長江經濟帶高鐵開通對城市生態效率的影響
——基于DID與SDID的實證分析

鄧榮榮，張翱祥，陳 鳴

（南華大學 經濟管理與法學學院，湖南 衡陽421001）

一、引 言

自2008 年京津城際鐵路開通以來，我國陸續開通了多條高速鐵路，截至2019年底，中國高鐵運營里程突破3.5萬公里，約占全球高鐵網的七成，是世界上唯一高鐵成網運行的國家。高鐵的開通壓縮了城市之間的時空距離，促進了生產要素的跨區域流動，對于地區經濟發展具有顯著的影響。經濟的發展往往伴隨著資源投入和污染物排放的增加，以長江經濟帶為例，長江經濟帶是我國重要的經濟增長極，但在經濟快速發展的同時，資源和環境也面臨著壓力，資源約束趨緊，酸雨霧霾等環境問題頻發。2014 年國家發改委印發《關于依托黃金水道建設長江經濟帶的指導意見》，指出要把長江經濟帶打造成為生態文明示范帶，習近平總書記更是在2016 年、2018 年先后指出，長江沿線要“共抓大保護，不搞大開發”。2020年黨的第十九屆五中全會強調“必須堅持節約資源和保護環境的基本國策，堅持可持續發展，推進美麗中國建設”。那么中國如火如荼的高鐵建設是否促進了沿線地區生態文明建設？是否產生了經濟發展和環境保護的雙重政策福利？未開通高鐵的地區是否會受到開通地區溢出效應的影響？對上述問題的解答有利于更加深入地認識高鐵開通對地方經濟和生態的綜合影響。

有關高鐵開通效應的研究非常豐富，主要集中在高鐵開通對城市交通可達性（李金鍇和鐘昌標，2020；葉德珠等，2020）［1-2］、經濟增長（劉勇巖和李政，2018；唐可月，2020）［3-4］、產業結構（鄧慧慧等，2020；黎紹凱等，2020）［5-6］、科技創新（卞元超等，2019；楊思瑩和李政，2020）［7-8］、出口貿易（張夢婷等，2020；高云虹等，2020）［9-10］、污染排放（楊思瑩和路京京，2020；李建明和羅能生）［11-12］、地區平衡發展（何天祥和黃琳雅，2020）［13］以及城鄉收入差距（俞峰等，2020）［14］等關系的研究，其中與本文關系密切相關的是高鐵開通對區域經濟增長與污染減排的研究。學術界普遍認為高鐵開通提高了城市之間的交通可達性，壓縮了城市間的時空距離，強化了知識與技術溢出，帶動了城市要素集聚，促進了經濟增長（劉勇政和李巖，2018；唐可月，2020）［3-4］。在此基礎上，一些學者研究了高鐵開通對經濟增長異質性影響，例如，宗剛和張雪薇（2020）利用2005—2018 年中國286 個地級市的面板數據采用雙重差分模型分析了高鐵開通對經濟高質量發展的影響效應，研究結果表明，高鐵對東部地區城市、大城市、沿海城市、非資源型城市、省會城市、高等級創新能力城市和高等級教育水平城市的促進作用尤為顯著［15］。唐可月（2020）以哈大高鐵和鄭西高鐵為例，采用倍差法分析高鐵對站點城市經濟增長的影響，研究發現，鄭西高鐵顯著促進了站點城市的經濟增長，縱線哈大高鐵對經濟增長作用不明顯，高鐵作用存在異質性［4］。任曉紅等（2020）采用雙重差分模型分析高鐵開通對縣級和地級中小城市經濟增長的影響，研究發現，無論從短期還是從長期看，開通高鐵對縣級中小城市人均GDP增長率影響并不顯著，但從長期看其對地級中小城市卻表現出顯著為正的作用［16］。一些學者從空間視角下要素流動的角度探討了高鐵開通的經濟增長效應，認為高鐵開通加劇了中心城市的“虹吸效應”或“溢出效應”，對中心城市與周邊城市的經濟增長產生了不同的影響，例如，顏銀根等（2020）從邊緣地區是否擁有地區特定要素著手，構建空間一般均衡模型，采用雙重差分法對高鐵開通與經濟增長的關系進行經驗檢驗，研究發現，高鐵開通加劇了地區特定要素貧瘠的邊緣地區的衰落，同時也可能會促進地區特定要素豐裕的邊緣地區的崛起［17］。林善浪等（2020）利用全國縣（區）、市、旗層面的數據，采用傾向得分匹配雙重差分方法實證發現，高鐵開通對站點城市經濟的促進作用主要來源于對周邊地區的“負鄰近效應”，測算出的作用半徑為距離站點30～110 千米以內的地區［18］。黃振宇和吳立春（2020）以京滬高鐵作為研究對象，基于空間經濟學理論分析了京滬高鐵對其沿線區域經濟增長的影響，研究發現，京滬高鐵對沿線城市發展同時具有虹吸效應和溢出效應，虹吸效應促進了高鐵沿線城市經濟和第三產業的極化發展，溢出效應則表現為沿線一線城市第二產業向沿線其他城市的溢出［19］。

有關高鐵開通的污染減排效應的研究普遍認為高鐵開通具有積極的污染減排效應，例如，楊思瑩和路京京（2020）運用雙重差分模型、中介效應模型等方法，實證分析了高鐵開通的減排效應及其作用機制，研究發現，高鐵開通能夠有效抑制城市污染物排放量，高鐵開通能夠有效促進城市科技創新，進而抑制二氧化硫排放量［11］。李建明和羅能生（2020）將連續雙重差分和空間計量回歸模型相結合，實證檢驗高鐵開通如何影響霧霾污染水平及其空間溢出效應，研究發現，開通高鐵可以顯著降低城市霧霾污染水平，且表現出規模收益遞增的特征，高鐵開通通過對公路客運量進行替代和促進產業結構調整實現了霧霾減緩效應［12］。范小敏和徐盈之（2020）構建雙重差分模型實證考察了高鐵開通對工業污染排放強度的影響，研究發現，高鐵開通的收入效應和集聚效應總體上有利于降低工業污染排放強度，高鐵開通的污染減排效應存在區域異質性，中西部地區和泛珠三角地區的污染減排效應更為顯著［20］。

基于對以往文獻梳理，本文邊際貢獻大致體現在以下幾個方面：第一，大多有關區域一體化的研究僅集中于經濟發展或環境污染的某一方面，統籌經濟環境雙重影響的文獻較少，本文選用了生態效率這一指標，更能體現高鐵開通對經濟發展、污染減排的綜合影響；第二，已有的文獻均研究了高鐵開通對沿線站點城市的直接影響，并未考慮空間視角下高鐵開通對沿線城市周邊地區的溢出效應，本文擬從本地和空間兩個視角分析高鐵開通對城市生態效率的影響；第三，本文證實了高鐵開通對于城市生態效率具備雙重影響，也為高鐵網絡的進一步建設提供參考依據。

二、理論機制與研究假說

（一）高鐵開通對節點城市生態效率的影響

生態效率最早由Schaltegger 和Sturm（1990）［21］提出，是指某一地區在一定時期內經濟增加值與資源投入和環境負荷的比值。一地區生態效率越高表明該地區利用有限的資源創造出了更多的產值，并產生了較低的環境污染。采用生態效率這一指標可以綜合考量經濟增長效應和污染減排效應。高鐵開通對經濟增長的影響可分為兩方面：一方面，高鐵的建設直接增加了鐵路產業本身以及相關產業投資的增加，而且一些廠家會選擇在節點城市提前增加固定資產和生產性投資，以尋求便利的交通條件和潛在的商品市場，兩類投資的增加將通過投資乘數效應直接促進地區收入的增加；另一方面，高鐵建成后，提高了區域內城市的可達性，加速了區域內生產要素的流動，削弱了區域間的貿易壁壘，緩解了市場分割，促進了生產要素和商品的自由流動，壓縮了生產要素市場與企業及企業與商品市場的時空距離，推動了要素的優化配置和商品貿易的發展，最終促進區域經濟的增長。有關高鐵開通對污染排放的影響：一方面，高鐵的開通改變了以往的交通運輸結構，對傳統的鐵路運輸和公路運輸產生了有效的替代，與傳統的交通運輸方式相比，高速鐵路具有能耗低、污染小、舒適度高、效率高等優勢（李建明和羅能生，2020）［12］；其次，交通替代有效緩解了交通擁堵，降低當地空氣污染水平，因此，高鐵開通可以通過交通替代產生污染減排效應。另一方面，高鐵開通通過優化資源配置，實現了生產要素的集約利用，提高資源和能源利用效率，在促進區域經濟規模增加的同時，實現規模經濟和集聚經濟效益，推動勞動力蓄水池、知識技術溢出、中間產品共享等正外部性的發揮，對污染減排產生有利的影響。綜上，本文提出假設1：

高鐵開通同時具備“經濟增長效應”和“污染減排效應”，促進了城市生態效率的提升。

（二）高鐵開通影響城市生態效率的中介機制

已有的文獻證實高鐵開通促進了區域內產業結構的升級（鄧慧慧等，2020）［5］以及技術創新水平的提升（楊思瑩和李政，2020）［8］，而產業結構升級和技術創新是區域經濟可持續發展的主要動力（梁麗娜和于渤，2020）［22］。本文認為高鐵開通會通過產業結構效應和技術創新效應對沿線城市生態效率產生影響。

（1）高鐵開通促進了節點城市產業結構的升級，促進了城市生態效率的提升。第一，高鐵開通弱化了區域之間的貿易壁壘，實現了資源的優化配置，整合了區域內的資源，使生產要素流向了效率更高的行業和地區，促進了產業結構由低級向高級轉變。第二，高鐵運輸本身作為運輸服務業，其擴張直接刺激了第三產業的發展，高鐵開通強化了地區之間的時空收斂效應，加速了區域間人員的流動，促進了要素流動性較強的服務業的發展，增加了節點城市服務業集聚程度，大量的旅客涌入旅游資源豐富的節點城市，促進了餐飲業、旅游業等服務行業的發展，增加了相關行業的就業機會，從而促進了產業結構的升級。第三產業多為低能耗、低排放且經濟貢獻度較高的綠色行業，產業結構升級對城市生態效率的促進作用已經成為共識（韓永輝等，2016）［23］，因此高鐵開通可以通過產業結構效應促進城市生態效率的提升。

（2）高鐵開通促進了節點城市的技術進步，促進了城市生態效率的提升。第一，高鐵開通提升了城市間的通達性，能夠縮短商務旅行時間，有利于學術交流活動的舉行以及知識型人才的跨區域流動，提升了節點城市的人力資本水平，通過人力資本積累效應形成知識創新，促進城市科技水平的提升；第二，高鐵開通降低了城市間的貿易成本，帶來了產業集聚，產業的專業化集聚為企業間的知識技術溢出效應提供了良好的外部性環境，有利于技術擴散，降低了單個企業的研發風險，使企業從溢出效應中獲益，促進了科技水平的提升；第三，隨著高鐵節點城市經濟收入的增加，城市將增加財政支出，完善基礎設施服務，將進一步吸引高素質人才以及高端科技行業的進入，從而促進技術水平的提升，形成經濟增長與技術進步的良性循環。Gross?man 和Kruger（1991）在研究經濟增長與環境污染的關系時，強調了技術進步對污染減排的關鍵作用，認為越先進的技術往往越綠色［24］。因此，技術進步在促進經濟增長的同時，也提高了各類生產要素的利用效率，降低了環境污染，促進了城市生產效率的提升。

綜上，本文提出假設2：

高鐵開通過產業結構效應和技術創新效應促進了城市生態效率的提升。

（三）高鐵開通對城市生態效率的溢出效應

通過以上分析，初步確定高鐵開通可以有效提升城市生態效率。那么未開通高鐵城市的生態效率是否會受到影響？高鐵城市產生本地效應的同時是否存在溢出效應？對此問題的回答可分為以下兩個方面：

（1）高鐵開通對節點城市周邊城市產生了“虹吸效應”。高鐵開通促進了節點城市服務業集聚，創造了大量的就業機會，使勞動力等生產要素向節點城市集聚，對周邊城市產生了“虹吸效應”，不利于周邊地區的經濟增長，同時節點城市服務業投資的增加則會擠占工業生產性投資（張明志等，2019）［25］，促使高能耗、高污染產業流向周邊地區，實現本地區的“去污染化”，不利于周邊地區產業結構升級。黃振宇和吳立春（2020）研究發現，京滬高鐵通過虹吸效應促進了高鐵沿線城市第三產業的極化發展，溢出效應則表現為沿線一線城市第二產業向沿線其他城市的溢出。因此這種產業結構的動態變化存在于節點城市之間以及節點城市與非節點城市之間［19］。

（2）高鐵開通對節點城市周邊城市產生了“溢出效應”和“同城化效應”。高鐵開通促進了市場一體化進程，形成區域內更大的要素和商品市場，使得各節點城市與非節點城市之間各種要素資源流動更加頻繁，強化各地區的專業化生產能力，如此，由高鐵站點向外輻射，產生“同城效應”，促進了區域要素資源的優化配置，從而提升了周邊地區的生產率以及資源利用效率，產生了正向的溢出效應。其次，根據增長極理論，在一個空間內，由于城市間的創新水平差異，導致經濟增長集中在某一中心極點上，隨后會通過各種渠道產生擴散效應（高華榮，2018）［26］。高鐵作為一種現代化基礎設施，其開通促進了這種擴散效應的發揮，促進了知識技術在空間內的溢出，有利于節點城市周邊城市技術水平的提升。

綜上，本文提出假設3：

高鐵開通對節點城市周邊地區生態效率產生了影響，作用的大小和方向取決于“虹吸效應”和“溢出效應”的大小。

三、研究樣本、模型及主要變量定義

（一）研究區域

長江經濟帶是指長江沿線九省二市組成的沿江經濟帶，是以上游的成渝城市群、長江中游城市群以及下游的長三角城市群為主體銜接而成的內河經濟帶，長江經濟帶沿線氣候、區位、文化等條件較為相似，區域內的經濟集聚、產業轉移、技術溢出等經濟集聚活動日益頻繁，為研究高鐵開通的直接效應和溢出效應提供了合適的研究樣本。本文的研究樣本為2007—2018 年長江經濟帶108 個城市的面板數據，根據國家鐵路局公布的數據，2007—2018 年，本文的研究樣本中共有74 個城市開通高鐵，占樣本城市總數的68.5%。圖1 顯示了截至2018年長江經濟帶開通高鐵城市的分布。

圖1 截至2018年長江經濟帶開通高鐵城市分布

（二）研究模型

測度高鐵開通對生態效率影響的政策凈效應是本文實證研究關鍵，本文擬采用在政策評估領域應用較為成熟的雙重差分方法（Difference-in-Dif?ference，DID）進行基準模型設計。基于準自然實驗的雙重差分方法可以很大程度上避免內生性問題的困擾，具體思路是：高鐵開通可被視為一個準自然實驗，高鐵開通僅對于沿線站點城市產生影響，多期DID模型設定為：

其中：Ecoit為i城市在t年的生態效率，i=1，2，…，N，t=1，2，…，T；ui為城市固定效應；vt為時間固定效應；Treatedi為分組虛擬變量，Treatedi=1 表示城市開通高鐵，Treatedi=0表示城市未開通高鐵；Timet為時間虛擬變量，開通高鐵的城市在開通后的年份取Timet=1，高鐵開通前的年份取Timet=0；系數α即為雙重差分結果；Xit為i城市在t年的k維控制變量；γ為1×k維待估系數；ε為隨機誤差。將Treati×Timet合并為高鐵開通虛擬變量DIDit，并將式（1）寫成向量形式：

其中：Eco為NT×1維被解釋變量；u為NT×1維城市固定效應；DID為NT×1維高鐵開通虛擬變量；LT為NT×1維政策虛擬變量；X為NT×k維控制變量矩陣；γ為1×k維待估系數；ε為NT×1維隨機誤差。

（三）主要變量定義與數據描述

本研究原始數據來源于《中國城市統計年鑒》（2008—2019 年）以及各市的年度統計公報，部分缺失數據通過前向或后向插值法補齊。各主要變量定義如下：

（1）被解釋變量。本文采用數據包絡分析法（DEA）對生態效率進行測度。傳統的DEA 方法CCR 和BCC 計算出的只有“好產出”的決策單元效率，未考慮“壞產出”，忽略了生產過程中產生的環境負外部性，并且也未考慮投入產出變量的松弛問題。Tone（2003）［27］提出的包含非期望產出的SBM模型，把松弛變量和非期望產出加入傳統DEA 模型，解決了投入產出松弛的問題并有效測度了環境效率。本文采用SBM-Undesirable模型測度長江經濟帶各市的生態效率，選取的投入產出指標見表1所列。

表1 投入產出指標

在投入端，采用永續盤存法計算固定資產投資存量，為避免因初始存量過低導致效率測算存在誤差，將2002 年的固定資產投資作為初始資本存量；在能源消耗方面，由于城市尺度的能源數據缺失，本研究采用省級能源強度反推城市能源消耗量，首先采用《中國能源統計年鑒》中給出的2007—2018 年各省份能源消耗總量（萬噸標準煤）計算各省份的單位產值能源消耗量，再根據各市的總產值計算能源消耗總量。在產出方面，關于CO2排放量的計算，由于能源結構未知，本文采用國家發展改革委員會推薦的0.67噸碳/噸標煤的系數推導CO2排放系數為2.457 噸/噸標煤，計算各市CO2排放量。

（2）核心解釋變量。高鐵是否開通取決于城市是否設有高鐵站，本文考察了長江經濟帶2007—2018 年的高鐵開通情況，發現先后共有74 個城市建成高鐵站，為高鐵節點城市，鑒于每年的12月份是高鐵密集開通的時間點，因此將下半年開通高鐵城市的虛擬變量滯后一年，視為在下一年開通高鐵。

（3）控制變量。本文控制了以下變量。①人口密度（pi），采用年末人口總數與地區總面積比值來表示，表征人口密度對生態效率的影響；②財政支出（gov），采用財政支出與地區生產總值的比值表示，表征財政支出對生態效率產生的影響；③人均地區生產總值（rgdp），表征經濟發展對生態效率產生的影響；④外商投資（fdi），采用外商直接投資與地區生產總值的比重表示，驗證外商直接投資是否產生污染避難所效應或污染光環效應；⑤環境規制（reg），采用建成區綠化覆蓋率表示，表征環境規制對生態效率的影響。

表2為各變量的描述性統計。

表2 主要變量描述性統計

圖2顯示了生態效率的時空分異，根據2007年生態效率的生態效率值，按照自然斷點分級法將其分為四個等級。可以看出，2007 年長三角地區的生態效率最高，長江中游地區次之，長江上游地區最低，沿海城市以及湖南和四川的部分城市生態效率較高，處在第一等級。2007—2014 年生態效率具有普遍下降的趨勢，但空間分布格局沒有顯著變化。到2018 年，長江經濟帶城市的生態效普遍達到較高等級，生態效率較高的城市由東部沿海向內陸呈“T”型分布格局，形成了帶狀結構，這可能與2014 年《關于依托黃金水道建設長江經濟帶的指導意見》的頒布有關，“綠色生態長廊”建設有所成效。

圖2 長江經濟帶生態效率時空分異

四、主要實證結果

（一）基準模型回歸結果

首先進行基準雙重差分模型的估計，為了避免處理組和對照組城市控制變量在高鐵開通前存在明顯差異，本文進一步采用傾向得分匹配與雙重差分相結合的方法（PSM-DID）對基準模型進行參數估計，PSM的有效性檢驗見表3所列。可以看出，人口密度、財政支出、人均GDP、外商投資在匹配前的t檢驗結果均為顯著，說明處理組和對照組存在顯著差異。采用人口密度、財政支出、人均GDP、外商投資、環境規制作為協變量，進行Logit回歸，得到城市的傾向匹配得分，按照1∶3 的比例進行近鄰有放回匹配得到對照組。在進行PSM 操作后，上述變量的t檢驗結果均為不顯著，說明PSM 結果是有效的。在此基礎上進一步進行雙重差分估計。基準DID模型與PSM-DID 模型的回歸結果見表4 所列。無論是否控制外生變量，模型（1）-（4）中核心解釋變量DID 的系數均為正且顯著，說明高鐵開通對節點城市的生態效率產生了正向影響，在加入控制變量后，模型（2）和模型（4）中高鐵開通的效應值為0.022 左右，在5%的水平上顯著，假設1 得到了驗證。此外，控制變量的回歸結果基本符合預期，財政支出、人均GDP、外商投資、環境規制強度的增加均對城市生態效率產生了有利影響。

表3 PSM有效性檢驗

表4 DID模型回歸結果

（二）穩健性檢驗

（1）安慰劑檢驗。為進一步檢驗基準DID模型的回歸結果不受其他不可觀測因素的影響，確保本文所得研究結論是由高鐵所引起的，需要進行安慰劑檢驗。具體而言，本文在所有108個城市中進行了1 000次抽樣，每次抽樣隨機選出74個城市作為虛擬實驗組，其余城市作為對照組進行基準DID模型的回歸，政策虛擬變量的核密度分布如圖3 所示。絕大多數抽樣樣本的估計系數t值的絕對值都在2 以內，說明高鐵開通在這1 000 次的隨機分配樣本中并沒有顯著效果。因此，實證結論是穩健的。

圖3 安慰劑檢驗

（2）改變PSM 比例。上文在采用傾向得分匹配與雙重差分結合的方法時所采取的配對比例為1∶3，為了避免配對比例不同影響實證結果的可能性，重新進行傾向得分匹配，采取與前文同樣的協變量進行Logit回歸，根據得分分別按照1∶2、1∶4的比例進行近鄰有放回匹配，隨后進行DID模型的回歸，結果見表5 所列。可以看出，無論是否控制外生變量，高鐵開通效應都是正且顯著的，且數值與基準DID模型的回歸結果并無差異，說明得分配對比例的大小并不會影響最終的結論，基準模型的實證結果是穩健的。

表5 PSM-DID回歸結果

（3）剔除其他試點政策的干擾。①為應對環境污染和氣候變暖問題，中國政府分別于2010年、2014年開展了兩批低碳試點城市的建設，在促進了城市碳減排的同時，對低碳城市的綠色全要素增長率也產生了正向的影響（余碩等，2020）［28］；②在使用政策工具的同時，中央政府也在尋求以市場化的手段解決環境污染的外部性問題，在2013年展開了碳排放權交易試點的工作，其中位于長江經濟帶區域的湖北、上海、重慶被列為試點省市，相關研究發現，碳排放權交易試點地區的二氧化碳和各類工業污染物的排放都顯著低于非試點地區（李勝蘭和林沛娜，2020）［29］，因此該試點政策也會對生態效率產生一定影響。為準確識別高鐵開通對生態效率的影響效應，需要剔除上述兩類政策的干擾。借鑒曹清峰（2020）［30］的研究，在式（2）的基礎上，估計以下方程：

其中，DID1為低碳政策虛擬變量矩陣，若城市i在t年為開通高鐵的城市，則其元素DID1it=1，否則DID1it=0；同樣，若城市i在t年為碳排放權交易試點城市則其元素DID2it=1，否則DID2it=0。其他變量同式（2）一致。表6報告了回歸結果，可以發現，高鐵開通對節點城市生態效率的促進作用依然是顯著的。

表6 剔除試點政策的回歸結果

五、中介機制檢驗

根據前文的理論分析和假設可知，高鐵開通借助產業結構升級和科學技術進步兩個渠道促進了節點城市生態效率的提升，為驗證這一假設是否成立，需要進行進一步的驗證，在式（2）的基礎上構建方程（4）和方程（5）：

其中，Mid 為中介變量，分別為產業結構（ins）和科技水平（tec），其他變量釋義與式（2）相同。其中：產業結構（ins）采用產業結構高級化指數表示，基于各次產業比重采用余弦法計算得出，具體計算方法參見付凌暉（2010）［31］的研究；關于科技水平（tec），由于城市專利數量缺失值較多，本文采用科技研發支出占總財政支出的比例來表示，往往科研支出占比越大，城市創新水平越高。

參考溫忠麟（2004）等［32］提出的中介效應檢驗方法，依次檢驗式（4）中核心解釋變量DID 的系數α1和式（5）中介變量Mid 的系數β，估計結果見表7所列。當以產業結構升級指數（ins）作為中介變量時，核心解釋變量DID 的系數α1和中介變量（ins）的系數β都為正，且都在1%的水平上顯著，說明高鐵開通促進了節點城市的產業結構升級，在此基礎上提升了節點城市的生態效率；當以科技水平（tec）作為中介變量時，DID 的系數α1為正，在1%的水平上顯著，中介變量（ins）的系數為正，在10%的水平上顯著，說明高鐵開通促進了節點城市技術的進步，在此基礎上提升了節點城市的生態效率。假設2得到了驗證。

表7 中介機制檢驗結果

六、空間溢出效應檢驗

（一）空間雙重差分模型設定

傳統DID 模型的隱含假設是研究樣本中的任何個體并不會受到其他個體處理與否的影響（個體處理效應穩定假設，Stable Unit Treatment Value Assumption，SUTVA），嚴格假設個體間相互獨立（Rubin，1978）［33］。根據前文的理論分析，高鐵開通不僅會對設站城市產生影響，也可能對周邊區域產生影響，存在溢出效應，違反了SUTVA 假設，傳統DID 模型所識別的因果效應將會失效（Cha?gas et al.，2016）［34］，因此需要對模型進行進一步的拓展。國外一些學者對此進行了一些有價值的探索，Dubé et al.（2014）將被解釋變量的空間滯后項加入傳統DID 模型中，構建空間雙重差分模型（Spatial-DID，SDID），發現SDID 模型比傳統DID模型能夠得到更加一致的估計，因變量的空間自相關系數越大，SDID 模型對政策效應的估計將會更加有效［35］。Chagas et al.（2016）在研究巴西甘蔗生產與秸稈焚燒對居民呼吸系統健康的影響時，考慮了處理組對非處理組的溢出效應，在傳統DID模型的基礎上增加了處理虛擬變量的空間滯后項，結果表明甘蔗生產量的增加在生產區域和附近區域都增加了因呼吸系統疾病住院的人數，當忽略甘蔗生產對周邊地區的影響時，會低估甘蔗生產對生產區域本身的影響［34］。本文考借鑒上述學者的研究，在式（2）的基礎上構建雙重差分模型的空間擴展形式，即空間雙重差分模型（SDID）：

其中：W為空間權重矩陣，用來表示樣本個體間的空間聯系；ρ為被解釋變量的空間自相關系數；δ為其他控制變量的溢出效應；λ為隨機誤差的空間自相關系數；β為高鐵開通的溢出效應。需要注意的是，β測度的溢出效應不僅發生在節點城市與非節點城市之間，而且發生在節點城市之間，在空間雙重差分的情況下，高鐵開通對節點城市的總效應為α+β。式（6）是空間雙重差分模型的一般形式，根據幾種系數矩陣是否為零可以將其分為三種空間計量模型：若ρ=β=δ=0，則該模型為空間誤差雙重差分模型（Spatial Error Model，SEM）；若β=δ=λ=0，則該模型為空間滯后模型（Spatial Lag Model，SLM）；若系數λ=0，則為空間杜賓模型（Spatial Du?bin Model，SDM）。

關于空間矩陣。本文選用了空間鄰接矩陣，即相鄰的空間單元之間具有顯著的相互影響（W=1），不相鄰的空間單元基本不存在相互影響（W=0）。由于空間計量模型結果可能對空間權重矩陣敏感，本文在模型估計過程中還進一步考慮了基于地理距離的空間權重矩陣，地理距離矩陣的元素由城市直線距離的倒數表示。

（二）實證結果

在進行空間雙重差分模型的估計前，需要對城市生態效率的空間相關性進行驗證，本文借助Arc?Gis10.2軟件測度了長江經濟帶城市生態效率的全局Moran'sI指數，全局Moran'sI指數可以考察城市生態效率的空間相關性和空間溢出效應。表8 列出了主要年份的測度結果，可以看出，Moran'sI指數均為正，且在1%的水平上顯著，說明城市之間生態效率存在顯著的空間正相關，因此在基準模型中加入被解釋變量的空間滯后項是十分必要的。

Hausman的檢驗結果顯示，固定效應模型估計要優于隨機效應模型，因此在進行空間計量分析時，控制了雙向固定效應。表9前兩列為基于鄰接空間權重矩陣的SLM 模型和SEM 模型的回歸結果，空間滯后項的系數ρ為正且顯著，說明高鐵開通對城市生態效率的影響存在溢出效應和擴散效應，且鄰接的城市越多，這種溢出效應將越顯著。核心解釋變量DID 的系數為正，且在1%的水平上顯著，這進一步驗證了假設1，即高鐵開通同時具備“經濟增長效應”和“污染減排效應”，促進了城市生態效率的提升。SLM 模型和SEM 模型的LM 檢驗和穩健的LM檢驗均為顯著，說明選用SLM模型和SEM 模型都是合理的，因此需要進一步對結合了兩種模型的SDM模型進行分析。

表9第3—5列為分別基于鄰接矩陣、地理距離矩陣和經濟距離矩陣的SDM 模型回歸結果，可以發現，在控制了控制變量及雙向固定效應后，核心解釋變量的空間加權項WDID的系數為正，且分別在5%和1%的水平上顯著，說明高鐵開通對區域生態效率具有正向的溢出效應，促進了節點城市周邊城市生態效率的提升。高鐵開通產生了“同城化效應”，促進了區域要素資源的優化配置，從而提升了周邊地區的生產率以及資源利用效率，產生了正向的溢出效應。其次，高鐵作為一種現代化基礎設施，其開通促進了中心城市“擴散效應”的發揮，促進了知識技術在空間內的溢出，有利于節點城市周邊城市技術水平的提升，有利于改善生態效率。

表8 長江經濟帶生態效率Moran's I指數

表9 空間雙重差分模型回歸結果

七、結論與啟示

本文首先對高鐵開通影響生態效率的理論機制進行分析，認為高鐵開通將形成一種跨越區域界限的影響，這一影響可分為本地效應和溢出效應。進一步地，本文基于2007—2018年長江經濟帶108個城市的面板數據，以高鐵開通作為政策沖擊，采用經典雙重差分模型和空間雙重差分空間模型測算了高鐵開通對城市生態效率的本地效應和溢出效應。雙重差分模型以及一系列穩健性檢驗的實證結果表明，高鐵開通對城市生態效率具有正向的本地效應。中介機制檢驗結果表明，本地效應主要是通過技術創新效應和產業結構效應實現的；空間雙重差分模型的結果表明，高鐵開通對城市生態效率具有正向的溢出效應，帶動了節點城市周邊地區生態效率的提升。

本文不僅僅關心高鐵開通對節點城市經濟發展和污染狀況的綜合影響，還分析了高鐵開通所產生的溢出效應，并通過實證研究進行了驗證，深入剖析了高鐵開通影響城市生態效率的內在機制和結果表現，是對以往文獻的擴展和深入，從而對此問題形成更多的思考。本文的研究結論隱含著一定的政策啟示：

第一，實證研究表明，高鐵開通對節點城市及周邊城市生態效率產生了正向的影響效應，產生了環境正外部性，雖然高鐵建設周期長、投資大，但為生態環境帶來了福祉，促進了要素在城市間的流通，便利了居民的出行，盤活了旅游資源，應繼續完善高速鐵路網絡的運營和建設。

第二，實證研究表明，高鐵開通通過促進產業結構升級帶動了生態效率的提升。借助高鐵網絡，可以加快完善區域市場一體化，削減要素流通障礙，整合區域內資源，強化各地區的專業化生產能力，實現產業更深層次的合理布局和結構升級，促進節能減排。

第三，實證研究表明，高鐵開通通過促進技術進步改善了生態效率。應借助高鐵網絡，促進區域間的科學技術交流，在區域內搭建各行業各領域的智庫平臺，借助便利的交通條件開展各項學術活動，促進知識技術的溢出。增強政府對企業自主創新的引導力度，發揮企業的知識溢出效應，促進創新擴散，降低單個企業進行科技研發的風險，提高企業進行技術創新的積極性，進而提升城市整體的科學技術水平，改善生態效率。應發揮大城市的技術擴散效應，適當鼓勵和支持人力資本向中小城市流動，以就業補貼、住房補貼等形式引導人才流動，從而促進勞動力有效配置，有效緩解科技發展不平衡的問題，促進區域間技術擴散、人才交流和信息流動。

第四，實證結果表明，高鐵開通改善了節點城市周邊地區的生態效率，存在正向的溢出效應，這也是本文研究的“意外收獲”。對此結果的合理解釋為增長極的擴散效應抵消了虹吸效應，故應繼續發揮大型城市的輻射帶動作用。對于虹吸效應過度的城市，實施必要的功能疏解，促進資源流入周邊城市，避免“大而全”的產業分工，降低大城市功能的過度集中，按照比較優勢實行專業化分工，促進資源合理配置和能源集約利用，發揮高鐵開通對生態效率的溢出效應。

此外，本文發現財政支出、外商投資、環境規制等因素仍是影響長江經濟帶城市生態效率的重要影響因素，據此本文提出以下建議：第一，政府應增加基礎設施投資和科學教育支出，以疏通交通網絡、促進科學技術進步，減少能源浪費，提升資源利用效率，更好地發揮財政支出對生態效率的促進作用；第二，長三角地區應依靠區位優勢，增加對高質量外商投資的引進，吸收先進的生產技術和管理經驗，中上游地區應完善基礎設施建設，積極引進制造業外商投資，改進生產技術和生產工藝，提升資源利用效率，促進生態效率提升；第三，《長江保護法》的頒布和實施加強了長江經濟帶整體的環境規制強度，在此背景下，長江上游、中游、下游地區應在區域間和區域內城市間加強合作，落實分攤環境治理責任，摒棄多點發力的做法，推進區域生態環境共保共治，促進實現高層次的會晤和對話，借助河長制等政策手段，實現全流域環境治理的無縫連接，改善城市生態效率。