能力的提高。楊思瑩等[2]研究發現高鐵開通通過投資集聚、人才集聚、知識溢出等中介效應對區域創新格局產生深刻影響。郭軍華等[3]通過實證研究發現高速鐵路顯著提升了江西省城市經濟發展質量。孔令章等[4]發現高鐵對旅游產業發展也有明顯的正向效應。

高鐵影響經濟發展的方方面面，從而也對居民的收入水平產生影響。越來越多的學者將研究目光轉向高鐵對收入分配的影響上。陳豐龍等[5]研究發現高鐵總體上能夠縮小城鄉居民收入差距。余泳澤等[6]認為高鐵會通過勞動力轉移促進城鄉收入差距的減小。Li 等[7]通過實證分析發現高鐵開通對中國城鄉居民收入差距的收斂有一定作用。楊茜等[8]認為鐵路提速通過要素流動影響收入差距。李強[9]認為高鐵開通擴大了長江經濟帶城鄉居民收入差距。俞峰等[10]也研究發現高鐵開通擴大了城鄉收入差距，這種擴大效應在經濟較發達地區尤為顯著。

目前關于高鐵到底是降低還是擴大了城鄉居民收入差距，學界目前尚無定論。在研究方法上，既有研究在使用雙重差分法考察高鐵經濟效應時，一般只將高鐵開通當作0，1 變量處理，少有人關注高鐵線路增多以及列車頻次變化引起的高鐵影響的動態過程。

鑒于現有研究的不足，本文將匹配浙江省10個地級市（除舟山市）2006—2019 年城市數據、鐵路數據，運用多期雙重差分模型探究高鐵開通對城鄉居民收入差距的影響，并且引入以鐵路列車頻次為基礎的城市可達性指標，探究城市可達性變化在高鐵對城鄉居民收入差距影響中的中介效應。本文研究成果將有助于深入了解中國高鐵經濟效應在居民收入方面的體現，并為改善高鐵經濟效益的二次分配提供政策建議。

1 研究方法及數據

1.1 研究區域概況

浙江，下轄11 個地級市，其中舟山市地處舟山群島，暫無已運營鐵路線路，本文研究暫不涉及。

2005 年10 月，甬臺溫鐵路開工建設，標志著浙江省開始了高鐵建設的步伐。從2009 年甬臺溫鐵路開通至2015 年新金溫鐵路開通，浙江省除舟山市外10 個地級市全部納入高速鐵路網。表1 詳細給出了本文研究時限內浙江省已開通高鐵的建設及開通情況。需要指出的是，本文中浙江省“高鐵”指廣義高速鐵路，即運營時速200 km 以上的鐵路。

表1 2006—2019 年浙江省高鐵建設開通情況Tab.1 Construction and opening of HSR in Zhejiang Province during 2006—2019

1.2 模型設計與數據說明

1.2.1 雙重差分模型

為探究高鐵開通是否能夠引起城鄉居民收入差距變化，在下面的研究中將采用雙重差分法進行分析。雙重差分法利用個體和時間虛擬變量對數據進行兩次差分，可以有效評估政策效應，被廣泛運用于公共政策評估研究。

某城市高鐵開通與否，首先看該城市是否在國家鐵路規劃線網上，在一定程度上跟該城市的經濟水平、人口規模有關，但跟城鄉居民收入差距這一比值數據沒有直接關系。因此本文采用多期雙重差分模型探究高鐵開通對城鄉居民收入差距的影響，基準回歸模型如下

式中：icgapi，t為被解釋變量，具體為某t 年某地級市i 的城鄉居民人均收入比；hsri，t為高鐵開通變量；Xi，t為可能影響被解釋變量icgapi，t的其他城市特征變量；μi為城市固定效應；δt為時間固定效應；εi，t為隨機擾動項；β1表示影響的總效應。

高鐵開通變量的系數是我們關注的重點。它的顯著與否揭示了高鐵開通是否會影響浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距，是本研究的核心問題。

1.2.2 中介效應模型

高鐵在城市間穿梭，提高了城市間可達性，加大了各種生產要素的流動速度和流動范圍，進而不同程度地影響城鎮、農村居民的經濟活動。因此，本文理論分析認為高鐵開通會通過引起城市可達性變化進而改變浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距。為此，本文參考Baron[11]的經典模型，構建以城市可達性指標為中介變量的中介效應模型，考察高鐵開通對浙江省10 個地級市整體城鄉收入差距的影響路徑，模型設定如下

式中：lnNATi，t為城市可達性指標；α1表示高鐵開通變量對城市可達性指標的影響效應；λ2表示中介變量城市可達性指標對被解釋變量的影響效應。若系數α1、β1、λ2均顯著，則表明此中介效應顯著，中介效應占比的計算公式為（α1×λ2）/β1。

1.3 可達性指標測度

在中介效應模型中，加入了城市可達性這一指標。可達性通常理解為在交通系統中到達某一地點的難易程度[12]。高鐵的建設開通，最直接的影響就是憑借其速度快、車次多的特性，壓縮城市間的時空距離，縮短城市間的旅行時間，提升城市可達性。

本文選取鐵路列車加權平均旅行時間來量化城市可達性指標。在此前關于可達性的研究中，學者在計算鐵路列車加權平均旅行時間時，一般將兩地間所有鐵路列車中最短的旅行時間定義為兩地的鐵路旅行時間。但在如今的鐵路線網中，兩地之間往往有高鐵、動車、特快、普快、慢車等多種類型的列車，各城市車站停靠的各類型列車頻次也不盡相同，僅以最快車次的旅行時間表示兩地間的鐵路旅行時間，掩飾了城市可達性的真實差距。

本文在傳統的基于最短旅行時間的可達性模型基礎上，參考唐恩斌等[13]的研究成果，將城市間的鐵路列車頻次加入城市可達性的量化指標中，并對量化公式作了一定修改。考慮了各城市間鐵路列車頻次差異的加權平均旅行時間，更能反映城市可達性的真實水平[14]。計算公式如下

式中：NATi為城市i 考慮列車頻次的鐵路列車加權平均旅行時間（min/次）；ni為城市i 與其他城市之間每日雙向直達列車頻次數的二分之一（次/d）；Tij為城市i 與城市j 之間的所有鐵路列車的平均旅行時間（min）；h 為其他城市數量；Pj為城市j 的城市質量，按照式（5）選取地級市GDP（108元）和常住人口數POP（104人）進行構造；m 為i 和j 兩地之間雙向鐵路列車車次總數量；Tdij為兩城市之間某一車次的旅行時間。

在計算考慮列車頻次的加權平均旅行時間時，本文有以下幾個設定：

1）列車頻次以及列車旅行時間統計所有鐵路列車：G、D、C、Z、T、K 字頭以及4 位數字列車；

2）當兩城市之間無直達列車時，頻次取值為1，平均旅行時間取公路旅行時間和中轉旅行時間中的較小值；

3）避免國家法定節假日可能存在的加開列車現象，選擇每年6 月1 日的列車車次數據。

因為后續研究放入多期雙重差分模型需要，本文求得的NAT 取對數處理，文中所提及的城市可達性指標變量即為lnNAT。

1.4 數據來源及變量說明

本文以浙江省（除舟山市）為研究區域，考慮高鐵建設開通時間并排除新冠肺炎疫情對國民經濟可能造成的影響，將研究時間范圍設定為2006 年至2019 年。各地級市之間的鐵路列車旅行時間從鐵路12306 官網以及12306 時刻表小程序獲取。各城市的常住人口數、地區生產總值以及其他經濟指標數據從各城市歷年《統計年鑒》或《政府統計公報》獲取。

被解釋變量為城鄉居民收入比（icgap）。本文用城鎮居民人均可支配收入與農村居民人均純收入的比值衡量。

核心解釋變量是高鐵開通變量（hsr），以某地級市某年是否已經開通了高鐵加以衡量（已經開通高鐵=1；未開通高鐵=0）。該地級市首班高鐵運營當日為上半年即視為當年開通，下半年視為下一年開通。

中介變量是城市可達性指標變量（lnNAT）。本文以考慮列車頻次的鐵路列車加權平均旅行時間的對數作為量化指標來衡量城市可達性。

控制變量是指其他影響icgap 的城市特征變量。結合已往研究[6，15-17]，本文選取了以下控制變量：城鎮化水平（urb），用某一地級市某年城鎮人口數與該地級市同一年份常住總人口數的比值來衡量。產業結構（inds），使用某地級市某年第二、三產業產值占當年GDP 比重來量化。政府對經濟的參與度（finan），該指標考慮用某地級市某年政府財政支出與當年GDP 比值來量化。城市開放水平（open），采用某地級市某年對外資的實際使用金額與當年GDP 的比重來衡量。金融發展規模（fd），采用某地級市年末金融機構各項貸款余額總值與當年GDP 比值來衡量。以上各指標的描述性統計結果見表2。

表2 統計性描述Tab.2 Descriptive statistics

2 實證結果與分析

2.1 城市可達性分析

根據式（4）～式（6），代入相應數據，得到2006—2019 年浙江省（除舟山市）10 個地級市的考慮列車頻次的鐵路列車加權平均旅行時間NAT，并對其取對數處理，得到城市可達性指標。根據浙江省高鐵線路開通時間，選取2008 年，2010 年，2014 年，2016 年的浙江省10 個地級市城市可達性指標，分析其變化情況，結果如表3 所示。在此基礎上，對浙江省10 個地級市城市可達性時空演變格局進行分析。需要說明的是，由于城市可達性指標以時間為單位，數值越小，代表城市可達性水平越高。

表3 浙江省地級市城市可達性Tab.3 Urban accessibility of prefecture-level cities in Zhejiang Province

浙江省地級市城市可達性時空總體格局整體上呈現以省會杭州為中心，浙中金華、浙南溫州兩個鐵路樞紐城市為次中心的模式，并存在較為明顯的南與北、西與東之間的差異。在高鐵開通前，全省各地級市可達性差距不大。在省內未有高鐵開通前，金華憑借滬昆鐵路和老金溫鐵路的優勢，省內可達性僅次于省會杭州。隨著高鐵線路的陸續開通，浙江東北部城市寧波、紹興、嘉興、湖州4個城市的可達性大幅提升，且明顯高于西南部的金麗衢地區。

2009 年9 月28 日，浙江省沿海通道甬臺溫鐵路開通，臺州自此結束了不通鐵路的歷史，臺州城市可達性隨之大幅提升，2010 年較2008 年，臺州市可達性指標下降了22.22%，即可達性提高了22.22%，同時溫州和寧波可達性也有明顯提升。

2015 年，隨著新金溫鐵路開通運營，麗水也正式加入全國高速鐵路網，2016 年較2014 年，全省各市可達性大幅提升。這期間，臺州市的可達性變化最小，其主要原因是臺州和麗水之間仍然沒有直達鐵路，因此麗水開通高鐵后對臺州的影響較小。

從未開通高鐵的2008 年，到10 個地級市全部開通高鐵的2016 年，浙江省10 個地級市可達性總體上提升了45.9%。根據浙江省各地級市城市可達性變化率的分時間段對比來看，高鐵開通對城市可達性的提升巨大，高鐵開通是提升城市可達性的重要加速器。

2.2 平行趨勢檢驗

雙重差分模型在使用之前，有一個重要前提，即被比較的兩組樣本在沒有政策外力干擾下，具有共同發展趨勢，我們稱之為平行趨勢。

本文借鑒嚴兵等[18]的做法，用事件研究法來作平行趨勢檢驗。以研究區域高鐵首次開通的年份作為基期，重新定義樣本時間，然后估計幾年前后各個城市每年的城鄉居民收入差距，設定如下的檢驗模型

式中：openi，k是一個虛擬變量，某地級市在年份k當年上半年時開通了高鐵則取1，否則取0。其余變量同基準回歸模型一致。因此，系數βk是度量不同年份當年開通高鐵城市城鄉居民收入差距與當年未開通高鐵城市城鄉居民收入差距的差異，即高鐵開通效應。圖1 中展示了高鐵開通效應的回歸系數及其95%的置信區間。可以看出，在高鐵首次開通前3 年，回歸系數接近于0，且零值在其95%的置信區間內，說明并不顯著異于0，其不具有統計顯著性，表明研究區域首次開通高鐵前，各個城市在城鄉居民收入差距上有共同趨勢；首次高鐵開通后，回歸系數顯著異于0，且95%的置信區間也基本不包含0，說明隨著研究區域內有城市開通高鐵之后，浙江省整體的城鄉居民收入差距開始因為高鐵的出現發生改變。該結果通過平行趨勢檢驗。

圖1 平行趨勢分析圖Fig.1 Parallel trend analysis

2.3 基準回歸分析

匹配2006—2019 年浙江省10 個地級市（除舟山市）的面板數據進行實證分析，表4 給出了對式（1）進行回歸的基準回歸結果。

表4 高鐵開通對浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距的影響Tab.4 Impact of the opening of HSR on the overall urban-rural income gap in 10 prefecture-level cities in Zhejiang Province

表4 中第（1）列只用高鐵開通變量（hsr）進行回歸，可以發現核心解釋變量的回歸系數在10%的水平上顯著為正，說明高鐵開通會擴大浙江省10 個地級市城鄉居民收入差距。后續逐步加入城鎮化水平（urb）、產業結構（inds）、政府經濟參與度（finan）、金融發展規模（fd）、城市開放水平（open）這5 個控制變量，結果顯示在第（1）列～第（6）列，觀察這6 列回歸估計結果，可以發現高鐵開通系數（hsr）雖稍有波動但總體上保持穩定，回歸結果較為穩健，即高鐵開通會擴大浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距的這一基本結論未發生原則性改變。第（6）列控制了全部的城市特征變量，從估計系數可以看出，高鐵開通對浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距存在11.1%的擴大效應，這一結果通過1%的顯著性水平檢驗。

從控制變量來看，城鎮化水平（urb）變量的系數始終為負，即城鎮化水平的提高有助于浙江省城鄉居民收入差距的減小，這也與尹曉波等[19]研究結果一致。城鎮化的進程中，大部分農村剩余勞動力為了獲取更豐厚的收入向城鎮轉移，這將有助于農村人口人均勞動價值的提高，增加農村居民人均收入；另一方面，城鎮勞動力市場競爭也隨之緊張，工資水平相應降低，最終引起城鄉居民收入差距減小。政府參與度對收入差距的也有影響，這表明當前加強政府財政支出能有效縮小城鄉收入差距，特別是近年來國家實施鄉村振興戰略，更多的財政支出被用于解決好“三農”問題上，提高了農村居民的收入水平。表4 中結果由Stata16 計量所得；括號里的數值是標準誤；*、**、*** 分別表示結果在10%、5%、1%的水平上顯著。

2.4 作用機制分析

根據式（2）～式（4）以及上文測得的城市可達性指標，對高鐵通過城市可達性這一中介變量影響城鄉居民收入差距進行實證分析，檢驗回歸結果如表5 所示。

表5 中介效應回歸結果Tab.5 Regression results for intermediary effects

表5 第（1）～第（3）列分別報告了式（2）～式（4）的回歸結果。式（2）即為基準回歸，此處不再贅述。第（2）列中變量hsr 系數為負，表明城市可達性指標（lnNAT）因為高鐵開通降低，效應系數為40.5%，該結果通過1%的顯著性水平檢驗，該計量分析結果也驗證了本文2.1 小節所得結論，高鐵開通可以明顯提升城市可達性。從第（3）列結果看，高鐵開通變量估計系數仍然為正且小于第（1）列系數，城市可達性指標估計系數顯著為負，說明高鐵開通對浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距的擴大影響已經部分被中介變量城市可達性所取代，根據中介效應占比公式計算，中介效應占總效應的百分比為21.7%。

綜上所述，浙江省的高鐵開通通過城市可達性這一中介變量擴大浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距。

2.5 服務區縣數異質性

在前文中，通過在中介效應模型中放入基于列車頻次的城市可達性指標，已經部分考慮了高鐵不同服務強度對城鄉收入差距的影響差異，但是這種方式未考慮一個地級市中有多少個縣級行政區設有高鐵車站這一問題。高鐵對區域經濟的影響有站點效應[20]，一個縣級行政區是否設有高鐵車站是該縣級行政區城鎮與農村居民能否直接受到高鐵開通影響，從而產生收入變化的關鍵。

為驗證上述猜想，構建高鐵服務區域強度變量ser=hsr*rate，其中rate 指標解釋為某一年t 某一地級市i 所有縣級行政區中設有高鐵站的縣級行政區所占比例，其中若某地級市市轄區設有高鐵站，則該市所有市轄區都視為設有高鐵站。用ser 變量替代hsr 放入式（2）～式（4）中進行回歸，回歸結果如表6 所示。從表中第（1）列結果可以看出，在控制了相同控制變量后，回歸結果依舊顯著。并且發現，ser變量的系數明顯大于基準回歸中hsr 的系數，說明某地級市越多的縣級行政區開通高鐵，高鐵對該地級市的城鄉居民收入差距的擴大影響就越大。第（2）列，第（3）列結果表明城市可達性指標的中介效應依然存在。

表6 服務區縣數異質性分析Tab.6 Analysis of heterogeneity of counties served

這一研究結論從側面上與路海艷等[21]的研究結果一致，他們以距離倒數構建高鐵站可達性指標，研究發現城鄉居民收入差距受到高鐵站可達性顯著的正向影響，即距離高鐵站越近的地方越容易受到高鐵虹吸效應的影響，從而引起周邊地區城鄉居民收入差距的逐漸擴大。那么一個地級市內，越多的縣級行政區設有高鐵站，全市居民距離高鐵站的距離就更近，同樣越容易引起城鄉居民收入差距擴大。

2.6 高鐵影響的提前效應

眾所周知，高鐵建設工程大，建設周期長，高鐵從批復開工建設到正式通車運行，往往需要數年時間。不少學者認為，在高鐵建設周期內，高鐵所帶來的經濟效應就已經存在，即高鐵開通給沿線城市帶來的經濟影響可能存在提前效應。

為研究這一問題，本文構造高鐵建設開工時間變量hsr_construct 代替hsr 變量對式（1）進行回歸分析，結果如表7 第（1）列所示。我們發現，回歸結果仍然顯著，說明高鐵對浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距的影響存在提前效應，但是系數的符號卻發生了改變，表明用“開始修建高鐵的時間”替換原來的“高鐵開通時間”后，高鐵對城鄉居民收入差距的影響從正向變成了負向，即從高鐵開始建設的時間算起，高鐵有利于城鄉居民收入差距的縮小。

表7 高鐵建設對浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距的影響Tab.7 Impact of the high-speed railway construction on the overall urban-rural income gap in 10 prefecture-level cities in Zhejiang Province

針對這一有意思的現象，可能因為高鐵建設工程主要集中在偏遠地區，建設期間需要大量的原材料供應以及基建勞動力，這將帶動沿線偏遠地區相關產業的發展，特別是高鐵建設提供了大量的務工崗位，拓寬了農村居民收入來源，從而使得農村居民收入有了明顯增長，收入差距得以縮小。

3 穩健性檢驗

3.1 替換被解釋變量

前文中，得到了高鐵開通提升城市可達性進而擴大城鄉居民收入差距的結論，為驗證該結論的準確性，本文替換被解釋變量再作一次回歸分析。

在這里，用城鄉組間的泰爾指數來衡量城鄉收入差異。具體計算公式為

式中：Yu表示某地級市的城鎮居民總收入，Yr表示某地級市的農村居民總收入；Pu、Pr分別表示某地級市城鎮人口占比和農村人口占比。將求得的theilur替代式（1）中的icgapi，t并控制相同變量進行回歸分析，結果如表8 所示。

表8 替換核心解釋變量回歸結果Tab.8 Results of replacing core explanatory variables

當替換了被解釋變量后，基準回歸分析和作用機制檢驗結果與原檢驗基本一致，提高了高鐵開通提升城市可達性進而擴大城鄉居民收入差距的結論這一結論的可信度。

3.2 縮短樣本時間

由于本文所選取樣本的時間跨度較長，有可能受到其他政策等無關因素的影響，本文縮短樣本時間窗口，選取2009—2015 年的數據對結果進行檢驗分析，以盡可能排除其他因素對文章結論影響。結果如表9 所示，控制了相同控制變量后，發現基準回歸和中介效應檢驗結果依舊顯著，說明了前文結果具有較好的穩健性。

表9 縮短樣本時間回歸結果Tab.9 Regression results of the reduced sample time

3.3 安慰劑檢驗

在基準回歸分析中，雖然已加入了多個控制變量，但仍可能存在一些無法觀察到但會影響被解釋變量的因素，這些因素會影響估計效果。本文借鑒Lu 等[22]的方法對基準回歸結果進行安慰劑檢驗。隨機抽取部分年份部分城市，產生新的模擬交叉項，并用基準回歸模型重新進行回歸估計，結果如圖2所示。模擬估計系數的呈現均值為零的正態分布，這說明在基準回歸中，設定的模型并不存在嚴重的遺漏變量問題，基準回歸結果仍舊穩健。

圖2 安慰劑檢驗結果Fig.2 Placebo test results

4 結論

本文基于浙江省10 個地級市 （除舟山市）2006—2019 年的面板數據，首先分析高鐵開通以及列車頻次變化對浙江省10 個地級市城市可達性的影響，后續采用多期雙重差分法，研究高鐵開通對浙江省地級市城鄉居民收入差距的影響，并以城市可達性為中介變量作機制檢驗得到以下結論。

1）通過對浙江省地級市城市可達性進行了測量，從2008 年到2016 年，浙江省10 個地級市可達性總體上提升了45.9%。高鐵開通引起城市間旅行時間的縮短，加上列車頻次的增多，大幅度提升了城市可達性。

2）高鐵開通擴大了浙江省10 個地級市整體城鄉居民收入差距，高鐵開通以及列車頻次變化引起的城市可達性變化在其中起中介作用，并且某地級市越多的區縣設立高鐵站，這種影響越加明顯。現階段，高鐵設站仍主要集中在城鎮地區，相較于偏遠農村居民，距離高鐵站更近的城鎮居民，憑借交通優勢，更容易獲得高鐵帶來的經濟發展紅利，這導致了城鄉居民收入差距的擴大。

因此，在之后的高鐵建設、站點規劃中，政府應適當考慮農村因素，在城鄉接合部建立高鐵站點。此外，還需加強高鐵站與農村交通基礎設施聯系，讓農村居民更直接體驗到高鐵帶來的便利，在縮小城鄉居民收入差距上發揮高鐵作用。

3）國家近幾年大力推進的新型城鎮化以及鄉村振興戰略對縮小城鄉居民收入差距有顯著助力作用。

各級政府要繼續推進以人為核心的城鎮化，合理安排財政支出，改善農村地區基礎設施，逐步完善農村地區社會保障。結合農村實際情況，給予政策、財政上的扶持，鼓勵鄉村企業發展，活躍農村經濟，從多個方面提升農村居民收入。

4）高鐵的影響存在提前效應。從高鐵開始建設的時間算起，高鐵有利于城鄉居民收入差距的縮小。這是因為高鐵建設周期內大量使用沿線地區原材料以及農村勞動力，提高了農村居民收入。