基于高鐵全生命周期的縣域經濟發展
——以滬昆高鐵為例

尹正,鄶浩奇

安徽建筑大學經濟與管理學院,安徽 合肥 230022

0 引言

2000年以來,我國以高鐵為代表的基礎設施建設成果顯著,截至2022-12-30,高鐵運營里程突破4.2萬km,穩居世界第一[1]。高鐵快捷舒適,可縮小地區間的時空距離,加速資源稟賦流動,促進沿線地區的經濟發展。修建高鐵成為經濟欠發達地區快速發展經濟的重要手段,易引發縣與縣間的高鐵爭奪戰。產生高鐵爭奪戰的主要原因是未全面、正確認識高鐵與縣域經濟發展的關系。可通過對高鐵建設運營全生命周期的理論和實證分析探究高鐵對縣域經濟發展的影響和作用機理,為政府決策提供參考。

國內外學者對高鐵的研究分為不同階段。早期階段以理論分析為主[2],如高鐵開通可加強區域一體化,改變區域空間結構,同步提升各地區的可達性[3],促進區域旅游業發展[4]。第二階段以早期理論為基礎,定量分析高鐵效應,如高鐵通過影響人口流動促進區域聯系[5];高鐵網絡的逐步完善提高可達性水平,外圍地區效果顯著強于中心地區[6];促進區域經濟增長[7],加強區域間經濟增長的溢出效應[8]。現階段的研究呈多樣化,包括高鐵開通的顯著就業效應、二氧化硫排放降低及流感發病率提高等[9-10]。

對高鐵的研究區域集中在地級市層面,縣域(縣和縣級市)較少。以縣域為樣本可有效降低內生性的干擾:在高鐵規劃過程中,相比中心城市(省會城市、副省級城市、計劃單列市等),縣域話語權較小,主要服從上級部門安排,有效減少自選擇偏差導致的回歸不一致[11];縣域發展相對緩慢,資源相對不足,高鐵開通易使本地人才和資源流出,形成集聚陰影[12]。研究中對高鐵建設期的關注度較低,從高鐵項目擬定、可行性評估到施工、運營和維護,時間跨度較長,只分析高鐵的運營期易存在遺漏。

本文以縣域經濟發展面板數據為研究樣本,分析高鐵全生命周期對縣域經濟發展的影響范圍及作用機理,測定高鐵各階段作用的輻射范圍;在穩健性檢驗中,采取多期固定效應回歸與漸進雙重差分(difference in differences,DID)相結合的方法進行分析,確保結果的可靠性,以期為政府決策提供參考。

1 研究方案設計

1.1 研究樣本

表1 2008—2020年滬昆高鐵沿線各省的縣域經濟分析結果

1.2 影響機制

分別探討高鐵建設期和運營期對縣域經濟的影響范圍和作用機理。

在高鐵建設期,建設鐵路需大量鋼材、水泥、木材和電器等材料,為節省運輸成本往往就近取材;建設期耗時長、工程量大,需大量施工人員、管理人員和維護人員,為高鐵沿線地區提供大量就業崗位,促進當地經濟的發展。高鐵建設期主要通過第二產業促進縣域經濟發展,且集中在高鐵沿線一定距離內,超過此范圍則未產生明顯影響。

在高鐵運營期,高鐵能提升地區間的可達性,促進地區間的資源稟賦流通,改善勞動資源錯配和企業資源錯配問題。中心城市憑優勢吸引人才、資金和高新產業流入,促進中心城市發展,地區間差距增大[17];中心城市對臨近城市產生擴散效應,借助高鐵資源快速流動。中心城市發揮擴散和虹吸2種效應,以中心城市為核心,2種效應隨地級市與中心城市間距離的改變此消彼長,在較近距離內,以擴散效應為主導,帶動鄰近地區經濟發展;隨距離的增大,以虹吸效應為主導,抑制縣域經濟發展,產生集聚陰影[18]。

因此,提出2點假設:高鐵建設期內,沿線縣域的經濟發展主要通過第二產業得到提升;高鐵運營期內,在距中心城市一定范圍內開設站點的縣域經濟發展因人口外流受到抑制。

1.3 研究方法

在政策評估中,將固定效應回歸與DID結合可避免遺漏變量問題,應用較廣。高鐵開通與政策實施類似,但采用DID前需進行平行趨勢檢驗,確保處理組與對照組差分后得到純效應結果。對用來證明假設的數據進行平行趨勢檢驗,結果如圖1所示。橫坐標為0表示高鐵開通當年,圖1上側和下側的虛線分別表示處理組與對照組的被解釋變量具有相同變化趨勢的最大和最小可信度。由圖1可知:高鐵開通前處理組與對照組的經濟發展趨勢相同,高鐵開通后,二者的經濟發展趨勢顯著不同,符合平行趨勢的假設。

圖1 原始數據的平行趨勢檢驗

在高鐵建設期,相較于高鐵在哪個縣域設站,縣域是否處于高鐵沿線及距高鐵線路遠近具有更強的隨機性,更符合隨機分組的條件,因此采用面板固定效應回歸的方法進行分析;在高鐵運營期,采用多時點DID模型進行分析。

被解釋變量為lnGDP,控制變量分別為縣人均財政預算支出xf的對數lnxf,縣人均貸款余額xloan的對數lnxloan,縣人均儲蓄存款xsav的對數lnxsav,縣人均社會消費品零售額xsale對數lnxsale,人口密度ρpop,各控制變量統計結果如表2所示。由表2可知:各變量分布合理,未出現極端數據。為排除多重共線性導致的回歸結果不準確問題,對變量進行相關性檢驗,結果顯示方差膨脹系數均小于10,可排除多重共線性。

表2 各控制變量的統計結果

2 實證與檢驗

2.1 高鐵建設期

2.1.1 高鐵建設期基準回歸

對高鐵建設期進行基準回歸,構建被解釋變量的模型

Yit=α0+β1Tit+β2Xit+Ci+tyear+εit,

(1)

式中:α0為截距;β1為高鐵建設對縣域經濟的影響系數;Tit為建設期虛擬變量,某縣處于高鐵建設期內時,Tit=1,反之,Tit=0;β2為控制變量的影響系數;Xit為控制變量;Ci為個體虛擬變量,排除時間固定時縣與縣間的個體差異;tyear為時間虛擬變量,排除個體固定時時間維度上的差異;εit為誤差項。

將2012、2013年設為高鐵建設期,期間人均生產總值的對數為lnGDP-3,基于高速公路與高鐵線路的高度重合性,為排除高速公路的干擾,引入高速公路虛擬變量后人均生產總值的對數為lnGDP1-3。中心城市以高速公路為依托對周邊區域產生輻射,中心城市的擴散效應與建設期福利效應疊加。根據中心城市1 h經濟圈發展戰略[19],以1 h車程為半徑,分別剔除距中心城市40、50、60 km范圍內的縣域進行回歸,回歸結果分別為lnGDP2、lnGDP3、lnGDP4,如表3所示。由表3可知:lnGDP-3、lnGDP1-3回歸結果顯著為正;lnGDP2、lnGDP3、lnGDP4回歸結果依然顯著,表明高鐵建設期帶動了相鄰縣域的經濟發展。

表3 高鐵建設期各變量的回歸結果

2.1.2 高鐵建設期福利效應范圍

測度高鐵建設期的福利效應范圍,構建高鐵建設期被解釋變量的模型

式中Gj為高鐵建設期不同的福利效應范圍。

將各縣域政府與高速鐵路的垂直距離按大小排列,剔除極端數據,以5分位數進行分組,根據回歸結果對分位數微調,得到最理想的福利效應范圍分組G1(0～35.2 km)、G2(>35.2～77.0 km)、G3(>77.0～120.0 km)、G4(>120.0～237.3 km)、G5(>237.3～550.0 km)。福利效應影響下各縣人均生產總值的對數為lnGDP-4,排除高速公路干擾后各縣人均生產總值的對數為lnGDP1-4。以1 h車程為半徑,分別剔除距中心城市40、50、60 km范圍內的縣域進行回歸,回歸結果分別為lnGDP2-4、lnGDP3-4、lnGDP4-4,如表4所示。將lnGDP2-4作為最終解釋結果。由表4可知:lnGDP-4與lnGDP1-4相近,在G3區域內回歸結果顯著性開始減小,但在G1、G2內高鐵建設期與經濟發展始終顯著正相關,高鐵建設期福利效應隨各縣域政府與高鐵垂直距離的增大而遞減。

表4 福利效應范圍影響下高鐵建設期各變量的回歸結果

2.2 高鐵運營期

2.2.1 高鐵運營期基準回歸

對高鐵運營期進行基準回歸,構建高鐵運營期被解釋變量的模型

Yit″=α0+β1tit+β2Xit+Ci+tyear+εit,

(2)

式中:tit為高鐵運營期的虛擬變量(核心解釋變量),tit=treatedtimeit,若某縣開通高鐵,treated=1,本縣為處理組,本縣未開通高鐵,treated=0,本縣為對照組;若某年為高鐵開通后的年份,timeit=1,反之timeit=0。若高鐵在6月30日前開通,視為當年開通;反之視為次年開通。若tit=1,β1為高鐵開通后帶來的經濟影響系數。

對高鐵運營期的設站縣進行全樣本回歸,高鐵運營期各縣人均生產總值的對數為lnGDP-5,控制高速公路的干擾后高鐵運營期各縣人均生產總值的對數為lnGDP1-5,控制個體、時間雙向固定效應后各縣人均生產總值的對數為lnGDP5,為驗證結果的穩健性,控制個體、時間雙向固定效應并控制高速公路的干擾后高鐵運營期各縣人均生產總值的對數為lnGDP6,回歸結果如表5所示。由表5可知:lnGDP-5、lnGDP1-5、lnGDP5、lnGDP6的全樣本回歸結果均表明高鐵開通對縣域經濟有抑制作用,但差異明顯。lnGDP5回歸結果在1%水平下顯著,高鐵開通使縣域人均生產總值減少6.23%。lnGDP6回歸結果依然顯著為負,縣域人均生產總值減少5.57%。

表5 高鐵運營期設站縣的全樣本回歸結果

2.2.2 距離分組回歸

劃分距離后,對高鐵運營期進行全樣本回歸,各縣人均生產總值的對數為lnGDP-6,控制高速公路的干擾后高鐵運營期各縣人均生產總值的對數為lnGDP1-6,控制個體、時間雙向固定效應后各縣人均生產總值的對數為lnGDP7,為驗證結果的穩健性,控制個體、時間雙向固定效應并控制高速公路的干擾后高鐵運營期各縣人均生產總值的對數為lnGDP8,回歸結果如表6所示。將lnGDP8作為最終解釋結果。由表6可知:Group2～Group5處為陰影區,且高鐵開通對縣域經濟的抑制作用呈∩型特點,在Group4處達到最大抑制作用。

表6 高鐵運營期劃分距離的回歸結果

2.3 機制檢驗

將式(1)的lnGDP替換為第二產業增加值與地區生產總值之比EGDP,式(2)的lnGDP替換為年末總人口的對數lnSpop,高鐵建設期的福利范圍為0～120 km,高鐵運營的陰影范圍為58～316 km,對高鐵沿線的縣域進行分析回歸,判斷高鐵開通以何種途徑引起縣域經濟變化,結果如表7所示。由表7可知:高鐵建設期以顯著促進第二產業帶動縣域經濟發展;高鐵運營期加速人口流出,加重人口遷出地區的養老負擔,擴大人口老齡化對經濟增長的負面沖擊,且人口流動對人口遷入地區的經濟增長作用大于人口流出地區,導致縣域經濟差異擴大。綜合距離分組回歸及機制檢驗分析,1.2節中的假設1與2均得到驗證。

3 穩健性檢驗

對面板數據進行穩健性檢驗,包括變換政策時點檢驗和傾向得分匹配。

進行變換政策時點檢驗。把高鐵開通看作政策實施,高鐵首次運營時刻即政策實施時刻,將政策實施時刻提前幾年,看回歸結果是否發生改變,驗證第2章結果。影響縣域經濟變化的因素較多,為確保結果的可靠性,需排除不可觀測的潛在變量導致的內生性問題,對回歸結果進行穩健性檢驗。為排除高鐵建設期的影響,將高鐵開通時間提前4 a,建設期的政策發布時間提前至高鐵開始施工的前1 a進行回歸,相應的各縣人均生產總值的對數回歸結果分別為lnGDP-4a、lnGDP-1a。

進行傾向得分匹配。因滬昆高鐵各段開通時刻不同,將研究樣本分為滬杭段、杭州至新晃段、新晃至貴陽段和貴陽至昆明段等4個區間。傳統的傾向得分匹配法僅適用于單一政策時點的情況,無法滿足滬昆高鐵的分析需求,應進行逐期傾向得分匹配,在每期截面數據中都進行匹配,排除時間錯配問題。采取傾向得分匹配法中卡尺內的k近鄰匹配,卡尺為0.01,k=1,回歸結果為lnGDP-8。檢驗逐期傾向得分匹配后的平穩性,所有控制變量均滿足假設要求,匹配過后處理組控制變量與對照組的差異均不顯著,滿足平行趨勢假設。

穩健性檢驗結果如表8所示。由表8可知:lnGDP-4a與lnGDP-1a表明高鐵建設期和運營期的結果均與理論及事實相反,第2章的回歸結果可靠;lnGDP-8表明高鐵運營期對縣域經濟起顯著負向作用。

表8 穩健性檢驗結果

4 結束語

選取2008—2020年浙江、江西、湖南、貴州和云南等5省沿滬昆高鐵縣域經濟的面板數據,采取面板固定效應回歸方法,測得高鐵建設期的福利效應范圍為0～120 km,與鐵路沿線的距離呈反向關聯;采取多期固定效應回歸與漸進雙重差分法相結合的方法測得高鐵運營期的集聚陰影范圍為58～316 km,呈∩型分布。分析福利效應機制發現,高鐵建設期和運營期分別以促進第二產業發展、加速人口流動的方式影響縣域經濟發展。

分析高鐵全生命周期下的縣域經濟發展,有助于縣域政府及人民認識高鐵和自身經濟發展的關系,根據自身的地理位置和特點,發揮資源優勢、地理優勢和政策優勢等,在高鐵的不同時期分階段采取不同措施,推動區域經濟發展。

在高鐵建設期,因高鐵建設需龐大的資源和勞動力,為沿線縣域提供大量就業崗位和發展機會,未設高鐵站的縣級政府應聯合建筑行業積極參與高鐵建設;充分發揮高鐵設站縣域經濟自身優勢,與高鐵同步建設本地特色產業和配套產業,全面推動區域經濟發展。

在高鐵運營期,中心城市在虹吸各縣域資源和人才的同時,對周邊縣域應進行傾斜輸送和扶持發展:在政策上大力施行鄉村振興,鼓勵縣域建設優勢產業;在經濟上進行資金補助,放寬貸款要求;在技術上鼓勵中心城市企業為縣域提供技術支持,或在縣域建立子公司,以點帶面,謀求全域共同發展。縣域依據本地特色優勢打造獨特的區域經濟發展名片,充分運用互聯網+資源,以優勢產業構造上下游產業鏈,拉動縣域經濟。

統籌協調高鐵沿線各省、各縣間的經濟發展,取長補短,實現資源互補。我國經濟發展東快西慢,東部、中部、西部的縣與縣、省與省間存在經濟差距,應依托高鐵的交通優勢,實現區域間的資源快速流通,先富帶動后富,實現我國東部、中部、西部均衡發展。