高鐵開通對城市綠色創新“量質齊升”影響研究

中圖分類號：F532.8；[U-9] 文獻標志碼：A

本文引用格式：，，.高鐵開通對城市綠色創新“量質齊升\"影響研究[J].華東交通大學學報，2025，42（2）：87-95.

Research on the Impact of High-Speed Railway Opening on the \"Dual Enhancement of Quantity and Quality’ in Urban Green Innovation

Xu Yuping，Mei Zheyuan，Hu Yongwei

（SchoolofTransportationEngineering，EastChinaJiaotong University，Nanchang 33Oo13，China）

Abstract： The influence of high-speed railway on urban green technology innovation represents apivotal area of study within the broader research on the impact of high-speed railway on regional innovation.To investigate the effect of high-speed railwayon the“dual enhancement of quantity and quality”inurban green technology innovation，a multi-period Difference-in-Differences （DID） model was established.This model utilises panel data from 41 cities within the Yangtze River Deltaurban agglomeration spanning the years 2004 to 2019 to explore how the high-speed railway opening influences urban green technology innovation.The findings reveal that the introduction of high-speed railway significantly promotes the“dual enhancement of quantityand quality”in green technology innovation across the Yangtze River Delta cities.Mechanism analysis further indicates that high-speed railway impacts urban green technology innovation by bolstering economic agglomeration and venturecapital investment.Additionally，the effects of high-speed railwayopening exhibit heterogeneity in termsof city size and regional characteristics，with notable impacts observed in both large cities and smallto mediumsized cities.Specifically， the influence of high-speed railway is more pronounced in Jiangsu Province compared to Zhejiang and Anhui Provinces.This study systematically elucidates the relationship between the high-speed railway opening and the“dual enhancement of quantity and quality”in urban green technology innovation within the Yangtze River Delta region. The conclusions remain robust following rigorous stability tests.

Key Words： high-speed railway opening; green technology innovation; dual enhancement of quantity and quality; difference in differences;mediating effect

Citation format： XU YP，MEI Z Y，HU Y W. Research on the impact of high-speed railway opening on the “dual enhancement of quantity and quality”in urban green innovation[J].Journal of East China Jiaotong University，2025，42（2）： 87-95.

研究高鐵開通對城市綠色技術創新能力的影響，對于強化區域綠色技術創新和強化綠色科技創新載體建設具有重要意義。吳建軍等從人才、資本要素流動的視角，探討高鐵開通對城市創新能力的影響，結果表明高鐵開通對中國城市創新能力提升有顯著作用。卞元超等研究發現高鐵開通引發了創新要素的流動，提升了區域的創新能力，同時，相對于未開通高鐵的城市，開通高鐵進一步拉大了區域間的創新差距。Xiao等3研究考察了中國高鐵網絡對區域創新合作的影響，發現中國城市間技術轉移網絡呈現全國尺度的“鉆石結構”，且中國高鐵網絡對城際技術轉移具有穩健的正向影響。Lu等[4]利用城市面板數據和空間面板模型實證檢驗了高鐵對城市創新的影響及其作用機制，分析中發現，高鐵增加了包括人口和投資在內的創新要素的集聚，進而增加了城市技術創新。

有關綠色技術創新的研究最早能追溯到20世紀90年代，綠色技術創新主張將技術創新與綠色發展相結合，以綠色環保的方式實現經濟高質量發展。綠色技術創新對交通設施有天然的依賴，高鐵作為當前國內規模最大、輻射范圍最廣的鐵路交通設施，為城市綠色技術創新帶來豐富的創新資源。目前有關高鐵與綠色技術創新的研究主要從投入產出角度進行研究。Huang等[5從創新因素流動性的角度探討高鐵開通對綠色創新的影響，發現高鐵通過促進創新因素的流動性來提高綠色創新效率。此外，高鐵對綠色創新效率的影響具有動態性和空間鄰近性，呈倒U形曲線。李濤等通過實證檢驗發現，高鐵通過研發要素流動帶動區域綠色創新效率提升，其中人員要素流動作用最為顯著。蔣仁愛等結合高鐵開通與微觀專利數據進行實證分析，研究發現高鐵顯著促進了以綠色全要素生產率衡量的城市經濟高質量發展，并通過勞動力配置效應、交流效應、市場規模效應和綠色創新效應4種渠道實現。He等采用多期雙重差分（difference-in-differences，DID）模型驗證了高鐵對綠色技術創新的促進作用，既能推動綠色技術創新增量發展，又能提升其質量，且高鐵的質量效應大于數量效應。

相對于已有文獻，文章以長三角地區41座城市為研究目標，綜合考察城市綠色技術創新數量和質量，探討了高鐵開通對城市綠色技術創新的全面影響，為高鐵開通對城市綠色技術創新研究補充新的實證樣本，以期對該方面研究進行補充。

1理論分析與研究假設

1.1高鐵開通對城市綠色技術創新的直接效應

高鐵作為大規模交通設施建設，能極大程度提升城市間的可達性，促進區域經濟一體化，加速創新資源在城市間共享和擴散，促進城市間綠色產業合作。黃漫宇等認為，綠色技術創新相對傳統技術創新，其實現過程復雜且隱晦，依賴于人員的面對面溝通，隨著高鐵開通城市間通行的時間成本大幅度下降，也使得人員的流動更為高效，特別是對于科技人才，高鐵開通實現了科技人才的區域移動，便于他們更高效地開展區域技術交流與協作。

假設1：高鐵開通能直接促進城市綠色技術創新\"量質齊升”。

1.2高鐵開通對城市綠色技術創新的間接效應

經濟集聚代表某一地區的經濟活動的規模和密度，它反映了經濟的活躍程度。徐玉萍等認為

高鐵網絡的構建有助于實現區域經濟一體化，城市可以在高鐵網絡上實現產業互補和資源共享，提高地區經濟集聚程度。

假設2：高鐵通過城市經濟集聚促進城市綠色技術創新“量質齊升”。

假設3：高鐵通過風險投資促進城市綠色技術創新\"量質齊升”。

2模型設定與方法

2.1 研究區域概況

長三角城市群位于我國東部沿海，由上海市、江蘇省、浙江省和安徽省的多個城市共同組成，區位優勢突出，是中國經濟最發達、人口最密集乃至科技最活躍的地區。當前，長三角城市群擁有中國最密集的鐵路網絡，根據長三角鐵路“十四五\"規劃，到2025年，長三角城市群鐵路里程將達到 9000km， 0

2.2 模型設定

多期DID模型是在DID模型的基礎上擴展而來，用于研究多個時期下處理組和控制組的平均結果差異。由于每個城市的高鐵開通年份存在差異，而基礎的DID模型只能滿足研究個體受單一時間點沖擊的研究需求，對此參考過往研究，采取多期DID模型進行回歸分析，表達式為

式中： i 為城市， t 為年份； y_it 為被解釋變量，表示從城市 i 在年份 t 的創新能力； a 為截距項； H_SR，it 為高鐵開通的核心解釋變量，若城市 i 在年份 t 開通高鐵，則取值為1，否則取值為 0;β 表示高鐵開通的回歸系數； x 為影響城市綠色創新的控制變量； j 為控制變量個數；y為控制變量的回歸系數； ε_t 為時間固定效應； μ_i 為個體固定效應； φ_it 為隨機誤差項。

2.3 數據說明

被解釋變量： N_gi 為城市綠色技術創新數量， Q_gi 為綠色技術創新質量。綠色技術創新包含了各個領域的創新，包括了能源技術、環保技術、生態農業、智能制造、節能減排和綠色交通等。過往研究主要多采用專利數衡量技術創新，參考石懷旺等[]的研究，以每萬人綠色專利申請數衡量 N_gi ，以每萬人綠色專利授權數衡量 Q_gi 。專利數量雖然不能涵蓋所有創新，但由于其易于獲取和客觀的特性，是評估城市創新能力最廣泛使用的指標之一，大多數學者仍然選擇專利作為衡量創新能力的指標。

核心解釋變量： H_SR 為高鐵開通虛擬變量，將上半年開通的高鐵定義為當年開通，下半年開通的高鐵定義為次年開通，設定高鐵開通年份變量值為1，未開通高鐵年份變量值為0。

控制變量： E_r 為環境規制，文獻研究表明，環境規制會影響綠色創新，參考葉琴等的研究，以城市廢水、 .SO₂ 、煙塵3類污染物排放量的綜合指數來衡量環境規制強度； P_put 為研發人員投入水平，科研人員越多的城市，創新能力越高，由于研究與開發（Ramp;D）人員數據缺失，采用城市科學研究、技術服務和地質勘查業人員與常住人口的比值代替科研人員投入； P_GDP 為經濟發展水平，城市經濟發展是城市技術創新的核心推動力，采用人均生產總值衡量城市經濟發展水平； F_c 為對外開放水平，研究表明創新要素傾向于朝開放程度越高的城市流動，采用實際利用外資額與地區生產總值的比重衡量； G_s 為政府干預水平，通常來說，政府支持力度大的城市，具備更強的創新實力，以政府的科技和教育支出與地區生產總值的比值衡量； F_d 為金融發展水平，金融水平高的城市，有利于實現企業自主創新，采用金融機構年末存貸款余額與地區生產總值的比值衡量。

中介變量： E_a 為經濟聚集水平，采用地區生產總值與行政區域范圍的比值進行衡量； V_c 為風險投資水平，采用風險投資數與常住人口的比值衡量。

上述變量均作歸一化處理，無量綱。

2.4數據來源說明

被選取的數據范圍包括2004—2019年長三角地區41座城市，數據來源于《中國城市統計年鑒》以及各省、市的統計年鑒和統計公報，綠色專利數據來自中國研究數據服務平臺（CNRDS），風險投資數據來自萬德數據庫（WIND）及《中國風險投資年鑒》，高鐵開通時間數據來自國家統計局，城市缺失數據采用插值法補齊。

3 回歸結果與實證分析

3.1 基準回歸結果

表2為基準回歸結果，列2和列4為不添加控制變的回歸結果。列2和列4的回歸結果顯示，在不添加控制變量的前提下，核心解釋變量 H_SR 對城市 N_gi 和 Q_gi 的回歸系數均在 1% 水平下顯著，列3和列5通過添加控制變量，減少外生變量的干擾，二者回歸系數有所降低，但回歸系數仍在 1% 水平下顯著，且擬合優度提升，證明核心解釋變量 H_SR 有效促進長三角地區綠色技術創新的“量質齊升”，假設1成立。此外，通過比對核心解釋變量 H_SR 對二者的影響系數，可以發現， H_SR 對 N_gi 的影響系數約為 Q_gi 的1.7倍。

從加入控制變量結果看， P_GDP、F_c、G_s 和 F_d 均有助于綠色技術創新“量質齊升”，這與過往的研究結論一致。 E_r 和 P_put 僅對 N_gi 產生顯著影響，可能是由于這兩個因素對 Q_gi 的影響過程和周期復雜，造成對Q_gi 影響存在時間滯后性。

3.2 平行趨勢檢驗

使用多期DID模型的前提是實驗組與控制組在政策沖擊前的趨勢保持一致。為保證實驗組和控制組滿足這一前提，需使用平行趨勢檢驗進行驗證。對此，假設高鐵開通城市為實驗組，高鐵未開通城市為對照組。參考Beck等[13的研究，設置模型進行平行趨勢檢驗，表達式為

γx_it+ε_t+μ_i+φ_it

式中：變量 H_SR，it-λ 和 H_SR，it+σ 分別為高鐵開通的提前項和滯后項； β_λ 表示高鐵開通前第 λ 年的回歸系數， β_σ 為高鐵開通后第 σ 年的回歸系數， β₀ 為高鐵開通當年的回歸系數。

t-λ 為高鐵開通前 λ 期， t-σ 為高鐵開通后 σ 期，就二者取值而言：假設城市 i 在2010年開通高鐵，當 λ=3 時，在2007年，即城市 i 高鐵開通前的第3年， H_SR，it-λ 取1，其他取0;當 σ=3 時，在2013年，即城市i高鐵開通后的第3年， H_SR，it+σ 取1，其他取0;當年份t為城市i的高鐵開通年份， H_SR，it 取1，否則取0。

長三角地區高鐵于2010年后大規模開通，初期高鐵開通城市較少，為避免偏差，實驗設定高鐵開通的前6年和后9年作為平行趨勢檢驗范圍，并將各城市開通前第6年設為基準期。

圖1分別展示了高鐵開通對 N_gi 和 Q_gi 的平行趨勢檢驗圖，高鐵開通時點和高鐵開通動態效應均作歸一化處理，無量綱。圖1可以看出不論是 N_gi 還是Q_gi ，在高鐵開通之前，高鐵動態效應系數均不顯著區別于0，證明高鐵開通前，有高鐵的城市與無高鐵的城市存在共同發展趨勢，不存在顯著區別。高鐵開通后二者動態效應系數均顯著區別于0，證明高鐵開通拉開了有高鐵的城市與無高鐵的城市間的距離，并且開通時間越長，二者之間差距越大。高鐵開通對城市綠色技術創新質量的發展趨勢在開通一期后顯著，對比城市技術創新數量存在一期滯后。

4作用機制檢驗

基準回歸結果表明，核心解釋變量 H_sR 對 N_gi 和Q_gi 的提升作用均顯著。參考羅雪等[4]和葉德珠等[15]的研究，從 E_a 和 V_c 的角度，探討高鐵開通對城市綠色創新“量質齊升”的作用機制。模型借鑒溫忠麟等的經典中介效應三步法，對兩個中介變量進行檢驗，表達式為

式中： y_it 為被解釋變量，表示城市 i 在年份 t 的創新能力； M 為中介變量； δ 為中介變量對綠色創新的回歸系數。

根據三步法逐步回歸，若式（3）和式（4）核心解釋變量 H_SR 和中介變量 M 的回歸系數顯著為正，則說明高鐵開通可以通過中介變量作用與城市綠色技術創新，中介變量發揮部分中介作用。若式（4）核心解釋變量 H_SR 系數不顯著，中介變量 M 系數顯著，則說明中介變量發揮完全中介效果。

由表3可知，列2結果顯示核心解釋變量 H_SR 對中介變量 ①E_a 影響系數在 5% 水平下顯著為正，表明高鐵開通可以加深城市的經濟集聚水平，列3和列4結果分別顯示， H_SR 對 N_gi 和 Q_gi 的影響系數分別在 1% 和 5% 水平下顯著為正， E_a 的影響系數分別在5% 和 1% 水平下顯著為正，證明高鐵開通能通過經濟集聚促進城市綠色技術創新“量質齊升”，并起到部分中介作用，假設2成立。同理，列5結果顯示，H_SR 對中介變量 ②V_c 影響系數在 10% 水平下顯著為正，列6和列7顯示， H_SR 對 N_gi 和 Q_gi 的影響系數均在1% 水平下顯著為正， E_a 的影響系數分別在 10% 和5% 水平下顯著為正，證明高鐵開通能通過風險投資促進城市綠色技術創新“量質齊升”，同時起到部分中介作用，假設3成立。

5 異質性檢驗

5.1 人口規模異質性

城市人口發展規模差距會導致高鐵開通帶來的創新效益在空間上存在異質性。基于以上理論，研究按城市市區常住人口將城市劃分為特大城市、大城市和中小城市，探討高鐵開通對不同人口規模發展水平城市的影響。

根據表4結果顯示，除特大城市外，核心解釋變量 H_SR 對 N_gi 和 Q_gi 影響系數均在 1% 水平下顯著，證明高鐵開通對大中小城市的綠色技術創新均產生正向影響。通過對回歸系數比較，系數整體趨勢呈倒U形曲線，影響系數在大城市到達峰值，證明高鐵開通存在人口規模異質性。高鐵開通對特大城市的 N_gi 和 Q_gi 呈現抑制作用，且對 Q_gi 影響顯著為負，這表明在長三角地區，高鐵開通促進特大城市的溢出效應，促使創新資源從特大城市流向次級城市。

5.2 行政等級異質性

表5展示了城市行政等級的異質性，從列2和列3可以看出，核心解釋變量 H_SR 對非中心城市創新N_gi 和 Q_gi 的影響系數均在 1% 水平下顯著，可能在于，長三角地區中心城市發展起步早，城市化水平高，產業發展模式和技術創新架構完善，一直是創新資源的聚集地。例如上海、杭州早期便十分注重綠色技術的開發，其綠色技術產業發展政策和經濟影響居多，高鐵開通帶來的邊際效應有限。非中心城市發展起步晚，受高鐵開通的影響，便于其與中心城市的技術溝通，在城市交流的過程中，獲得了中心城市大量的創新資源和前沿發展模式，大大利于城市綠色技術創新。

5.3地理區域異質性

除城市發展水平異質性外，城市所處地理區域不同也會導致高鐵開通的創新效益存在異質性。將長三角地區城市群按江蘇省、安徽省和浙江省進行劃分，對高鐵開通的創新效益進行考察。

根據表6結果顯示，列2和列3的核心解釋變量H_SR 的影響系數分別均在 5% 水平下顯著，這表明在長三角地區高鐵開通環境下，江蘇省高鐵開通城市的 N_gi 和 Q_gi 到顯著提升。列4至列7結果顯示，安徽省和浙江省受高鐵開通影響不顯著，原因可能在于，安徽省和浙江省城市發展模式不同，安徽省于2016年正式納入長三角地區城市群發展規劃，城市早期產業發展依賴于傳統產業，產業發展模式仍處在改革完善階段，且安徽省大量資源集中于中心城市，存在資源傾斜問題，弱化了高鐵開通帶來的作用。浙江省不同地區城市發展水平存在差異，浙南城市遠離浙江省經濟中心，同時受地形地貌影響，土地資源有限，創新環境相對落后，高鐵開通對其綠色技術創新的邊際效應較小。浙北城市位于長江入海口擁有更廣闊的土地資源和交通資源，有利于要素集聚。南北城市創新資源差距過大，影響了高鐵對綠色技術創新的作用。

6穩健性檢驗

6.1 反事實檢驗

根據過往研究，通過多期DID模型分析高鐵開通影響，需假設：不存在高鐵開通的情況時，高鐵開通的處理組和對照組的創新水平變動趨勢不會因為時間變化而產生顯著性差異。對此，實驗采取反事實檢驗，通過假設一個非真實情況，研究非真實情況下，事件是否發生改變來以此確定實驗的發生機理，若實驗結果發生改變，表明原實驗并不是隨時間變動的結果。研究剔除2008年后的城市數據，并假設高鐵開通時間為2006年，運用反事實檢驗的方法，將假設開通時間進行回歸，如果回歸結果顯示核心解釋變量 H_SR 的影響系數不顯著，表明反事實檢驗結果成立，證明原研究的穩定性。如表7所示，列2和列3分別代表 H_SR 對 N_gi 和 Q_gi 的影響，二者的影響系數均不顯著，反事實檢驗結果成立。

6.2 縮短樣本區間

長三角地區鐵路網最早于2008年鋪設，并在2010—2015年大規模鋪開。實驗假設剔除2008年前和2015年后的數據，縮小樣本期間為2008——2015年，通過多期DID模型進行分析，若回歸結果保持顯著，則認為高鐵開通對城市綠色技術創新的影響是穩健的。根據表7列4和列5的結果顯示，核心解釋變量 H_SR 的影響系數均在 1% 水平下顯著，說明高鐵開通對城市綠色技術創新的影響穩健。

6.3 變量替換

根據變量替換理論，采用與原變量具有相似功能和含義的新變量重新進行假設檢驗，若新的結果與原結果保持一致，則認為研究結果可靠。受專利授權審查影響，專利授權數會低于專利申請數量，但二者具備相似的功能與含義，為進一步驗證研究結果的穩健性，實驗假設分別采用綠色專利授權數N_gi^′ 和綠色發明專利授權數 Q^′_gi 代替前者作為替換變量。如表7所示，列6和列7代表 N_gi^′ 和 Q^′_gi 的研究結果，研究發現，通過替換變量后核心解釋變量H_SR 的影響系數仍在 1% 水平下顯著，證實了原研究的穩健性。

7 結論及建議

7.1結論

1）高鐵開通對長三角地區城市綠色技術創新“量質齊升”起到推動作用，且在通過一系列檢驗后，高鐵開通帶來的影響依然顯著，說明高鐵開通對城市綠色技術創新“量質齊升”是有效的。

2）機制檢驗結果表明，高鐵開通提升長三角地區城市經濟集聚和風險投資數，這激發了城市開展創新活動，促進城市綠色技術創新“量質齊升”。

3）高鐵開通存在人口規模異質性，在長三角地區，高鐵開通對大城市及中小城市的影響更突出；行政等級異質性分析發現，非中心城市受影響顯著，證明高鐵開通對中心城市的創新邊際效應有限；地區異質性分析發現，長三角地區三個省份受高鐵開通影響皆存在差異，這與每個省份的內部發展情況相關。

7.2建議

1）推動高鐵網絡建設。高鐵線路開通能夠極大程度降低城市間的時間通行成本，促進城市的創新要素流動和人員流通，從而提升城市綠色技術創新。開通了高鐵的城市，可以充分利用高鐵網絡優勢，實現經濟和人才等創新必要資源集聚，通過產業升級、創新企業優惠政策等方式，積極建設和鞏固城市的創新優勢；高鐵在建城市和未開通城市可以積極謀求與開通城市合作，通過了解行業動態和技術發展趨勢，選擇與自身戰略目標相符的創新企業合作，打造下游產業鏈，實現創新資源積累，同時盡早實現區域高鐵網絡對接，促進地區技術交流與協作。

2）促進資金流動。經濟集聚和風險投資是影響城市綠色技術創新的重要途徑。城市可以積極吸引風險投資，風險投資帶來的不僅是資金支持，更能帶來豐富的管理經驗和技術市場，有助于城市技術創新項目多元發展。利用高鐵網絡加速資本集聚，通過強化城市間經濟合作的方式，建立高鐵經濟合作走廊，能有效刺激城市綠色技術市場的需求，促進城市綠色技術交流。

3）優化資源空間分配。根據城市屬性制定差異化策略，優化資源配置。對于中心城市，其創新機制完善，技術創新水平高，高鐵開通的邊際效應有限，應當在保持現有創新發展的基礎上，發揮中心城市對周邊城市綠色技術創新輻射作用，使其成為創新資源的輸送點。受高鐵開通影響明顯的城市，充分發揮城市創新的先行優勢，積極推動產業結構優化升級，鞏固現有創新成果，積極謀求創新能力進一步提升。對于受高鐵網絡影響，創新資源弱化的邊緣城市，應與發達城市建立技術合作關系，實現資源跨區域對接，同時制定針對性政策，如降低稅率、提高人才待遇等。

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第一作者：徐玉萍（1973一），女，教授，研究方向為區域經濟與交通規劃。E-mail：1423907384@qq.com。

通信作者：梅哲源（1999一），男，碩士研究生，研究方向為區域經濟與交通規劃。E-mail：1164116821@qq.com。

（責任編輯：姜紅貴）