高鐵開通對城市綠色創新的影響研究
——基于多期雙重差分法的實證檢驗

黃漫宇 余祖鵬 趙 曜

（中南財經政法大學工商管理學院，武漢 430073）

引 言

城市作為我國經濟增長和產業結構轉型升級的重要載體，對實現區域高質量發展具有重要意義［1］。改革開放40多年以來，雖然我國實現了工業化和城市化的迅速推進，但與此同時，城市陷入了經濟增長和環境保護的博弈困境，這阻礙了我國城市由數量型向質量型增長轉變的實現［2］。因此，如何在資源和環境約束下實現經濟增長成為了當前城市發展面臨的重要問題。作為將環境保護與經濟增長有機整合的綠色創新戰略，無疑是解決城市發展困境的一劑良方。 《中華人民共和國國民經濟和社會發展第十四個五年規劃和2035年遠景目標綱要》中強調應當加快推動綠色低碳發展，支持綠色技術創新。因此，推動綠色創新對于我國現階段實現經濟綠色轉型以及高質量發展具有重要現實意義。當前，諸多學者就如何推動綠色創新展開了有益探索。綜合來看，已有文獻主要從資源稟賦、經濟發展、產業與市場、環境制度、外資利用等維度研究了如何提升綠色創新［2，3］，但該類文獻較少關注交通基礎設施對城市綠色創新的影響，尤其忽視了高鐵的作用。高鐵開通會加速創新要素的跨區域流動，尤其會促進人力資源在更廣范圍的再分配［4，5］，增加高鐵開通城市創新發展所需的要素儲備［6，7］。 此外，高鐵因具有運輸高效和低污染等特征，一定程度上能緩解地區環境治理壓力［8］，因而可能會對城市綠色創新具有重要影響。

目前，只有少數學者關注了高鐵開通與城市綠色創新的關系， Huang和 Wang （2020）［9］探究了高鐵開通對長江經濟帶城市群綠色創新效率的影響機制，但僅關注了高鐵開通所導致的創新要素流動，而忽視了創新要素流動背后所蘊含的更深層次因素。事實上，只有當地區產業發展強勁，對人才和資本等創新要素才具有吸引力，從而引發創新要素的跨區域流動［10］，因而有必要從產業發展層面考察高鐵開通的作用力。此外，李濤和劉國燕 （2021）［11］進行了類似研究，雖然其考察了高鐵開通背景下的研發要素流動對省域綠色創新效率的經濟效應，但卻忽視了城市等級和地區異質性的潛在作用。城市等級和地區發展差異會影響城市開通高鐵的機會，進而作用于高鐵網絡規劃和布局［12］，從而可能影響高鐵開通效果。因而，需要將城市等級和地區發展差異納入高鐵開通效應的評估體系。

綜上所述，雖然已有文獻針對高鐵開通與城市綠色創新關系進行了一定探究，但依然存在不足：（1）已有文獻并未充分重視高鐵對綠色創新的重要影響，關于高鐵開通與綠色創新關系的實證研究較為缺乏；（2）少數研究雖然考察了高鐵開通對綠色創新的影響機制，但并未關注到生產性服務業集聚對二者關系所發揮的重要作用；（3）已有學者大多從局部區域或者省域層面探討高鐵開通與綠色創新的關系，鮮有從全國城市層面的實證研究。

鑒于此，本文的邊際貢獻主要在于：（1）基于中國城市數據，從綠色創新視角探索高鐵開通效應，是對已有研究的有益拓展和補充；（2）從生產性服務業集聚視角探究了高鐵開通影響城市綠色創新的作用機制，有助于厘清二者關系的作用過程；（3）從城市等級和城市群異質性考察我國高鐵開通對城市綠色創新的異質性影響，益于更加細致的理解高鐵開通的經濟和社會意義。

1 理論分析與研究假設

1.1 高鐵開通對城市綠色創新的影響

綠色創新是指將技術創新和環境保護雙重利益結合起來，在緩解資源環境壓力的同時增加經濟收益的新型創新活動［13，14］。綠色創新需要綠色知識和技術等創新要素的跨區域流動以實現廣泛參與。“時空壓縮”效應下高鐵開通會增強城際可達性，為創新要素流動提供更為多元的渠道，要素流動效率得以提升，客觀上能優化城市綠色創新所需要素間的匹配質量，不僅有利于創新要素深度參與綠色創新過程，還可能由此產生綠色知識和技術溢出［15，16］。高鐵開通背景下的創新要素跨區域流動加快了綠色知識和技術的擴散和傳播，有益于企業間的信息溝通協作，推動綠色工藝創新［17］，在各地環境規制日益趨緊的客觀背景下，為企業生產工藝的綠色化革新和升級提供可能，這一過程的實現則具有內部經濟性和正外部性的雙重屬性。綠色工藝創新不僅減少了企業長期生產成本，還降低了城市環境遭受污染加重的可能；另外，高鐵開通有利于促進綠色技術市場和環境權益市場中交易行為的達成。由于該類市場中交易標的具有多樣性和復雜性，往往需要交易雙方面對面進行協商和談判才更可能達成交易。

高鐵開通則能顯著降低面對面協商和談判實現的難度，加快了交易進度，推動了綠色技術的交易和流轉，為綠色技術流入企業的末端污染治理提供了重要技術支撐，有助于降低企業污染排放規模，最終緩解城市生態負荷。由此可得到假設1。

H1：高鐵開通能夠促進城市綠色創新。

1.2 高鐵開通、生產性服務業集聚與城市綠色創新

現代服務業尤其是生產性服務業的發展和壯大被認為是優化經濟結構、提高城市發展效率的重要途徑［10］。較之于其他行業，生產性服務業因更加依賴人力資本、知識和信息的流動，對交通可達性更為敏感。已有研究表明，高鐵會誘導生產性服務業從非高鐵沿線城市向高鐵沿線城市集聚，從而增強高鐵沿線城市的區位優勢［10］。區位優勢的強化則會提高高鐵開通城市市場競爭激烈程度，出于成本考量，市場主體尤其是大型制造型企業通常會將生產部門從高鐵網絡中心城市遷移到沿線外圍城市，而只將具備生產服務屬性的企業總部保留在中心城市，因而總體上會增加生產性服務業的產業占比［17］，有助于提升城市經濟效率，減少城市污染［18］。具體而言，作為知識和技術密集型行業，生產性服務業集聚會產生知識溢出效應，客觀上會加快產業內部和產業間的科研合作，有利于節能減排屬性的綠色技術和工藝的研發和創新［19］，為具有綠色需求意愿的企業提供了重要選擇，有助于加快企業綠色化生產進程。

綠色技術和工藝的運用不僅會提高企業生產效率，

提升產品競爭力，而且還能實現產中環節的能源節約；另外，高鐵開通下的高端生產性服務業集聚能夠促進綠色技術研發部門污染控制技術的產生和革新，為制造業部門末端污染治理提供技術支撐，

有利于強化企業在產后環節的污染排放管理，從而促進城市綠色創新發展。由此可得到假設2。

H2：高鐵通過促進生產性服務業集聚進而影響城市綠色創新。

1.3 高鐵開通對城市綠色創新的異質性影響

結合新經濟地理學可知，中心城市往往具備優越的區位條件，擁有市場規模大和基礎設施完善等發展優勢，能夠吸引更多創新要素的流入和聚集，從而有助于形成良好的綠色創新發展環境。較之而言，非中心城市區位條件一般劣于中心城市，對創新要素的吸引力相對較弱，不利于城市綠色創新發展，區位條件的差異會拉大中心與外圍城市間綠色創新發展差距。在區域發展不均衡的情形下，中心城市對外圍城市通常具有 “擴散”和 “虹吸”雙重效應［18］。在擴散效應下，距離中心城市較近的外圍城市往往能從中心城市獲得更多的發展福利，而遠離中心城市的其他外圍城市則受到的影響較弱［20］。與此同時，還需要考慮到虹吸效應的影響，距離中心城市過近，非中心城市的發展則可能受到中心城市的負外部性影響，表現為非中心城市創新要素流向中心城市，不利于非中心城市的綠色創新發展。在高鐵作用的加持下，非中心城市與中心城市間原有的區位關系發生了改變，這會反過來影響高鐵開通與城市綠色創新的關系。由此假設3被提出。

H3：不同等級城市的高鐵開通對綠色創新的影響存在差異。

2 實證研究設計

2.1 模型設定

2.1.1 城市綠色創新的評價

當前關于綠色創新的評價方法與思路大致可分為兩類：（1）參數法，通過SFA隨機前沿來測度綠色創新效率，以此表征綠色創新，但實際中投入和產出之間并不一定存在固定比率關系，因此該方法存在一定的局限性；（2）非參數法，以Tone（2001）［21］為主要代表的學者較早提出了非徑向、非角度的DEA模型（SBM－DEA），為后續綠色創新評價研究提供了方法論支撐，該模型可以同時從投入和產出兩個角度對無效率狀況進行測量，并且其測量效率不存在弱有效問題。因此結合已有研究，本文選擇包含非期望產出的SBMDEA模型來測度城市綠色創新，并借助DEA MAX軟件實現該過程。具體數理計算過程如模型 （1）所示：

模型 （1）中ρ代表效率值，0≤ρ≤1，如果其值等于1，則說明被評價單元是強有效的。λ表示DMU線性組合系數，由于在實際生產中，許多生產單位并不會處于最優規模狀態，所以該研究對城市綠色創新的測度基于可變規模報酬，即λ的和為1。s表示松弛變量，s－、s＋分別表示投入可以減少值和期望產出可以減少值，sb－表示存在非期望產出過多的現象。

2.1.2 多期DID模型

由于各地市開通高鐵的時間存在較大差異，并不一致，因而使用普遍意義上的DID方法無法對高鐵開通的政策效應進行精準評估。而多期DID則能夠很好的避免政策執行時間不一致的問題，從而能很好地估計出 “政策處理效應”。基于此，采取多期DID方法，以便更加精準地估計高鐵開通對城市綠色創新的影響。相應的回歸方程如模型 （2）所示：

模型 （2） 中Ginnoit表示i城市在t年份的城市綠色創新評價水平。HSRdumit表示城市是否開通高鐵的虛擬變量。afterit為政策分組虛擬變量，在高鐵開通前取0，否則取1。由于不同城市開通高鐵的年份并不一致，因此并未將afterit和HSR?dumit作為解釋變量加入模型 （2）中，否則可能會引發共線性問題，從而產生估計偏誤。為簡便起見，實證回歸結果中使用DID表示afterit×HSR?dumit。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

通常包含非期望產出的SBM－DEA模型在評價綠色創新時，需考慮多類型投入和產出因素。借鑒王巧等 （2020）［22］的做法，本文從投入和產出兩部分來綜合評價城市綠色創新，具體指標選取為：

（1）人力資本投入。結合現有文獻，并考慮數據可得性，本文以從事科技活動和環境水利勘探的從業人數總規模來衡量人力資本投入水平［22］。

（2）物質資本投入。由于地級市工業污染治理投資總額數據難以完整獲取，因此本文利用地級市固定資本存量來衡量物質資本投入水平。結合張軍等 （2004）［23］所提出的 “永續盤存法” 對各地級市固定資本存量進行測算，并以2004年為基期進行平減處理，最終得到各地級市固定資本存量實際值。

（3）能源投入。針對能源投入，已有研究多采用水資源消耗量、石油消耗量、全市用電總額來衡量［22］。為了更為準確的衡量能源投入水平，本文利用熵值法將這3個指標合成為能源投入綜合指標，以此表征城市能源投入。

（4）期望產出。為了使期望產出體現創新和綠色的屬性，將其分別設置為創新產出和環境產出。對于創新產出，借鑒已有文獻做法，用專利授權量來表征［22］。在環境產出方面，基于韓晶等（2012）［2］的研究，使用市轄區綠化覆蓋率來表征。

（5）非期望產出。結合已有研究的做法［24］，將環境污染變量作為衡量非期望產出的總體指標，分別選取工業廢水、二氧化硫（SO2）以及工業固體廢棄物（COD）作為非期望產出的具體環境污染指標，并通過熵值法將3個指標合成為環境污染綜合指標，以此來衡量非期望產出。

2.2.2 核心解釋變量

現有文獻主要通過設置虛擬變量的方式來衡量城市開通高鐵的狀態。借鑒已有研究，以地級市是否開通高鐵作為核心被解釋變量①，地級市已開通高鐵取值為 “1”，否則取值為 “0”［9］。

2.2.3 中介變量

綜合國家統計局 《生產性服務業分類（2019）》的劃分規則以及馬紅梅和郝美竹 （2020）［10］的做法，用交通運輸、倉儲和郵政業，信息傳輸、計算機服務和軟件業，金融業，租賃和商務服務業，科學研究、技術服務和地質勘查業五大行業代表生產性服務業。生產性服務業集聚水平（Agg）的具體計算過程如式 （3）所示：

其中PSit和Xit分別表示i城市第t年的生產性服務業就業人數和全部就業人數，PS和X則分別表示全部城市生產性服務業就業人數和全部就業人數，Agg值越大代表生產性服務業集聚水平越高。

2.2.4 控制變量

城市經濟開放程度（perfdi）。外商直接投資作為衡量區域開放度的重要指標，城市開放程度越高，越有利于綠色創新的資本積累，因此也會對綠色創新產生重要影響［22］。出于嚴謹，本文選取各地級市人均實際利用外資金額作為城市經濟開放程度的代理變量。根據當期人民幣對美元實際匯率將其核算為人民幣單位，并以2004年為基期進行平減處理。交通基礎設施水平（road）。由于城市公路建設水平直接反映了當地交通基礎設施狀況，交通基礎設施條件越好的城市，要素和資源聚集能力往往越強，越有利于城市創新發展［4］。因此將公路建設水平也納入到控制變量指標體系中，具體以各地級市公路開通里程數來衡量。科技發展水平（pate）。由于科技水平會直接影響城市綠色創新，已有研究大多采用城市專利授權數量來反映科技水平［2］。因相較于實用新型專利和外觀設計專利，發明專利科技含量更高，更能代表城市科技產出水平，因此選取考察期內各地級市的發明專利授權數量作為衡量該城市科技發展水平的指標。政府干預程度（scipay）。政府對教育和科技事業的投入力度越大，當地的創新環境通常會更加優質，進而有利于城市綠色創新［1］。因此，以城市教育事業支出規模和科技事業支出規模之和衡量政府干預程度。為了避免異方差的影響，本文對所有控制變量做對數化處理。

2.3 數據來源與說明

該研究的數據來源主要有EPS數據庫、中國鐵路集團官方網站、《中國鐵道年鑒》、《中國城市統計年鑒》、國家專利局等相關文本信息資料。由于我國第一條真正意義上的高鐵開通年份為2008年，為了觀測城市綠色創新效率在高鐵開通前后的變化情況，因此選取以2004年為起點，并剔除考察期內數據缺失嚴重、發生重大行政區劃調整以及撤地設市的城市，如巢湖、銅仁、畢節、拉薩等，最終形成了2004～2019年中國246個地級及以上城市的面板數據，主要變量的數據描述性統計情況如表1所示。

表1 主要變量描述性統計結果

3 實證結果與分析

3.1 平行趨勢檢驗

在報告DID的回歸結果之前，需要檢驗高鐵開通城市與未開通城市是否滿足平行趨勢假設。圖1展示了模型 （2）中的回歸系數的估計結果②。從圖2可以看出，高鐵開通提前年份對城市綠色創新影響的均值都不顯著異于0，而高鐵開通滯后年份對城市綠色創新影響的均值均顯著不為0，因此平行趨勢得到滿足。

圖1 平行趨勢檢驗

3.2 基準回歸結果

研究中采用Stata14軟件對模型 （3）進行了回歸估計，表2給出了高鐵開通影響城市綠色創新的基準回歸結果。從表2中列 （1）可知，高鐵開通對城市綠色創新具有顯著影響，系數為正且在1%的水平上顯著。表2中列 （2）的回歸結果顯示，在考慮控制變量的情況下，回歸系數依然顯著為正。這共同說明高鐵開通對城市綠色創新具有促進作用。因此，假設1得證。

表2 基準回歸結果

3.3 穩健性檢驗

3.3.1 替換解釋變量

由于不同城市的高鐵發展水平存在較為明顯的差異，東部城市的高鐵發展水平總體高于中、西部城市，如果僅從城市是否開通高鐵來衡量高鐵對城市綠色創新的影響可能存在估計偏誤。因此為了進一步驗證高鐵開通效應，考慮將解釋變量替換為各地級市開通高鐵站數量，利用多期DID模型重新檢驗高鐵開通對城市綠色創新的影響。如表3所示，列 （1）為未加入控制變量時，地級市高鐵站數量對城市綠色創新的影響系數在10%的統計水平上顯著為正，列 （2）中則加入了控制變量，此時回歸系數依然為正，且在5%的統計水平上顯著。這說明高鐵開通能促進城市綠色創新，即使替換核心解釋變量，回歸結果依然顯著。

表3 穩健性檢驗結果

3.3.2 PSM－DID檢驗

本文利用PSM－DID方法對基準回歸結果進行了穩健性檢驗。具體的，為了進行樣本城市傾向得分匹配處理，本文所選取的可能影響開通高鐵的協變量主要包括城市經濟發展水平、人口數量、城鎮化水平。進一步地，在對處理組和對照組進行最近鄰傾向得分匹配后，繪制了核密度函數曲線，如圖3所示。根據圖2（a）可知，在進行最近鄰匹配之前，處理組分布較為松散，而對照組傾向于向左偏且分散，兩組樣本的傾向得分值概率密度分布存在明顯差異，如果不對兩組樣本加以匹配，直接進行比較可能會造成估計偏誤。如圖2（b）所示，在完成最近鄰傾向得分匹配處理后，保留下來的兩組樣本概率密度分布明顯趨于一致，這表明匹配后兩組樣本城市各方面特征已經非常接近，總體上看，兩組樣本的匹配效果較好。

圖2

為了避免匹配后的處理組和對照組在相關協變量方面出現顯著系統性差異，還對兩組協變量進行了平衡性檢驗，檢驗結果顯示所有協變量的標準誤偏差絕對值均顯著小于10%，這意味著處理組和對照組間此時已不存在顯著系統性差異，通過了平衡性檢驗，因此符合隨機試驗的要求，有效消除了因樣本選擇偏差而產生的內生性偏誤③。

因此，在樣本滿足隨機試驗要求的前提下，本文利用PSM－DID方法對研究樣本進行了再估計，具體回歸結果報告于表3。由表3中列 （3）和列 （4）可知，高鐵開通對城市綠色創新存在顯著的正向影響，當加入控制變量時，雖然核心解釋變量的估計系數略微下降，但依然在10%的統計水平上顯著，因此進一步驗證了高鐵開通能夠促進城市綠色創新。

3.3.3 內生性處理

客觀上，高鐵開通并非完全隨機事件，與城市綠色創新發展可能存在反向因果關系。為了克服可能存在的內生性，本文采用工具變量法對模型 （2）進行估計。具體的，本文借鑒吉赟和楊青的做法，利用城市平均地理坡度構造工具變量［5］。地級市平均坡度越大，越不利于高鐵開通，且平均地理坡度屬于地理變量，不會直接影響城市綠色創新，因此城市平均地理坡度滿足工具變量的選取標準。于是，本文利用兩階段最小二乘法進行回歸估計，回歸結果如表4所示，由列 （1）可知，城市平均地理坡度對高鐵開通具有顯著負向影響，列 （2）中高鐵開通對城市綠色創新的影響系數依然顯著為正。此外，本文排除了工具變量不可識別和弱識別問題的干擾，保證了估計結果的有效性。因此，在考慮內生性問題的情形下，高鐵開通對城市綠色創新的影響依然存在。

表4 內生性處理的回歸結果

3.4 中介機制檢驗

參考喬彬等 （2019）［25］在考察高鐵影響制造業升級過程中的識別策略，本文在中介效應模型中引入生產性服務業集聚因素，以此探討高鐵開通影響城市綠色創新的作用機制。由表5可知，列 （1）、（2）中的解釋變量為DID，在考慮控制變量的條件下，其對城市生產性服務業集聚的回歸系數為0.0582且在1%的統計水平上顯著，說明高鐵開通有利于生產性服務業集聚。由表5中列 （4）的回歸結果可知，DID的回歸系數不再顯著，而此時生產性服務業集聚值（Agg）的回歸系數為0.0637且在1%的水平上顯著，由此說明高鐵開通推動了城市生產性服務業集聚進而促進城市綠色創新。由此可知，假設2得證。

表5 中介機制檢驗結果

3.5 異質性分析

通常當高鐵網絡建設形成一定規模后，高鐵開通效應才更易顯現，高鐵網絡密度越大，越有利于捕捉高鐵開通效應［26］。由于中國東部地區高鐵網絡規模總體上明顯優于中西部地區，且東部城市群的高鐵網絡平均密度較高，因而具有較好的樣本代表性和研究價值。基于此，將粵港澳大灣區、長江三角洲城市群和京津冀城市群作為代表性樣本。此外，城市等級也可能影響高鐵開通效應，因此本文將樣本城市分為中心城市和非中心城市。如表6所示，從地理位置來看，高鐵開通對粵港澳大灣區和長三角城市綠色創新均具有顯著正向影響，影響系數分別為0.1568和0.2018，而對京津冀城市群地級市綠色創新則存在抑制作用。值得注意的是，高鐵開通對城市綠色創新的影響在長三角城市群表現最為明顯，可能的解釋是長三角城市群高鐵網絡密度大，且區域一體化水平已經較高，高鐵開通則進一步提升了地區城市間的聯結有效性，使得區域創新要素的流動更為便利和頻繁，因而會顯著促進本地綠色創新效率的提升。然而，京津冀城市群目前尚未實現協同發展，存在少數城市發展絕對領先，而多數城市發展相對滯后的地區格局。城市發展差距懸殊在一定程度上強化了高鐵開通所形成的 “虹吸效應”，從而導致高鐵開通對地區整體綠色創新的作用微弱，甚至還出現了一定負面影響。從城市等級來看，表6中列 （4）的回歸結果表明，高鐵開通對中心城市綠色創新有正向影響，系數為0.0448且在1%的統計水平上顯著，而對非中心城市綠色創新無明顯影響。值得注意的是，列 （5）的回歸結果中，非中心城市的核心解釋變量（DID）系數不顯著。可能的解釋是，較之于中心城市，非中心城市的高鐵發展水平相對偏低，因而高鐵開通對非中心城市的影響強度相對有限，從而導致高鐵開通對非中心城市綠色創新的影響系數不顯著。因此，假設3得證。

表6 異質性分回歸結果

4 結論與啟示

綠色創新已經成為了我國城市實現高質量發展的重要方向，如何有效推進綠色創新成為了當前城市發展面臨的重要課題。因此本文基于全國246個地級市的面板數據，運用多期DID方法，實證分析了高鐵開通對城市綠色創新的影響和作用機理。本文研究結果表明：高鐵開通能促進城市綠色創新，該結論通過一系列穩健性檢驗后依然成立；作用機制方面，高鐵開通是通過推動生產性服務業集聚作用于城市綠色創新。異質性影響方面，高鐵開通促進了珠三角和長三角城市綠色創新發展，尤其有利于提升長三角城市綠色創新效率，而對京津冀城市群地級市綠色創新效率則存在一定的抑制作用。此外，高鐵開通主要促進了中心城市的綠色創新發展，而對非中心城市綠色創新的影響并不明顯。

（1）擁有高鐵的城市應抓住機遇，以生產性服務業集聚為新增長點與新動能，依托高鐵發展進一步促進生產性服務業集聚，通過產業的集聚與融合，強化本地的知識溢出，促進產業間的資源共享，提高產業層面的綠色創新水平，最終促進城市綠色創新；（2）在高鐵網絡快速形成的背景下，因高鐵開通存在異質性影響，非中心城市應當找準城市發展定位，積極利用中心城市所帶來的擴散效應來抵消虹吸效應，為中心城市做好產業承接，努力融入以中心城市為引領的區域一體化發展格局；（3）長江三角洲城市群和珠江三角洲城市群應該借助高鐵網絡進一步提升本區域的輻射和帶動作用，在強化自身綠色創新發展的同時，盡可能促進周邊城市的綠色創新發展。京津冀城市群則應通過高鐵網絡優化城市群內部產業分工，實現資源和要素的重新配置，以此縮小城市間的綠色創新發展差距，進而實現地區協同發展目標。

雖然本文較為深入的考察了高鐵開通影響城市綠色創新的影響及作用機制，但依然存在待完善之處。高鐵開通極大提高了城市間空間關聯程度，各城市均不是孤立的地理單位，因此理論上，高鐵不僅會影響開通城市的綠色創新，而且還可能作用于周邊未開通高鐵城市的發展，即高鐵開通對城市綠色創新的影響可能存在空間溢出效應，該問題值得進一步探索。

注釋：

①按照 《鐵路安全管理條例》的規定，本文所指高鐵泛指運行速度大于200km／h的鐵路運輸種類，運行時速超過200km／h的動車組列車線路也包含在內。另外本文設定地級市高鐵站包含停靠高鐵列車的普通車站。

②由于將高鐵開通前一期（Pre1）作為基準，因此圖2中并未顯示Pre1的結果。

③由于篇幅有限，該部分的平衡性檢驗結果并未在文中呈現，留存待索。