高铁开通促进了城市绿色转型吗？

胡浩志 孙立雪

(中南财经政法大学，湖北 武汉 430073)

孙立雪(1996--)，女，河南郑州人，中南财经政法大学经济学院博士生。

当前，积极推动城市绿色转型已成为趋势，其对建立健全多层次绿色低碳循环发展经济体系、实现碳达峰与碳中和目标至关重要。如果说传统的城市发展采取的是物质规模与空间无限扩张的发展战略的话，那么城市绿色转型就是一种要实现物质规模与空间有节制，以经济增长和环境承载力双重提升为目的的城市发展模式。已有研究表明，中国推动绿色转型具有制度优势、后发优势和超大规模经济体优势(王一鸣，2019)。交通基础设施产生的外部性或直接或间接地会对环境产生影响(张明志 等，2019)。因此，考察高铁开通对城市绿色转型的影响具有重要的理论价值和现实意义。

一、文献回顾

(一)高铁开通与城市绿色发展的相关研究

随着绿色发展议题逐渐受到关注，学者们对高铁的环境影响进行了不少研究。其中，有关高铁开通对城市绿色发展的影响，现有研究得出了完全相反的两种结论，下面分别展开论述。

第一，高铁开通对城市绿色发展有积极影响。Yue et al.(2015)认为高铁属于绿色交通，是绿色可持续发展政策在交通建设方面的实际体现，本身具有高清洁和低能耗特性(祝树金 等，2019)，在实际运营中能够直接降低环境污染，从而影响绿色发展。Chang et al.(2019)以北京—石家庄高铁线路为研究对象，计算发现高铁可以显著降低温室气体排放。另外，高铁开通可以有效提高中心城市高端服务业集聚程度(宣烨 等，2019)，实现产业结构优化升级，有效降低污染排放(Yang et al.，2019)；当经济集聚到达一定程度后其还具有环境“自净”功能(李炫榆 等，2015)，有利于降低单位工业产值的污染排放(陆铭 等，2014)。张华等(2019)研究发现，高铁开通能够通过规模效应、结构效应和技术效应三条途径有效降低地表PM2.5浓度。

第二，高铁开通对城市绿色发展有消极影响。高铁可能更多地促进沿线大城市的经济发展，导致沿线中小城市经济要素外流并扩大地区之间的经济差距，从而在一定程度上加剧城市生态效率的不平衡和不协调(罗能生 等，2019)。Jia et al.(2021)发现，大城市和资源型城市的高铁服务强度较高，不利于减少邻近城市的二氧化碳排放；并且当经济集聚程度大于某一值后，其表现出的抑制效应、产出下降等负外部性会降低绿色经济效率(林伯强 等，2019)。另外，高铁还会通过创造效应带来新的出行者和出行需求，加剧能源消耗，对环境产生不利影响(张华 等，2019)。

(二)城市绿色转型的相关研究

随着环境问题日益突出，城市绿色转型逐渐受到关注，本文将从三个维度对相关文献进行梳理。

首先，地区层面的研究。当前，林卫斌等(2016)认为中国经济发展绿色转型的形势不容乐观：一方面，东部发达地区仍没有完全探索出一条可持续的经济发展绿色转型之道，经济发展的绿色化程度没有得到持续提高；另一方面，西部地区面临着经济增长与绿色发展的平衡问题，经济发展方式的绿色转型面临较大压力。尽管绿色转型是实现中国资源型城市高质量发展的必然选择(朱远，2011)，但长期高能耗的经济增长模式，致使非清洁生产及其技术研发存在资源和市场优势，清洁生产与技术创新激励不足(王林辉 等，2020)，使得城市转型困难，绿色发展受阻。

其次，不同城市的研究。由于存在资源匮乏问题，资源型城市会较早面临城市转型，因此相关研究主要围绕其展开。有研究表明我国资源型城市转型效率不高(方杏村 等，2016)，绿色转型进程普遍较慢(曾贤刚 等，2018)，多数仍处于绿色转型的初级和中级阶段(赵洋，2020)，达到综合效率最优的城市较少(孙威 等，2010)。造成以上现状的主要原因可能是中国资源型城市在长期的资源开发利用过程中产生了严重的资源依赖，城市生态环境日益恶化，从而使得可持续发展能力不断降低(赵洋，2020)。另外，针对特定主体，也有学者进行了相关研究。如许亚宣等(2016)基于中国城市绿色发展指数，对中原经济区资源环境的绩效进行了评价；丁兆罡等(2019)通过构建城市绿色转型模糊综合评价模型，发现淮南市绿色转型效果一般；黄羿等(2012)从宏观城市建设、中观产业发展和微观技术创新三个层次出发，综合评价了广州市的绿色发展现状。

最后，绿色转型的不同测量方法研究。当前，衡量绿色转型尚未有统一标准。一方面，就计量方法来说，起初在经济增长和绿色转型的测算中，彭星等(2015)采用绿色全要素生产率进行度量，韩晶等(2014)采用绿色全要素生产率对经济增长的贡献率进行度量，而卢强等(2013)采用经济增长与污染排放的脱钩指数进行度量。后来，随着计量模型的进一步发展，学术界开始使用数据包络法、层次分析法、模糊数学法和熵值法等一系列综合方法进行测算。另一方面，就绿色转型体系来说，有不少学者从不同视角出发建立了绿色转型评价综合指标体系。如肖贵蓉等(2016)基于驱动力、影响、状态、响应和压力等五个方面共46个指标，建立DPSIR模型对山西省太原市绿色转型状况进行评价；李佐军(2012)从增绿能力、资源结构优化能力、竞争力、减排能力、资源节约能力等五个方面构建绿色转型指标体系。

基于此，本文以高铁开通为研究视角，引入空间经济学和双重差分理论，通过构建城市绿色转型指标体系，利用2005—2019年中国284个城市空间面板数据来分析城市绿色转型的空间异质性，并研究高铁开通对城市绿色转型的影响。与现有文献相比，本文可能的创新点主要有：第一，现有文献主要关注高铁开通对地区或城市环境、污染排放以及生态效率的影响，而对城市综合发展的研究不足。本文研究不仅丰富了高铁开通经济后果方面的相关文献，而且拓宽了城市绿色转型影响因素方面的思考。第二，分析了高铁开通影响城市绿色转型的作用机制，发现人口流动在其中起到了中介效应，深化了对高铁开通影响效果的研究。第三，现有关于高铁开通与地区环境、污染排放的研究，较少考虑空间影响。本研究在现有高铁研究的基础上，考虑了空间自相关性的影响，引入了空间滞后项，构建了具有针对性的空间双重差分模型，并通过实证研究证实高铁开通对城市绿色转型具有一定的影响力，丰富了高铁开通空间层面的研究。

二、理论分析与研究假设

(一)城市绿色转型理论基础

城市绿色转型是一种以经济增长和环境承载力双重提升为目的的城市发展模式，需要实现由内到外的全面转型，因此本文将城市绿色转型细化为经济转型、社会转型和环境转型三个维度，综合研究其转型态势。

第一，经济转型。产业结构是城市经济发展状况的重要表征，克服要素市场扭曲是维持中国绿色经济持续增长的关键(宋马林 等，2021)。中国主要环境污染来自第二产业，产业结构调整是城市绿色转型的重要动力。当前，重点城市进行绿色转型，面临着产业结构调整升级、高能耗高排放产业迁移搬出、人民居住环境有待改善等问题。一方面，当前资源型城市内部产业结构调整困难，第二产业的变动意味着人口就业与经济增长双重城市动力的改变，这很大程度会影响城市高质量发展，而绿色产业的动力弥补又需要一定时间，因此该类城市大多缺少绿色转型内部动力。另一方面，处于衰退期的资源型城市又面临着产业结构亟需调整的现状，资源的自然禀赋是资源型城市发展的动因，但是资源的不可再生性使得该类城市需要尽快实现绿色转型，从而产生了外部压力。基于此，本文经济转型主要关注城市三大产业结构调整与资源型城市经济动能的转换。

第二，社会转型。当前，中国多数城市已将城市绿色转型提上日程，通过出台多样化、具有针对性的措施增加城市绿色转型的社会动力。如北京市通过鼓励“近零碳示范区”建设、碳排放权交易市场建设、能源清洁化改造、节能产品补贴、压减燃煤等行动，推动碳排放强度降低(1)详见“碳减排加速北京绿色发展”，http://www.xinhuanet.com/politics/2021-03/04/c_1127165121.htm。，促进城市绿色发展。《深圳市碳排放达峰、空气质量达标、经济高质量增长协同“三达”研究报告》指出深圳市以碳排放达峰、空气质量达标、经济高质量增长的“三达目标”为引领，不断推动产业结构转型优化和行业内部高级化。南昌市正式实施的《南昌市低碳发展促进条例》，主要包含转变发展模式、减少温室气体排放、执行建筑节能标准、推广新能源汽车、鼓励低碳农业等内容，使得社会转型具备了法律保障。以上社会转型力量主要来自政府出台的相应措施或者给予的适当补助。基于此，本文社会转型主要关注城市绿色产业投资等政府措施。

第三，环境转型。2006年以来，中国政府在全国范围内积极推行促进节能减排的政策与措施，虽取得了减碳降污、政策创新的成效，但不少城市仍存在内生动力不足、依赖政府政策规制、城市间协作度不高等问题(庄贵阳 等，2021)。基于此，本文环境转型主要关注城市自身内循环，聚焦减少污染排放和增加绿色治理等措施的实施效果。

(二)高铁开通对城市绿色转型的影响分析

本文认为高铁开通对城市绿色转型会产生正反两方面的影响。

高铁开通能够通过带动人口流动发挥劳动力的就业储备池效应、人口集聚效应以及经济增长效应，进而推动城市绿色转型。首先，高铁开通能够发挥劳动力的就业储备池效应，为城市绿色转型提供人力支持。人力资本是第一生产要素，城市绿色转型离不开人力资本的支持。高铁开通通过促进人口流动，可以为城市绿色转型提供源源不断的智力支持，同时，人口流动还会促进绿色技术创新，产生知识溢出效应，从而为城市绿色转型提供技术支持。另外，人口流动还会促进城市第三产业发展，有助于产业结构调整(Lin，2017)，从而带动城市绿色转型。其次，高铁开通能够带来人口集聚，而人口集聚则可以产生规模经济效应和产业协同效应，从而带动城市绿色转型。一方面，人口集聚带来的规模经济效应可以大幅降低生产成本，提高能源利用效率；另一方面，人口集聚带来的产业协同效应可以提高生产效率，降低污染排放。另外，随着人口的流入和社会的发展，居民对生活环境质量更加重视，从而倒逼政府加大环境规制力度，降低污染排放，促进绿色发展。最后，高铁开通通过带动人口流动促进城市经济发展。一方面，城市经济的发展必然会对环境保护提出更高的要求，从而促进污染排放的降低；另一方面，随着城市经济的发展，地方政府也有足够的财力支持绿色产业投资，大力发展清洁产业(徐斌 等，2019)，进而实现城市绿色转型。由此，本文提出：

假说1：在其他条件不变的情况下，高铁开通能够促进城市绿色转型。

高铁开通会通过增加污染和加剧城市建设脱节等方式对城市绿色转型产生负向影响。一方面，高铁开通会给城市带来一定的污染。在高铁建设过程中所采用的钢铁、水泥、塑料、混凝土、减震原件等材料均来自高耗能、高污染生产部门，从而造成了大量污染(王群勇 等，2021)，而且这种污染会因为原材料供给方与最终需求方的地理位置不同而实现空间转移，从而对城市绿色转型产生跨区影响。另外，高铁在运行过程中还会产生噪音、振动、电磁辐射、污水及固体废弃物等，这会进一步影响沿线城市的生态环境。另一方面，高铁建设与城市发展的不同步会影响城市绿色可持续发展。当前我国人口城市化显著滞后于空间城市化(谢冬水，2017)，人口集聚不足显然无法消化“超前”的高铁建设；而我国地方政府在城市开发过程中对土地资源的垄断配置和对土地出让收入的高度依赖(张绍阳 等，2017)又可能会使得交通基础设施过度供给。这两方面合力会导致城市建设脱节，造成交通资源浪费、房价和地价上涨、供需结构错配，进而导致城市经济效率损失，影响城市绿色转型。由此，本文提出：

假说2：在其他条件不变的情况下，高铁开通会抑制城市绿色转型。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2005—2019年中国284个地级及以上城市为研究对象，在初始样本的基础上，进行了如下处理：(1)为保持空间连续性和便于分析，剔除个别时序不统一的城市；(2)利用平均增长率补齐法、均值插补法、多重插补法等方法修正和完善个别异常或缺失的数据。经过以上处理，最终得到4260个样本数据。其中，城市数据主要来源于《中国城市统计年鉴》《中国环境统计年鉴》《中国能源统计年鉴》以及CSMAR数据库；高铁数据根据中国高速铁路“四纵四横”客运通道以及城际快速客运系统手工整理得到。

(二)模型设计与主要变量说明

1．基准模型设计

本文参考刘传明等(2020)的模型设定，将高铁开通视为一项准自然实验，以各个城市高铁开通时间作为政策冲击时点，按照样本期间是否开通高铁将样本分为处理组和对照组。其中，已开通高铁的城市为处理组，尚未开通高铁的城市为对照组。在此基础上，构建如下双重差分模型：

Yit=β0+αHSRtreatedit+βXit+δi+εi

(1)

其中：Yit为各城市t年的城市绿色转型指标；HSR是高铁开通的虚拟变量；treated为是否开通高铁的哑变量；HSRtreated为HSR与treated的交互项，是本文关注的重点，表示政策净效应；Xit为控制变量集；δi为时间效应，εit为随机扰动项。

2．空间模型设计

参考相关研究(李婧 等，2010；陶长琪 等，2014；夏海波 等，2021)，在式(1)的基础上，本文选用了能够将经济活动的空间相关性考虑在内的空间双重差分模型，具体形式如下：

(2)

3．机制检验模型

Yit=α+βHSRtreatedit+γXit+μi+νt+εit

(3)

(4)

(5)

4．城市绿色转型度量

参考相关研究(徐美 等，2015)并结合绿色城市的发展特征，本文构建如表1所示城市绿色转型指标体系。

表1 城市绿色转型指标体系

为了保证测算结果的客观准确，需要对指标体系进行简化处理，以避免冗余信息和弱变异性指标对结果的干扰。具体处理步骤如下：

(1)城市绿色转型数据的标准化

因为缺乏相应的参考评价标准，本文只研究城市绿色转型的动态变化，为增强城市绿色转型数据的可比性，首先进行数据的标准化处理，表示如下：

(6)

(7)

式(6)和式(7)中，maxXit与minXit分别为指标的最大值与最小值。

(2)确定绿色转型单项指标的权重

目前国内外关于指标权重确定的方法各有优缺点，为更客观地对城市绿色转型进行定量评价，本文采用熵权法进行分析。具体方法如下：

(8)

(3)计算城市绿色转型指标

在测度城市绿色转型指标时，采用综合评价法，处理模型如下：

(9)

式(9)中，ε为城市绿色转型指标，Xi为第i个指标的标准化值。

5．控制变量

借鉴相关研究以及国家发展改革委、国家统计局、环境保护部、中央组织部制定的《绿色发展指标体系》和《生态文明建设考核目标体系》，本文选取以下控制变量：从城市结构角度，选择了不同产业从业人员占比和规模以上工业企业本年应交增值税；从城市能源角度，选择了碳排放和汽油消费量；从城市经济角度，选择了外商协议投资额、年末金融机构人民币各项贷款余额、房地产开发投资完成额；从城市交通角度，选择了公路客运量。具体变量说明如表2所示。

表2 变量说明

四、实证结果与分析

(一)城市绿色转型测度结果分析

参考李虹等(2018)的研究并依据《全国资源型城市可持续发展规划(2013—2020年)》的资源型城市综合分类，测度得到再生型资源城市的绿色转型结果，如表3所示。

表3 再生型资源城市的绿色转型结果

另外，为揭示各年份东、中、西部三个区域城市绿色转型的离差随时间推移发生变化的情形，参考高赢(2019)的研究，本文采用标准差的变化趋势来分析城市绿色转型的离散程度，结果如图1所示。整体来看，中国城市总体绿色转型指标的标准差呈稳步下降趋势，具有收敛性，仅2008年出现一次较大波动。样本期间，东部城市的标准差总体领先于其他地区，且变动趋势较反复，波动较大；中部城市与西部城市整体标准差波动幅度相对较小，演变趋势平缓且较为一致，均在2008年出现大波动。由图1可知，无论是增长态势、变化速度，还是具体数值，都反映出中国城市绿色转型的空间差异性特征，但此差异呈现出一定程度的收敛趋势。

图1 城市绿色转型离散程度

此外，参考张子龙等(2015)的研究，本文采用β绝对收敛的分析方法对城市绿色转型指标进行检验，取T为1，利用2005—2019年中国284个地级城市的面板数据进行分析。经Hausman统计量检验发现，样本总体及东、西部地区的β绝对收敛分析采用个体固定效应模型可能更为合适，为了方便数据的比较，本文将全部使用个体固定效应模型进行分析，模型估计结果见表4。

表4 β绝对收敛

由表4可知，样本总体及东、中、西部地区的β绝对收敛模型的估计效果较好，系数估计结果均在1%的置信水平上显著，且β值均小于0。就样本总体而言，各城市的绿色转型存在共同收敛的趋势，东、中、西部地区同样也表现出了明显的共同收敛特征，且东部地区的收敛趋势最为明显。

(二)空间回归结果分析

具体分析步骤如下：第一，为了避免伪回归，需要在实证前对各变量进行面板数据的单位根检验。参考李斌等(2013)的研究，本文采用LLC检验、Fisher-ADF检验及Fisher-PP检验三种方法对各变量进行单位根检验。结果显示，除了部分变量外，大部分变量无论是同质单位根检验还是异质单位根检验均是水平序列平稳的。第二，利用空间Moran’s I指数进行空间相关性检验。结果显示，中国284个城市绿色转型指标的Moran’s I值始终在0.1以下波动，反映出邻近城市的绿色转型指标存在明显的空间相关性。第三，选用不存在空间残差相关条件的空间自回归效应LM 检验来初步确定模型。结果显示，在针对空间误差模型的三个检验中，东、中、西部城市均拒绝了“无空间自相关”的原假设；而针对空间滞后模型的两个检验也拒绝了原假设，表明绿色转型既存在空间误差效应也存在空间滞后效应。第四，采用模型稳健性检验来判断空间杜宾模型(SDM)是否可以简化为空间滞后模型(SLM)和空间误差模型(SEM)。结果显示，SDM模型的回归系数并不能满足模型转化的原假设，因此不能等价转换。第五，通过Hausman检验和LR显著性判断模型(2)限于篇幅，以上五个方面的检验结果未在正文中列示，留存备索。，并进行数据比较，本文最终选择空间杜宾模型(SDM)和固定效应模型进行主回归分析。第六，通过比较时间固定效应模型、个体固定效应模型与双向固定效应模型的结果后，本文采取时间固定效应模型进行分析。

为了方便对比，本文将空间杜宾模型(SDM)和普通面板(OLS)的回归结果均列示于表5。结果显示：一方面，被解释变量的一阶滞后项系数均为正且通过了显著性检验，表明各地区城市绿色转型存在显著的时空依赖；另一方面，在高铁开通的情况下，东部城市的空间相关性最强，绿色转型明显受到抑制，假说2得到验证，而中部与西部城市则受到了明显的促进作用，假说1得到验证。可能原因如下：其一，东部城市的绿色转型与高铁开通之间的负相关意味着东部城市的绿色经济增长期与高铁建设期可能存在不同步现象，导致发展脱节。其二，相对于东部城市，尽管中西部城市经济发展稍晚，但是其传统经济发展方式与高铁经济的蓬勃发展正好同步，使得其能够最大程度地承接高铁开通带来的经济提升与绿色转变。通过比较碳排放与汽油消费量的回归系数可以发现，高铁开通能够减少污染气体的排放，提升能源利用效率，从而带来产业结构调整，促进绿色发展。

表5 动态空间杜宾模型系数估计结果

(续表5)

(三)空间效应检验及分解

本文采用偏微分方法进行效应分解，对高铁开通可能产生的直接效应、间接效应和总效应进行实证分析。另外，绿色转型是一个动态过程，其长期和短期的影响路径可能存在差异，同时由于高铁开通具有长期性特征，因此本文将列示长期效应结果。从表6可以看出，东、中、西部城市高铁开通主要发挥直接效应，解释变量系数的方向和显著性水平与表5的回归结果差别不大，因此不再赘述。

表6 SDM模型的直接效应、间接效应和总效应

(四)机制检验

由上文分析可知，高铁开通能够通过带动人口流动发挥劳动力的就业储备池效应、人口集聚效应以及经济增长效应，进而推动城市绿色转型。换句话说，人口流动很有可能是高铁开通作用于城市绿色转型的机制，在其中发挥中介效应。因此，参考韩剑等(2014)和杨晓军(2020)的研究，本文采用外来人口占常住人口的比例作为人口流动的衡量指标，进行机制检验。表7报告了中介效应检验结果(3)经Bootstrap检验，西部城市置信区间不包含0，表明人口流动在高铁开通和城市绿色转型之间起中介作用。限于篇幅，正文中没有报告Bootstrap检验结果，留存备索。。可以看出，东部城市的人口流动在高铁开通与城市绿色转型之间发挥遮掩效应，表现为高铁开通通过人口流动作用于城市绿色转型的间接效应与高铁开通对城市绿色转型的直接效应符号相反。参考王雷等(2019)的研究，其原因可能是东部城市的高铁开通与城市绿色转型之间可能还有具有较大负效应的中介变量未被纳入研究视野。中、西部城市的人口流动在高铁开通与城市绿色转型之间发挥部分中介效应，说明高铁开通对城市绿色转型的促进作用部分通过人口流动实现。

表7 中介效应结果

(五)稳健性检验

1．倾向得分匹配(PSM)

倾向得分匹配法的验证步骤如下：首先，通过Logit回归计算倾向得分值，在进行Logit回归时以是否开通高铁作为被解释变量，以控制变量作为解释变量；其次，采用核匹配的方法进行倾向得分匹配，获得与实验组最为接近的控制组，并对匹配结果进行平衡性检验和共同支撑检验；最后，测试平均处理效应的显著性，进一步验证稳健性。从表8可以看出，除三大产业从业人员比重和汽油消费量的系数外，其他6个协变量都与城市绿色转型相关。

表8 倾向得分匹配结果

平衡性检验结果显示，匹配后大多数观测值的t检验结果不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，说明匹配之后的处理组与对照组不存在显著的差异，保证了匹配结果的有效性。共同支撑检验结果显示，大多数观测值均在共同取值范围内，故在进行倾向得分匹配时仅会损失少量样本(4)限于篇幅，正文中没有展示平衡性检验、共同支撑检验以及安慰剂检验的结果，留存备索。。

表9展示了基于核匹配方法的结果。可以看出，匹配之后平均处理效应(ATT)对应的t值为2.30，在5%的水平上显著，说明高铁开通对城市绿色转型的影响具有统计意义上的显著性，表明本文研究结果是稳健的。本文还进行了马氏匹配，如表9所示，无论是平均处理效应的估计值还是显著性，马氏匹配的结果均与核匹配的结果类似，这也说明了以上结果的稳健性。

表9 核匹配与马氏匹配

2．替换空间权重矩阵检验

上文分析主要采用空间地理矩阵作为空间权重矩阵。为了验证结论的可靠性，本部分将采用反距离矩阵和经济地理矩阵重新进行空间杜宾模型(SDM)回归，检验结果如表10所示。可以看出，该检验结果与主回归结果较为一致。另外，随机误差项标准差与空间误差项均显著，说明回归具有统计意义上的合理性。

表10 替换空间权重矩阵检验结果

3．安慰剂检验

本文通过将每个城市高铁开通的年份提前来进行安慰剂检验。如果高铁开通的交互项系数仍然显著，则表明城市绿色转型的变化并非是因高铁开通引起的，而是其他因素影响的。具体步骤如下：首先，将是否开通高铁变量HSR进行推前处理，得到新的高铁开通变量，将其与处理组变量的交互项重新定义并对其进行200次随机排序，得到200个假变量；其次，通过替换形成200个新样本，同时保持其他变量的顺序；最后，利用200个新样本进行空间杜宾模型(SDM)回归。本文以中国高铁大规模开通的2008年为基准，为确保实证结果的稳健性，分别将政策冲击时间设定为2005年、2006年和2007年。结果显示，在控制了相关变量后，交互项变量的估计系数不再显著，而空间自回归系数显著，说明回归具有统计意义上的合理性，绿色转型的变化的确与高铁开通有关。因此，本文结论具有稳健性。

五、异质性分析

(一)资源型城市与非资源型城市异质性

资源型城市是以本地区矿产、森林等自然资源开采、加工为主导产业的城市，作为中国重要的能源资源战略保障基地，是国民经济持续健康发展的重要支撑。资源型城市与非资源型城市的产业结构、经济发展方式、绿色发展理念的不同使二者受高铁开通影响可能有所区别。因此，依据《全国资源型城市可持续发展规划(2013—2020年)》的资源型城市分类，本文将样本城市分为资源型城市与非资源型城市，使用空间杜宾模型(SDM)对其进行回归分析，结果如表11所示。可以看出，高铁开通对资源型城市和非资源型城市都具有促进作用，对资源型城市主要发挥间接效应，对非资源型城市主要发挥直接效应。总效应的测度结果表明，高铁开通是推动资源型城市绿色转型的重要因素，但对非资源型城市的影响有限；直接效应和间接效应则显示，高铁开通会影响非资源型城市绿色转型，同时也会影响资源型城市的绿色转型。可能原因是资源型城市面临资源枯竭，城市历史遗留问题严重，转型发展内生动力不强，因此高铁开通主要通过辐射周围地区，带动相关城市发展，促进其绿色转型。

表11 异质性分析(资源型城市与非资源型城市)

(二)资源型城市类型异质性

依据《全国资源型城市可持续发展规划(2013—2020年)》的资源型城市分类，本文将样本资源型城市分为成长型资源城市、成熟型资源城市、衰退型资源城市以及再生型资源城市，使用空间杜宾模型(SDM)对其进行回归分析，结果如表12所示。

表12 异质性分析(资源型城市类型)

可以看出，高铁开通对成熟型资源城市和再生型资源城市具有促进作用，对衰退型资源城市促进有用有限，对成长型资源城市具有抑制作用。可能原因如下：第一，成长型资源城市资源开发处于上升阶段，资源需求量大，发展潜力足，因此高铁开通的“虹吸效应”会对其产生较大影响，人力与资源的流失会显著影响其绿色发展。第二，成熟型资源城市资源开发处于稳定阶段，资源保障能力强，经济社会发展水平较高，因此具有空间溢出效应，能够辐射周围地区发展。相比其他类型资源城市来说，成熟型资源城市高度重视生态环境问题的理念使其能够最大程度利用高铁开通带来的要素流动与企业转移，进而促进城市绿色产业发展。第三，衰退型资源城市资源趋于枯竭，经济发展滞后，民生问题突出，生态环境压力大，是城市绿色转型的重点难点地区，因此高铁开通带来的积极影响有限。第四，再生型资源城市基本摆脱了资源依赖，经济社会开始步入良性发展轨道，需要进一步优化产业结构，提高绿色经济发展的质量和效益，因此高铁开通能够进一步促进其绿色发展，实现绿色转型。

(三)枢纽城市与非枢纽城市异质性

现有文献表明，交通基础设施会加速经济要素在“中心—外围”城市间的空间转移，加强位于交通网络中主要节点城市的区位优势，而对主要节点以外的城市产生不利影响(Vickerman，2018)，主要表现为中国城市各项功能高度向枢纽城市集中，城市两极分化趋势十分明显(胡浩志 等，2021)。因此，本文将样本城市按照《中长期铁路网规划(2016)》分为枢纽城市(5)综合交通枢纽城市包括：北京、上海、广州、武汉、成都、沈阳、西安、郑州、天津、南京、深圳、合肥、贵阳、重庆、杭州、福州、南宁、昆明、乌鲁木齐。与非枢纽城市进行空间杜宾模型(SDM)回归，结果如表13所示。可以看出，高铁变量对枢纽城市的绿色转型具有促进作用，主要表现为间接效应；对非枢纽城市的绿色转型具有抑制作用，主要表现为消极的直接效应与积极的间接效应。具体分析如下：第一，枢纽城市存在经济扩散效应，高铁开通能够推动要素资源从枢纽城市向非枢纽城市扩散，产生空间溢出效应。第二，与非枢纽城市相比，枢纽城市交通更加便利、信息更为集中、配套设施更为完善，整体更具吸引力。高铁开通使得非枢纽城市各项资源的转移不再受交通成本的限制，使得各类要素资源向枢纽城市聚集，产生了“虹吸效应”，从而抑制了非枢纽城市绿色产业发展。

表13 异质性分析(枢纽城市与非枢纽城市)

六、结论与启示

高铁建设从零开始，从无出发，既是中国国力强盛的标志，也是城市演进发展的必然结果。当前，中国许多城市的发展正在接近拐点，倡导城市绿色转型并非偶然，是对当前城市发展常态的深度思考。本文基于高铁经济视角，构建了城市绿色转型指标体系，对2005—2019年中国284个城市的绿色转型进行了测度，并研究了高铁开通对城市绿色转型的影响。研究发现：样本各城市的绿色转型存在共同收敛的趋势；高铁开通对东部城市的绿色转型具有抑制作用，对中部与西部城市具有促进作用；东、中、西部城市高铁开通主要发挥直接效应。机制检验结果显示，东部城市的人口流动在高铁开通与城市绿色转型之间发挥遮掩效应，中、西部城市的人口流动在高铁开通与城市绿色转型之间发挥部分中介效应。异质性研究发现：高铁开通能够促进资源型城市绿色转型且主要发挥间接效应，对成熟型资源城市和再生型资源城市具有促进作用，对衰退型资源城市促进有用有限，对成长型资源城市具有抑制作用；高铁开通对枢纽城市的绿色转型具有促进作用，主要表现为间接效应，对非枢纽城市的绿色转型具有抑制作用。本文研究不仅丰富了城市绿色发展的相关文献，还拓展了高铁开通经济后果的相关研究，对实现中国经济绿色可持续增长具有参考价值。

基于上述研究结论，本文得到以下政策启示：第一，从国家层面来讲，需要进一步稳定存量，做大增量，巩固东部城市进步成果，助力中西部城市纵向发展。一方面，在稳定东部城市发展的同时，需要重视高铁开通对东部城市绿色转型的负面影响。另一方面，在限制高耗能、高污染产业向中西部城市转移的同时，需要切实推动技术、人才和信息向中西部城市转移，积极引导中西部城市发展高新技术绿色产业。第二，从地方政府层面来讲，需要重视高铁开通带来的发展契机，积极推行当地可承受的绿色转型方案。面对基础设施更新、产业结构和能源结构调整的压力，不同类型的资源型城市绿色转型存在差异。因此，若要打破固有的发展差距，当地政府需要根据城市的不同资源禀赋和发展特点，有针对性地制定绿色发展转型之策，从而实现城市碳中和愿景。第三，充分发挥相关部门监督作用，并提高城市间环境监管的协同效应。本文发现碳排放和汽油消费量均存在显著的空间溢出效应，表明若要有效实现城市绿色发展，必须降低城市污染能源的使用，建立长效机制以保持绿色发展在时间与空间上的平衡性与连续性，从而推动区域经济沿着有利于城市绿色发展的路径演化。第四，高铁部门应通过调整高铁票价、增加经停站点等方式扩大高铁辐射范围，提升高铁利用效率，进而促进沿线城市绿色转型发展。