高铁开通对城市绿色发展的影响机制

郭金忠, 迟乔木, 李墨馨, 马 欢

(新疆财经大学 信息管理学院, 乌鲁木齐 830012)

0 引 言

如今,我国的经济发展模式正由高速发展向高质量发展转变,实现绿色发展这一目标成为经济高质量发展的必然要求[1],而交通基础设施升级在此过程中发挥着重要作用[2]。作为一种新兴的交通基础设施,高铁自开通运营以来,经过多年的发展建设,截至2021年底,运营里程突破4万km,占世界的2/3,位居世界第一[3],我国也正式迎来了“高铁时代”。高铁作为一种高效率、低污染的现代交通方式,不仅促进了城市间的地理通达性,推动了城市间的产业结构逐步向合理化与高级化转变,还节约了各城市的能源消耗量,从而提高了当地的空气质量,顺应了当今绿色发展的时代要求[4]。

在我国高铁建设稳步发展的背景下,国内外学者认为高速铁路的影响体现在了经济增长、环境保护、区域创新、产业结构、人口规模、公司治理、溢出效应等多个方面。高波和王紫绮[5]认为高铁开通主要通过改善劳动力的空间配置效率以及降低劳动力的流动成本来提升城市经济的增长质量,且这种影响是持续的。对于高铁开通的环境效应,Dalkic等[6]通过研究土耳其高铁发现,高铁使用的化石能源较少,从而促使碳排放量下降。Luo等[7]认为城市道路密度日益提升,高铁的出现提高了运输效率,缓解了城市道路的交通压力且可以促进节能减排。李涛和刘国燕[8]指出,在高铁开通后,研发要素流动对绿色创新效率的促进作用显著增强,且研发人员流动的直接效应更加明显。李静等[9]认为高铁开通可能会导致中小城市的人口外流,从而加剧其人口空心化程度。

对高铁开通的影响效应的研究如火如荼,但大多数研究仅局限于某个经济圈或城市群的样本范围,或者仅局限于某个单一方面的影响效应,而同时考虑经济发展与环境保护,将全国的地级及以上城市作为研究样本来考察高铁开通对绿色发展内在作用机制的相关研究较少。故本文将高铁的经济效应与环境效应结合起来,使用中介效应和调节效应等研究路径,着重分析其内在的影响机制。研究发现:高铁开通能够通过促进产业高级化来提升我国城市的绿色发展水平;绿色创新同样可以提升绿色发展水平,在中小城市及地级市中与高铁的影响效应争相发挥作用,从而拓宽了原有的研究视角,为不同城市的影响机制提供了微观证据,并对不同类型的城市未来发展提出更加具有针对性的建议。

1 理论分析与研究假设

随着当今社会经济增长与环境保护矛盾的日益突出,如何将二者有机结合起来,实现绿色发展已经成为当前的热点话题,本文分别从产业高级化的中介效应、绿色创新的调节效应等路径来探究高铁开通对绿色发展的内在作用机制。

绿色发展以经济、社会与环境的可持续发展为目标,坚持人与自然和谐共生[10],即要将发展经济与保护环境并重。现有研究的共识是高铁的开通促进了人才、物资、信息等要素的跨区域流通速度,降低了各个城市间的沟通成本,刺激了经济的增长。牛斐和吴晓峰[11]指出,高铁的开通极大地促进了地区间的要素流动,有盘活市场的作用。而对于环境效应,一方面,高铁列车是一种绿色环保的交通运输工具,其自身的低能耗性会为城市带来节能减排效应;另一方面,高铁替代了传统的运输方式,它的效率化特性压缩了运营时间,缓解了公路运输的交通拥堵,间接改善了环境治理。张永庆和张金月[12]指出长江经济带流域的环境污染程度在高铁开通后显著下降。因此,本文提出第1个假设:

H1 高铁开通能够显著促进城市的绿色发展水平。

高铁开通会提升我国城市化水平,以工业为主导的企业如果选择在人口聚集的区域从事标准化生产,就要支付较高的地租与工资,这会造成集聚效益下降,引发第二产业区位转移至成本更低的郊外,进而助力环境友好型产业在市辖区中集聚,从而可以改变城市的产业结构,通过产业高级化来提升当地的绿色发展水平。霍鹏和魏剑锋[13]指出,高铁促进了城市间知识密集型服务业的集聚,推动了其在一定区域内的均衡布局。刘勇政和李岩[14]认为,高铁开通对周边城市带来了正向的溢出效应,优化了城区内的产业结构,推动了第三产业快速发展。因此,本文提出第2个假设:

H2 高铁开通可以通过促进城市产业高级化,进而提升城市绿色发展水平。

曲峰庚[15]结合近些年对绿色发展理论与应用的研究成果,将绿色创新划分为绿色产品创新与绿色技术创新等。我国幅员辽阔,受经济基础、历史文化和行政体制等因素影响,有些地区政府对生态保护极为重视,对绿色节能产品与绿色创新技术需求较大,并鼓励当地企业通过生产新产品、使用新技术来带动绿色发展水平,其与高铁开通带来的影响会争相发挥作用;而相反,有些地区的经济发展模式以粗放型经济为主,绿色创新在当地的效果有限,并不一定会受到高铁开通的积极影响。因此,各地区的交通网络化程度不同,绿色创新发挥的调节效果也有差异。因此,本文提出第3个假设:

H3 绿色创新可以提升绿色发展水平,在部分地区对高铁开通的影响效应产生负向的调节效果。

2 研究设计

2.1 数据来源

本文选取2008—2019年我国285个地级及以上城市的面板数据作为研究样本(为保证面板数据的完整性,暂不考虑研究年份间新增的地级市)。各地级及以上城市的数据主要来源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》以及各城市的统计年报等,高铁数据来源于中铁集装箱公司网站以及地方铁路局网站等。

2.2 回归模型

大多数学者在公共政策研究中青睐双重差分法,本文借鉴吉赟和杨青[16]所使用的双重差分模型,以各城市的绿色发展水平作为被解释变量,以高铁开通作为解释变量,建立双向面板固定效应模型(1)～(5):

其中:GD为被解释变量green dovelopment,即城市绿色发展水平;HSR为核心解释变量,即高铁开通high-speed.rail;IU表示中介变量industrial upgroding,即产业高级化;GI表示调节变量green innovation,即绿色创新;Control表示控制变量;i和t分别代表城市与年份;λ和η分别表示城市与年份的固定效应;ε代表扰动项。模型(1)为基准回归模型,模型(2)和(3)为中介效应及其检验模型,模型(4)和(5)为调节效应及其检验模型。

2.3 变量说明

2.3.1 被解释变量

表1 绿色发展水平指标体系Table 1 Green development level indicator system

本文的被解释变量为GD,参考汪克亮等[17]的做法,使用DEA方法来测算绿色发展水平,其中投入与产出的指标体系见表1。借鉴刘长青等[18]的研究,对资本存量使用“永续盘存法”来估算,将资本折旧率设定为10.96%,并以2007年为不变价对数据进行平减。

2.3.2 核心解释变量

本文的核心解释变量是HSR,主要考察一个城市是否开通高铁的状态,采用虚拟变量来衡量。若某城市为“已开通”,则该城市在开通当年及之后各年均取值为1,否则为0。若某城市为“未开通”,则均为0。

2.3.3 中介变量与调节变量

对于中介变量,本文参考万相昱等[19]的做法,将各城市的第三产业与第二产业增加值之比来表征IU。根据数据的可得性,对于调节变量GI,采用各地级及以上城市的绿色发明专利申请数与绿色实用专利申请数这2个指标之和并取对数来衡量。

2.3.4 控制变量

对于各控制变量,本文参照Zhang等[20]和冉启英等[21]的研究,引入如下控制变量:1)政府干预(government regulation,GR)。本文以各地政府财政支出来衡量。2)人口密度(population density,PD)。考虑到我国不同城市的行政区域面积与人口数量差异较大,采用人口密度指标,即以该城市行政区域内每单位面积的人口数来表示。3)金融发展水平(finance development level,FDL)。本文采用年末金融机构贷款余额来衡量。4)互联网普及程度(internet penetration,IP)。本文以互联网用户的接入数来衡量。5)对外开放度(opening degree,OD)。本文以外商直接投资额来衡量。6)居民消费水平(household consumption level,HCL)。本文以社会消费品零售总额来表征。为控制异方差带来的影响,以上所有指标均取对数处理,描述性统计见表2。

表2 描述性统计Table 2 Descriptive statistics

3 实证分析

3.1 基准回归与机制检验

3.1.1 基准回归

高铁开通对绿色发展水平的影响效应及其内在的作用机制回归结果见表3。

表3 基准回归与机制检验Table 3 Baseline regression and mechanism testing

表3中第2列为基准回归结果,β1的估计系数在1%的水平下显著为正,说明高铁开通可以正向促进城市的绿色发展水平, 由此也验证了H1成立;对于各控制变量, GR的估计系数并不显著, 说明地方政府对经济的干预与环境规制的强度在减弱, 这也充分体现了市场在资源配置中的决定性作用,政府要充分发挥宏观调控作用; PD的估计系数正向且显著, 表明人口的集聚效应为城市注入了新鲜血液, 给城市绿色发展带来了活力; FDL的估计系数显著为正, 这是由于各地的金融部门把环境保护作为基本政策, 其在当地的绿色发展中发挥了重要作用;IP的估计系数显著为正,说明经济发展与环境治理离不开网络的发展, 网络越密集的地方,发展水平越高; OD的系数并不显著, 说明对于外商直接投资引进的新产品与新技术还没有很好地引导企业进行绿色生产, 需要进一步加强; HCL的估计系数并不显著,由于我国居民的消费能力在近些年才刚刚起步, 短期内的影响效应有限, 日后要积极引导居民绿色消费。

3.1.2 机制检验

上述基准回归结果表明,高铁开通能够正向促进城市的绿色发展水平。如以上理论分析所述,高铁开通能够加快各要素跨区域的流通速度,促进城市间的绿色产业集聚,产生高新知识与技术的溢出,使各个城市的主导产业从农业化、工业化向服务业化转变,所以高铁会通过促进当地产业高级化来提升城市的绿色发展水平。为检验产业高级化这个中介效应是否存在,参考陈伟等[22]的研究,采用逐步回归法,利用全样本,分别对模型(2)和(3)进行回归,结果见表3的第3与4列。观察γ1和α2的显著性,二者均显著为正,且β1大于α1,表明中介效应显著,验证了H2成立,高铁开通显著促进了城市产业高级化,进而影响了城市绿色发展水平。

通过对模型(4)和(5)的回归,结果见表3的第5与6列。δ1显著为正,说明绿色创新的产出对绿色发展水平也有显著的促进作用,而HST与GI的交乘项,即θ3显著为负,表明城市绿色创新负向调节高铁开通对绿色发展水平的影响。这是由于一个城市的绿色发展水平会受多种因素的影响,交通基础设施升级的影响效应只是其中一个方面,绿色创新直接表现为新产品以及新技术,新产品主要表现为环境友好型产品,可以倡导当地居民绿色消费,新技术主要应用于企业自身的经营生产,新技术的进步可以促使企业绿色生产,并提升企业的生产效率,增加其单位时间的产出,这显然有助于提升城市的绿色发展水平。

3.2 稳健性检验

3.2.1 平行趋势检验

由于多期双重差分模型需要满足平行趋势检验,故本文借鉴姚震宇等[23]的研究,构造一组刻画高铁开通年份的虚拟变量,并对模型(6)进行了平行趋势检验。模型(6)如下所示:

(6)

式中:θ表示开通高铁城市当期产生的影响;θ-τ表示高铁开通前τ期产生的影响;θ+τ表示高铁开通后τ期产生的影响。因此,当年份为高铁开通的当期时,Di.t=1,否则Di.t=0。

如图1所示,t表示城市高铁开通当期的虚拟变量,t-3～t为开通高铁前的虚拟变量。其中,t-1表示开通前一年记为1,其余为0;t-2同理,以此类推;t+1～t+6则为开通后的虚拟变量。通过图1分析,该多期双重差分模型通过了平行趋势检验。

图1 平行趋势检验Fig.1 Parallel trend test

3.2.2 其他稳健性检验

本文通过上面几个方程来进行稳健性检验:1)采用Tobit模型回归。参照赵领娣和王小飞[24]的做法,观察核心解释变量的显著性,结果见表4第2列。HSR的估计系数显著为正,可以初步判定上述结论是稳健可靠的。2)滞后效应。由于高铁的影响效应可能会存在一定的滞后性,故本文将GD与HSR各滞后一期并代入方程回归,结果见表4第3列。3)采用混合OLS与随机效应模型回归,结果见表4的第4与5列。核心解释变量,即HSR均显著为正,故本文结论具有稳健性。

表4 稳健性检验Table 4 Robustness tests

3.3 异质性分析

为了考察高铁开通对城市绿色发展水平的影响,本文使用双重差分模型得到初步结论。然而考虑到城市绿色发展水平受多种因素影响,我国不同城市在经济基础、发展规模以及区域影响力等方面差异较大,本文将研究样本按人口规模与行政等级来进行分组,以绿色创新为调节变量,进一步分析高铁开通对沿线各城市绿色发展水平的影响机制。

3.3.1 按人口规模划分

通过文献梳理发现,高铁开通的影响效应会受到城市规模的影响而存在异质性,故本文依据不同城市的市辖区人口数量,以1 000万、500万、100万为界,将样本分为超大城市、特大城市、大城市与中小城市4个组来进行回归,结果见表5第2列至第5列所示。研究发现,HSR在城区人口在500万以下的大城市与中小城市组的系数分别为1.053和1.879,且正向显著,这表明高铁开通对绿色发展水平的促进作用主要体现在大城市与中小城市,而对超大城市与特大城市的影响不明显。这是由于人口规模超过500万的城市本身人口较为集中,而高铁开通又将导致更多人口集中于此,造成当地的要素价格上升,流通速度下降,高铁的影响效应反而被挤压;而中小城市在当地开通高铁后,有着便利的交通条件来承接大城市的产业转移,推动了当地的产业结构转型与升级,依靠“后发优势”提升了绿色发展水平。

表5 按人口规模划分Table 5 Sample division by population size

绿色创新对于超大城市与中小城市的绿色发展水平呈现显著正向影响,而在特大城市中表现出抑制作用,这是由于超大城市聚集了我国大部分的创新高地,具有优越的创新环境,高铁开通会进一步吸引优质的创新资源聚集,当地市场化程度高,有利于企业将绿色创新的技术与成果扩散到下游行业,对绿色发展起到了正向促进的作用;而中小城市自身科研基础薄弱,高铁开通使其能够吸收大城市的先进技术,绿色发展水平在短期内获得明显提升。在大城市中,人口规模处于中间水平,绿色创新的变现能力一般,所以影响力还不够;而特大城市是在向超大城市看齐的发展阶段,其绿色发展水平的影响因素极为复杂,绿色创新如果没有抓住提升发展水平的关键增长点,就会起到阻碍的作用;绿色创新在中小城市会起到负向调节的作用,说明中小城市发展潜力巨大,努力提升其影响因素的任一方面,都会对绿色发展水平起到明显的促进作用。

3.3.2 按城市等级划分

城市行政等级的差异往往会带来地方自主权、市场要素占有以及企业规模等方面的差异,本文依据城市等级将我国285个城市划分为直辖市、副省级市以及地级市3个组。回归结果见表6第2列至第4列,其中,地级市HSR的估计系数显著为正,这是由于高铁的开通为地级市带来了更多的要素资源,为其营造了良好的发展环境,而直辖市与副省级市的交通条件相对来说较为稳定,所以高铁开通带来的影响效应不明显。GI在地级市样本中对绿色发展水平起到了正向促进作用,而在直辖市与副省级市的样本中并不显著,这是由于近年来,绿色创新资源在城市间加速流通,改善了大部分地级市原有的创新环境,为绿色发展水平带来了不容小觑的影响;对于行政级别较高的城市来说,其经济与技术发展水平走在我国前沿,绿色创新易遭遇瓶颈,自身产生突破性提升的难度远远大于普通地级市;由于HSR# GI系数为负向显著,可以判断绿色创新会缓解高铁的影响效应,这是由于在地级市中,高铁开通与绿色创新均为当地绿色发展水平的影响因素,而在行政等级高的城市中,政府的命令性规范较强,使其创新驱动发展的作用衰减,所以调节效应并不明显。对于直辖市与副省级市来说,想要进一步提升其绿色发展水平是一个漫长的过程,仅依靠交通基础设施的升级或者加大绿色创新的投入还远远不够。

表6 按城市等级划分Table 6 Sample division by city hierarchy

综上所述,高铁开通与绿色创新对城市绿色发展水平的影响存在地域异质性,高铁开通带来的积极影响主要体现在大城市、中小城市与普通地级市,在中小城市与地级市中,由于有绿色创新对城市绿色发展水平的促进,高铁开通对城市绿色发展的积极影响被遮掩,因此验证了H3成立。

4 结论与建议

4.1 结 论

本文以城市的高铁开通为背景,选取2008—2019年中国285个地级及以上城市的面板数据为研究样本,首先通过DEA方法测算城市的绿色发展水平,进而评估了高铁开通对城市绿色发展水平的影响及其内在的作用机制,并进行了稳健性检验,最后通过异质性分析,将285个城市按照人口规模与城市等级来进行分组回归。研究发现:从全样本来看,高铁开通对城市绿色发展具有正向促进作用,这意味着开通高铁的城市绿色发展水平明显高于未开通高铁的城市,且这一结论经过稳健性检验仍然成立;城市开通高铁可以通过促进当地的产业高级化来提升城市绿色发展水平;绿色创新可以显著提升城市绿色发展水平且存在异质性,在中小城市与地级市中,绿色创新对高铁开通的影响效应起到了“替代”作用。

4.2 建 议

由于高铁的福利涉及到多个方面,本文给出如下建议:1)我国应继续推进高铁建设,构建全国一体化高铁网络,尤其要加强人口聚集地区的高铁网络密集度,进一步发挥高铁对城市绿色发展水平的促进作用;2)由于当前各地市辖区的环境污染较为严重,政府应该积极引导重污染型制造业向人口较为分散的郊区迁移,降低其规模效益,并积极引进环境友好型产业在市中心集聚;3)考虑到高铁开通与绿色创新的影响效应主要集中在中小城市以及地级市,为缩小地区间的发展差距,我国应从整体出发,优化高铁网络布局,以中心城市为节点,发挥其辐射效应,加大对外围城市的投资力度,鼓励当地政府积极引导高铁建设;4)由于高铁开通后呈网络状运行,对于区域中心城市,应积极带动其周边城市形成一定规模的区域城市群或经济圈,提高小区域范围内高铁网络的密集度,合理规划该区域内的产业结构,大力发展环境友好型产业;而对于外围城市,要激发其绿色创新的活力,提高当地政府对人才引进的福利待遇,对高校与科研院所的创新补贴要稍加倾斜。在高铁网络的带动下,我国未来应该把提高各个城市群或经济圈的竞争力作为重要发展方向,共同促进绿色发展。

致谢感谢新疆财经大学科研基金项目(2019XYB006)的支持。