高铁开通对工业集聚的抑制作用及其机制研究——来自中国282个地级市的经验证据

魏泊宁，杨栋旭，周 菲

(南京大学 经济学院，南京 210093)

一、引言

20世纪80年代以来，中国开展了大规模交通基础设施建设，取得了较快发展，尤其是高速铁路。中国在短短十几年间已成为世界上高速铁路建设运营规模最大、技术最全面、管理经验丰富的国家，中国高铁标准也正在逐渐成为世界行业的标准。截至2016年底，中国铁路营业里程达到12.4万公里，其中通车高铁里程超过2.2万公里，约占世界高速铁路总里程的2/3。中国累计投入运行的高铁动车组达到2595组，超过全球总量的60%[注]数据来源于《中长期铁路网规划》，网址为：http://www.ndrc.gov.cn/zcfb/zcfbtz/201607/W020170213333938328309.pdf。。

与此同时，中国工业集聚程度在2005、2006年达到最高，之后呈下降趋势(李世杰等，2017)[1]，东部沿海地区生产向生产要素成本较低、资源丰富的中西部地区加速转移(周华蓉和贺胜兵，2015)[2]。城市工业集聚对区域经济发展存在重要影响(白重恩等，2004)[3]，有关区域工业集聚的研究正越来越多地引起学者们的关注，并被应用到推动产业及区域经济发展的实践中。那么中国快速发展的高铁线路与工业集聚度的下降是否有关联？如果存在，其内在影响机制又是什么？这正是本文所要研究的问题，以上问题的探究，对进一步丰富基础设施建设与产业发展的相关理论具有重要意义，还可以为中国交通基础设施的优化布局和产业集聚建设提供一定的决策依据。

尽管有越来越多关于交通基础设施以及高铁评估的实证文献，但主要集中于估计交通基础设施对区域经济增长的总体作用，对于客运交通为主的高速铁路对工业集聚程度的影响，现有文献对此关注并不多，相关的实证研究也较少。因此，从工业集聚这一角度研究高铁产生的经济效应可以弥补已有文献的不足。

鉴于此，本文基于中国282个地级市的高铁线路规划，深入分析高速铁路开通对工业集聚的影响。通过搜集整理2008—2015年中国各地级市层面的高铁开通情况及高铁开通车次数据，结合《中国统计年鉴》和《区域统计年鉴》构建双重差分模型，结果发现，2008—2015年大规模建设的高铁线路对开通城市的工业集聚具有抑制作用。在控制其他因素后，开通高铁对工业集聚产生了抑制作用，且每多1%的高铁车次，会导致工业集聚度下降0.013%。为深入理解高铁对工业集聚度的影响，分析这一效应对不同区域的异质性影响，通过划分工业类型和是否为港口城市研究，发现高铁对轻工业城市和港口城市的工业集聚度有显著抑制作用。进一步，为探究高铁开通抑制工业集聚的影响机制，构建了“高铁开通—成本效应/资源转移效应—抑制工业集聚”的逻辑框架，发现高铁开通很可能是通过提高城市可达性后，企业偏好向劳动力成本更低的地区转移的“成本效应”而非高铁开通引起的工业生产要素向旅游业转移的“资源转移效应”来抑制工业集聚的，弥补了之前文献在机制方面具体讨论的不足。

二、文献综述

本文的研究与两类文献密切相关。第一类文献与高铁开通的经济效应相关。大量国内外文献从理论、实证、现实案例等不同层面解析了高铁开通对于提高经济增长的积极作用。例如汪建丰和李志刚(2014)[4]研究发现沪杭高铁的开通运营促进了浙江沿线区域经济发展，刘勇政和李岩(2017)[5]实证检验说明高铁建设带动了本地及其相邻城市的经济增长，并且促进了城市产业结构调整并加速了城镇化进程。但是，也有学者对“交通基础设施一定能促进地区经济发展的说法提出质疑，认为交通道路一般会产生两种不同的影响(Puga，2008)[6]，王垚和年猛(2014)[7]的研究就证明了在中国经济整体放缓的大环境下，高铁在短期内并没有起到带动区域经济增长的作用。除此之外，还有很多文献从更细致的角度探讨了高铁开通是如何影响经济发展的。高铁能引发要素在区域之间的流动转移，从而增加该地区劳动力的供给(Chen & Silva，2013)[8]，同时开通高铁会给企业带来生产率增长效应，增加企业对劳动力的需求，从而带动工资水平的上涨(董艳梅和朱英明，2016)[9]。除此之外，高铁对城市土地市场也有一定的影响，能促进城市住宅用地和商业服务业设施用地价格上涨，但是工业用地价格会下降(周玉龙等，2018)[10]。

随着研究的深入，高铁的“经济分布效应”(Cantos et al，2005)[11]引起了学者们的重视。一类研究发现，高铁的开通会导致沿途城市的要素资源向中心节点城市转移(Hall，2009)[12]，增强中心城市对周边城市的经济集聚。Vickerman(1997)[13]和Givoni(2006)[14]通过研究多个国家的高铁后得出结论，高铁在促进总体经济增长的同时也增强了经济向中心城市的集聚，从而抑制了边缘城市的经济增长。Sasaki et al.(1997)[15]在分析日本新干线时得出了类似的结论，即新干线扩张在提升核心城市可达性的同时，经济集聚程度进一步增强。张克中和陶东杰(2016)[16]运用2001—2012年数据证实了高铁对经济分布的“虹吸效应”。另一类研究则认为不论大小城市，都能获得显著的人口和就业增长(Chen & Hall，2011)[17]。

第二类文献聚焦于工业集聚度的研究。吴传清和龚晨(2015)[18]测度了我国长江经济带工业集聚水平，发现长江经济带工业空间布局呈不断扩散趋势，劳动生产率、资本、创新能力是影响工业集聚的重要因素。李世杰等(2017)[1]发现我国工业集聚程度呈降低态势，探讨了政府差异化政策行为对工业集聚的内在影响，即对外开放政策、产业政策、公共服务政策对工业集聚存在正向作用，财政政策对工业集聚存在负向作用，土地政策的作用不显著。董春和梁银鹤(2014)[19]采用空间动态面板计量模型发现外商直接投资对工业集聚的影响显著为正并且影响正在减弱。樊兰(2018)[20]发现环境规制和工业集聚之间呈现倒“U”型关系。高云虹和符迪贤(2015)[21]发现高、低两类劳动力对工业集聚存在显著正向影响，但在东中西不同区域内该影响具有异质性。岳彩轩和唐颂(2017)[22]发现工业企业更倾向于向劳动力成本越低、基础设施越好、人力资本越丰富、对外开放度越高的地区集聚。李伟和贺灿飞(2017)[23]采用中国规模以上工业企业数据，发现2004年以后较高的工资水平开始推动制造业向工资较低的地区转移。

尽管国内外关于高铁开通的经济效应以及工业集聚水平的研究已经如火如荼，但迄今鲜有文献考察高铁开通对工业集聚的影响。宋文杰等(2015)[24]通过我国359个高铁站点可达性的定量测算发现大城市获得了更好的“相对可达性”，在城市经济发展方面，高铁导致了大城市第三产业的空间极化发展，但对第二产业有扩散作用。卢福财和詹先志(2017)[25]基于中部六省80个地级市的数据发现开通高铁对工业集聚度的提高有显著且稳健的拉动作用。值得注意的是，本文的发现与卢福财和詹先志(2017)[25]的研究并不矛盾，原因在于：本文的样本为全国282个地级市，包括了东中西部三个区域，其中高铁对工业集聚的抑制作用仅在东部地区的城市显著。

综上所述，现有研究多集中于高铁开通对经济增长、要素价格以及经济分布等的影响，关于开通高铁与工业集聚内在关系探讨的相关研究则较为缺乏，已有的少数研究在样本选取和机制识别等方面仍然存在可供改进和完善的空间。

三、研究方法和数据来源

(一)研究方法

本文的研究目的是科学评价开通高铁对城市工业集聚的影响，首先需要解决的是内生性问题。高铁作为国家的战略规划，能优先开通高铁的城市其本身可能具有较高的经济地位和服务性的城市功能定位，具有较高的第三产业水平，因而普通的OLS估计可能会存在反向因果带来的内生性问题。另一方面，能够影响工业集聚的因素很多，容易造成遗漏变量偏误。本文将高铁开通视为一项准自然实验，在我国282个地级市面板数据的基础上，利用双重差分法(DID，Differences in Differences)对以上问题进行研究，能有效解决内生性问题。

另外高铁开通后，城市工业集聚水平的变化主要来自两部分：一是“时间效应”部分，即随时间自然增长或经济形势变化而变化的部分；二是“政策处理效应”部分，即受高铁开通政策影响而发生变化的部分。高铁的开通可以看作一次准自然试验，使用双重差分法能很好地把“时间效应”部分和“政策处理”部分区分开，准确评价高铁开通这项政策实施前后的效果对比。这也是目前很多学者用来研究政策效应评估普遍使用的方法之一，因此为验证高铁开通对当地工业集聚程度的影响，本文采用多期双重差分法比较开通高铁前后的差异来判断高铁对工业集聚的作用。在使用双重差分法时，开通高铁的城市作为处理组，赋值为1(treated=1)，未开通高铁的城市作为对照组，赋值为0(treated=0)，同时对政策实施当年及以后的年份赋值为1(period=1)，政策实施之前的年份赋值为0(period=0)。据此，将样本分为四组：政策实施之前的处理组(treated=1,period=0)、政策实施之后的控制组(treated=1,period=1)、政策实施之前的对照组(treated=0,period=0)，政策实施之后的对照组(treated=0,period=1)。其中，两个虚拟变量的交互项treated·period是政策实施所带来的净效应。由于每个地级市开通高铁的时间不同，本文变量的设置与上述双重差分法的做法略微有所不同。参考Thorsten Beck et al.(2010)[26]的研究，将地级市开通高铁当年及以后年份赋值为1，开通之前赋值为0，未开通高铁城市所有年份均赋值为0，据此直接生成虚拟变量。同时加入年度固定效应和地区固定效应，分别控制随时间变化的冲击，如经济周期、国家政策和法规的变化等以及不随时间变化的、未观察到的可能影响工业集聚程度的区域特征。

使用2008—2015年作为本文的研究区间，原因在于：一是2008年之前中国是没有高速铁路的，2008年8月1日开通时速350公里/小时的京津城际铁路是第一条公认的、没有争议的高铁。二是考虑到数据的可得性，2016年之后各地级市统计年鉴并不完整。具体模型设定如下：

lnaggloit=β0+β1Xit+β2Zit+γt+ηi+εit

(1)

其中，lnaggloit为被解释变量,表示t年i地级市工业集聚度指数的对数。Xit是主要解释变量，衡量i地级市与高铁的关系，在不同回归设定中分别为HSRit或lnHSRit。其中HSRit为虚拟变量(0，1)，表示i地级市在t年是否开通高铁，i地级市开通高铁及其以后的年份HSRit取1，否则取0。考虑到高铁开通效应的滞后性，当年6月份及以后开通的高铁记做下一年开通，6月份之前开通的高铁记为当年开通。lnHSRit为i地级市t年运行高铁车次数的对数值，由于一些地级市没有高铁，为防止丢失这些样本，我们把车次数加上1再取对数。Zit为控制变量，γt为年份固定效应，ηi为地级市固定效应，εit表示随机扰动项。其中，β1是本文重点关注的系数，表示高铁开通对地级市工业集聚的净效应，如果高铁的开通对工业集聚有抑制作用，那么β1为负，否则为正。

(二)变量说明

1. 被解释变量

工业集聚度的衡量指标有很多，如区位熵、赫芬达尔指数、EG指数、集中率、空间基尼系数等。考虑到数据可得性后，本文采取区位熵指标反映城市工业集聚度，该指标是对产业集聚程度测度，并且判别产业集聚是否存在的一种重要分析方法，区位熵越高，地区产业集聚水平就越高。计算公式为：

(2)

其中，qit为i地区t年规模以上工业企业总产值，Qit为该地区t年的GDP，qt为t年全国范围内所有规模以上工业企业总产值，Qt为t年全国GDP。

2. 解释变量

城市开通高铁虚拟变量HSRit根据2008—2015年间高铁线路开通的时间对各地级市进行赋值。HSRit=1说明i地区t年开通高铁，HSRit=0说明i地区t年未开通高铁。考虑到高铁效应的滞后性，如果某一城市在当年6月之前开通高铁，则赋值为1，在当年6月之后开通高铁，则下一年赋值为1，否则为0。

为了稳健性，加入高铁车次连续变量lnHSRit作为解释变量进行回归。根据历年《旅客列车时刻表》(2008—2015)，对282个地级市开通的C、D、G字头车次进行整理得到该城市最终的高铁车次，并取自然对数进入模型。

3. 控制变量

为了消除各地级市间非对称因素的影响，我们控制了各地级市的特征，主要选取了7个关键的控制变量，包括(1)城市基建水平(proad)：区域内道路交通的顺畅是工业企业良好运行的保证；(2)政府投资力度(gov)：政府投资一方面扩大企业销路，另一方面降低资源配置和使用效率，因此对于工业集聚的影响不明确；(3)对外开放水平(fdi)：对外开放程度高的地区更能吸引工业企业，具有更高的工业集聚度；(4)居民消费水平(consu)：更高的居民消费水平会吸引工业企业向该地聚集；(5)经济发展水平(pgdp)：具有较高经济发展水平的地区往往具有较高的福利水平，会吸引人口向该地聚集，进而扩大工业集聚；(6)工业固定资产投资(fixed)：固定资产投资越多，工业企业规模越大，集聚程度会更高；(7)第三产业占GDP比重(ser)：第三产业对工业集聚能产生正向促进效应和负向挤出效应(王志强等，2017)[27]。表1列出了主要变量的定义。

表1主要变量定义与指标说明

表2为高铁开通和工业集聚度的初步统计，可以看出，截至2015年，我国已有133个地级市开通了高铁，占全部地级市的47.16%,其中每天发出高铁车次最多的城市为首都北京，其次为广州、上海、武汉，2015年平均每天发出车次分别为732次、695次、691次、594次。另外，各城市工业集聚度差别较大，最小值为2008年固原市的0.13，最大值则为2011年延安市的13.52。

表2高铁开通和工业集聚度的初步统计

(三)数据来源

由于港澳台、西藏地区、驻马店市、揭阳市、云浮市数据缺失严重，剔除了上述地区的全部样本。此外，考虑到样本期间行政区域的调整，删除了毕节市、铜仁市、海东市、巢湖市等。本文最终选取了282个地级市市辖区范围的数据作为样本，相关数据指标均采用市辖区统计口径。核心解释变量各地级市开通高铁时间及2008—2015年开通高铁车次的数据由作者根据《铁路旅客列车时刻表》(2008—2015)手工整理。所使用的地级市工业总产值、人均道路面积、地方一般公共财政预算支出、实际使用外资金额、社会消费品零售总额、人均GDP、工业固定资产投资额、第三产业占GDP比重等数据均来源于2009—2016年《中国城市统计年鉴》(2009—2016)、《中国区域统计年鉴》(2009—2016)，部分城市的个别数据缺失采用均值法进行了补齐。为了消除异方差，对原始数据进行了自然对数化处理。

四、实证研究结果

(一)基准回归结果

使用双重差分双向固定效应模型检验高铁开通对工业集聚的影响。表3显示了回归结果，第(1)-(2)列以“是否开通高铁”虚拟变量作为核心解释变量，系数显著为负，表明是否开通高铁以及高铁车次数对工业集聚都有着显著抑制作用，即开通高铁的地级市与没有开通高铁的地级市相比，工业集聚度显著降低。表3中，第(3)-(4)列以高铁车次的自然对数为核心解释变量估计了高铁开通对工业集聚的影响，估计结果显示高铁车次数越多的地区，工业集聚度越低。从结果中能看到，加入控制变量、地区固定效应和时间固定效应后，每增加1%的高铁车次数，城市的工业集聚度将下降0.013%，其他控制变量回归结果与已有结果一致，此处不再赘述。

表3高铁开通对工业集聚的影响

注：采用Stata14软件估计；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；括号内是稳健标准误，标准误聚类在地级市水平上。下同

(二)稳健性检验

1.更换工业集聚测度方法

为了增强结论的可靠性，本文改变工业集聚度的计算方法，进行了如下稳健性检验：参考林理升和王晔倩(2006)[28]的研究，采用简化的E-G(Ellison and Glaeser)指数来计算各地级市的工业集聚度指数。根据定义，i地区t年的工业集聚度指数agglo_egit为:

(3)

同样使用双重差分双向固定效应模型进行回归，回归结果如表4所示。从回归结果看，无论解释变量为是否开通高铁虚拟变量还是高铁车次数连续变量，在加入控制变量和不加入控制变量两种情况下，其系数均显著为负，说明开通高铁对采取不同方法计算出的工业集聚度的影响方向是一样的，由此可知基准回归的结果是可信并且稳健的。

表4采取简化的E-G指数计算工业集聚度进行回归

2.控制潜在遗漏变量

基准回归的结果表明，高铁开通对工业集聚起到抑制作用。但是，工业集聚水平的降低不仅受到高铁开通的影响，也可能受到我国日趋严厉的环境规制政策的影响，据统计，仅2016年11月，中央环保督察组就关停了上千家工业企业。基于此，参考惠炜和赵国庆(2017)[29]的做法，选择二氧化硫去除量、工业废水排放量、烟尘去除量3个指标加权平均值来衡量环境规制的强度，具体方法如下。

首先，对各单项指标做标准化处理，以消除量纲，将其转换为[0,1]之间的数值，处理方法如下：

(4)

(5)

最后将基准回归模型(1)扩展为：

(6)

表5第(1)-(2)列给出了模型的回归结果显示控制了环境规制变量后，高铁开通影响工业集聚的系数有所上升，但仍显著为负。同时，环境规制和工业集聚之间呈现倒“U”型关系。

3.剔除大城市样本

尽管双重差分法作为政策评估工具较好地避免了政策作为解释变量所存在的内生性问题，控制了因变量和解释变量之间的相互影响效应。但为了保证回归结果的稳健性，此处剔除具有发展优势的大城市样本，仅对高铁线路上的中小型城市进行分析。选取我国综合实力靠前的49个地级市(19个一线城市、30个二线城市)作为大城市将其剔除，回归结果见表5第(3)-(4)列。在剔除大城市样本后，高铁变量的系数仍显著为负，表明本文前述结果是稳健的。

表5稳健性检验

(三)异质性分析

1.分工业类型检验

我国重工业主要包括能源、钢铁、机械、化工等行业，轻工业主要包括食品、纺织、家电等行业。重工业对自然资源依赖性强，需要大量的大型设备和厂房，固定资产投资庞大，因此转移难度大，即使有高铁开通因素的影响，受制于自然资源和固定资产，重工业企业也很难转移到其他区域。反之，轻工业较重工业而言，固定投资少，更看重的是产品创新与产品多样化，其布局受运输成本、社会经济、生产技术的影响较大，能快速转移。为检验高铁修建是否存在对不同类型的工业集聚的影响差异，选取主要的重工业城市和轻工业城市分别进行回归，回归结果见表6。根据2008年轻工业和重工业在当地工业总产值所占的比重，分别选取比重前五的省份为主要轻工业城市(福建、浙江、广东、山东、四川)和重工业城市(山西、青海、甘肃、新疆、陕西)。表6表明，高铁开通对轻工业发达城市的工业集聚度作用显著为负，对重工业城市的工业集聚度没有显著影响，说明高铁开通对不同类型的城市工业集聚度存在差异，与前文分析结果一致。

表6分工业类型检验高铁开通对工业集聚的影响

2.是否有全国规模以上港口

现阶段，不同交通基础设施的互联互通已经成为交通设施网络构成的突出特征，生产生活物质的运输几乎很难由单一运输方式独立完成，而更多是依靠多种交通运输方式之间的分工协作共同完成。事实上，中国在加入WTO后，许多城市(特别是东部沿海城市)的工业企业中相当比例是从事低附加值的加工贸易企业，大多进行来料加工或进料加工，偏好选择在运输成本更低的港口城市建厂，港口城市借助有力条件得到了飞速发展，如上海、广州、南京等，但随之而来的是生产成本的上升。当港口城市及其周边城市高铁开通拉近彼此距离后，由非港口城市通往港口城市的成本降低，因此港口城市的一些工业企业可能倾向于通过转移厂房来降低生产成本，进而引致当地工业集聚度下降。

利用三重差分模型(DDID)，在基准模型中加入工资水平与高铁开通变量的交互项检验高铁开通对港口城市和非港口城市工业集聚的影响是否存在异质性，模型如下：

lnaggloit=β0+β1Xit+β2porti+β3Xit·porti+β4Zit+γt+ηi+εit

(7)

其中，porti为虚拟变量，当 i地级市为港口城市时取1，否则取0，港口城市数据来源于中国港口网官网。其他变量含义同公式(1)。回归结果见表7。结果表明，三重交互项的符号显著为负，说明高铁开通对港口城市工业集聚的抑制作用更大。

表7高铁开通对港口和非港口城市工业集聚的异质性检验

五、影响机制分析

以上研究结果表明，高铁开通对区域工业集聚具有抑制作用。那么是什么原因导致这一现象的产生呢？换而言之，高铁开通抑制工业集聚的传导机制是什么？本文从高铁开通产生的“成本效应”和“资源转移效应”入手来研究影响工业集聚的传导机制。接下来，分别讨论上述两种效应。

首先，高铁开通可以通过“成本效应”来抑制工业集聚。Weber(1997)[30]认为节约劳动力成本是工业区位选择的重要因素。一方面，高铁开通提高了城市之间的可达性(宋文杰等，2015)[24]，将中心城市周围与边缘小城市纳入了一个空间网络中，提升了边缘城市的便利性，降低了企业转移的难度。此时，坐落于具有较高劳动力成本城市的工业企业从节约劳动力成本角度出发，将转移到那些劳动力成本较低的城市；另一方面，根据董艳梅和朱英明(2016)[9]的研究，高铁开通将导致地区工资上升，工业企业迫于经营生产成本的压力，可能做出搬迁的选择，导致工业集聚水平降低。

其次，“资源转移效应”是高铁开通可能对工业集聚产生抑制作用的另一重要机制。一个地区高铁开通后，节省了人们出行的时间，提升了人们选择到该地旅游的意愿度。有学者的研究表明，高铁开通对城市旅游接待人次和旅游收入的增长具有明显的促进作用，能提升沿线城市旅游业的发展(邓涛涛等，2016；于秋阳和杨斯涵，2014)。[31-32]而旅游服务业的扩张会使一个地区有限的生产要素资源从工业部门向旅游业转移，从而挤出工业。Chao et al.(2010)[33]就建立动态模型，模拟论证了旅游服务业的扩张导致工业部门的生产要素资源向非贸易部门扩散，产生了“去工业化”效应。Capó et al.(2007)[34]对以旅游业为主的巴利阿里群岛和加那利群岛进行详细研究，发现已经存在旅游部门扩张而制造业部门收缩的现象。朱希伟和曾道智(2009)[35]建立大国开放经济的一般均衡模型，认为“资源转移效应”对工业发展具有负向挤出效应。

基于上面的讨论，本文认为高铁开通通过“成本效应”和“资源转移效应”对工业集聚产生抑制作用，如果该机制存在，那么可以推测在劳动力成本较高和旅游业较发达的地区，高铁开通对工业集聚的影响程度会更大。

考虑到使用交互项可以捕捉到传递机制，借鉴相关文献的做法(魏楚和郑新业，2017；许和连和王海成，2018)[36-37]，采用简化的模型，引入高铁开通变量与传导变量(劳动力成本和旅游业发展)的交互项来捕捉传导机制。模型设置如下：

lnaggloit=β0+β1Xit+β2lnQit+β3Xit·lnQit+β4Zit+γt+ηi+εit

(8)

其中，Qit为传导变量劳动力成本和旅游发展水平，由于目前没有反映劳动力成本的直接数据，借鉴詹新宇和方福前(2014)[38]的研究，用地级市城镇单位就业人员平均工资水平(wageit)作为劳动力成本的度量指标，数据来源于《中国城市统计年鉴》。在衡量地区旅游发展水平时，借鉴汪德根等(2015)[39]的研究，采用该地区5A级旅游区的数量，数据来源为国家文化和旅游部网站。为保证结果的可靠性，回归前对交叉项中的传导变量数据进行了中心化处理。其他变量含义同公式(1)。利用公式(8)，可以考察开通高铁是否会通过“成本效应”和“资源转移效应”渠道来影响工业集聚度。其中，β1反映高铁开通对工业集聚的影响，β3反映渠道Q的变化是否会加大或减小高铁开通对工业集聚的抑制作用。若β3大于零，说明渠道H的增加减弱了高铁开通对工业集聚的抑制作用，反之若β3小于零，则说明渠道H的增加加强了高铁开通对工业集聚的抑制作用。估计结果见表8。

本文重点关注高铁开通变量与劳动力成本和旅游发展变量的交互项。首先，高铁开通(是否开通高铁虚拟变量、开通高铁车次数)变量与劳动力成本变量的交叉项，估计系数均显著为负，这表明劳动力成本的上升会增强高铁开通对工业集聚的抑制作用，即“成本效应”机制存在。其次，高铁开通(是否开通高铁虚拟变量、开通高铁车次数)变量与旅游发展变量(AAAAA级景区的数量)的交互项系数为负，但不显著，说明旅游业的发展不能明显加强高铁开通对工业集聚的抑制作用，即 “资源转移效应”的传导机制不能解释高铁对工业集聚的影响作用。综合以上分析结果表明，高铁开通主要通过“成本效应”对地区的工业集聚产生抑制作用。当然，高铁开通对工业集聚的抑制作用可能还通过其他一些机制如人力资源流动、工业用地价格变化等来实现，这些问题值得在以后的研究中进一步讨论。

表8开通高铁对工业集聚度影响机制分析

注：采用Stata14软件估计；*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；括号内是稳健标准误，标准误聚类在地级市水平上；加入了时间固定效应和地区固定效应

六、结论与政策建议

本文以高铁开通为背景，利用2008—2015年282个地级市面板数据，采用双重差分法检验高铁开通对工业集聚程度的影响。研究结果显示：高铁开通确实会促使工业企业分散，抑制了工业集聚度，且对工业集聚度的影响效应具有异质性，对轻工业城市的工业集聚度影响显著为负，对重工业城市影响则并不明显；港口城市因素叠加，加强了高铁开通对工业集聚度的抑制作用。并进一步证明，形成这种抑制效应的一种重要作用机制为“成本效应”，即高铁增强城市可达性后，工业企业从节约生产成本的角度出发，倾向于向劳动力成本更低的地区转移。

高铁带动的工业重新布局与我国的供给侧结构性改革有着紧密联系，其政策含义体现在四个方面：一是高铁开通打破了区域经济发展中原有的基础交通、物流运输等格局，带动了生产要素和资源在沿线的重新配置，进而引导相关产业重新布局、整合，由此将同时创造出基础设施和房地产的投资机会，带动我国经济发展。二是高铁引致的资源再配置效应首先作用于劳动密集型产业领域，随着东部地区工业企业的分散转移，中西部地区应抓住国家大力发展高铁的机遇，吸引工业企业建厂投资，实现劳动密集型工业的集聚，并在此基础上不断培育和发展技术密集度更高的工业。东部工业基础较好的地区应发展自己优势产业，大力推动跨地区、跨所有制的企业重组，将生产要素配置到附加值更高的工业，优化产业结构。三是劳动力成本上升即是压力也是动力，能促使企业更多地考虑技术、工业升级换代，工业企业应在提高人力资本质量的同时，提升创新能力，通过创新开创新局面。四是港口城市要充分发挥港口优势，加快产业转型升级，建设文化、科技、金融强市，大力提升城市功能。