劉志紅王利輝

（1．南京財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與稅務(wù)學(xué)院 江蘇南京 210023）

（2．西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院 陜西西安 710061）

交通基礎(chǔ)設(shè)施的區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)與影響機(jī)制研究*
——來自鄭西高鐵沿線的證據(jù)

劉志紅1王利輝2

（1．南京財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政與稅務(wù)學(xué)院 江蘇南京 210023）

（2．西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院 陜西西安 710061）

本文將鄭西高鐵作為一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)，選取1995年至2015年市級(jí)平衡面板數(shù)據(jù)，采用項(xiàng)目評(píng)估中的合成控制法，構(gòu)造處理組的“反事實(shí)”狀態(tài)，分析鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。研究表明：（1）合成控制法能夠很好地?cái)M合鄭西高鐵修建前西安、渭南、三門峽與洛陽的經(jīng)濟(jì)增長路徑；（2）鄭西高鐵的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)存在1至2年的滯后期，雖伴隨小幅波動(dòng)，但整體呈上升趨勢(shì)且基本維持相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)；（3）鄭西高鐵對(duì)四市的平均效應(yīng)分別為0.083、0.115、0.116及0.111，人均產(chǎn)出分別增長了0.97%、1.37%、0.91%及1.23%；（4）采用安慰劑試驗(yàn)、排序檢驗(yàn)及雙重差分法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，其中雙重差分法所得四市平均處理效應(yīng)分別為0.091、0.141、0.104、0.159，這與合成控制法結(jié)果較為接近；（5）通過影響機(jī)制分析發(fā)現(xiàn)，鄭西高鐵能夠提高沿線區(qū)域的可達(dá)性及經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，河南各市與西安之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度增幅較大，而陜西邊界各市與鄭州的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度相對(duì)較弱。

高速鐵路 經(jīng)濟(jì)效應(yīng) 合成控制法 可達(dá)性 經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度

一、引言

交通基礎(chǔ)設(shè)施作為社會(huì)先行資本，是實(shí)現(xiàn)“經(jīng)濟(jì)起飛”的前提條件。一方面，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善會(huì)產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”，加速周邊城鎮(zhèn)要素資源向區(qū)域中心城市轉(zhuǎn)移，增強(qiáng)中心城市對(duì)周邊城鎮(zhèn)的經(jīng)濟(jì)聚集效應(yīng)，抑制相鄰區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長（Qin，2016）；另一方面，交通基礎(chǔ)設(shè)施的網(wǎng)絡(luò)屬性會(huì)改變區(qū)域經(jīng)濟(jì)分布格局，強(qiáng)化中心城市向周邊城鎮(zhèn)的溢出效應(yīng)，有效縮短區(qū)域間時(shí)空距離，降低時(shí)間成本、生產(chǎn)要素周轉(zhuǎn)的運(yùn)輸成本和交易成本，提高貿(mào)易效率。而高速鐵路作為當(dāng)今世界“交通革命”的重要里程碑，具有安全、快速和高效等優(yōu)勢(shì)，不僅可以優(yōu)化空間結(jié)構(gòu)，通過“時(shí)空壓縮”效應(yīng)改善區(qū)域間可達(dá)性，加速物流、貿(mào)易發(fā)展（Verma等，2013），而且可以促進(jìn)城市及周邊產(chǎn)業(yè)帶和產(chǎn)業(yè)集群的聚集，改變整個(gè)區(qū)域的產(chǎn)業(yè)格局，加強(qiáng)城市間的經(jīng)濟(jì)合作與融合，在其沿線形成新型城市走廊或經(jīng)濟(jì)區(qū)，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化，為各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長提供契機(jī)。

2015年全國公共財(cái)政支出中交通基礎(chǔ)設(shè)施支出達(dá)12347億元，同比增長17.7%，占政府支出的7.03%。鐵路營業(yè)里程達(dá)到12.1萬公里，比2014年增長8.2%，西部地區(qū)營業(yè)里程4.8萬公里，增長10.1%；高速鐵路營業(yè)里程超過1.9萬公里。鐵路行業(yè)完成固定資產(chǎn)投資8238億元，其中，高速鐵路建設(shè)投資為4297.8億元，占比52.17%。鐵路投產(chǎn)新線9531公里，高速鐵路3306公里，占比34.69%，西部地區(qū)營業(yè)里程4.8萬公里、增長10.1%。根據(jù)《中長期鐵路網(wǎng)規(guī)劃（2016年-2025年）》，到2020年，全國高速鐵路營運(yùn)里程將達(dá)到3萬公里，覆蓋80%以上的大中型城市，逐步形成完善的高速鐵路網(wǎng)；到2025年，鐵路網(wǎng)規(guī)模達(dá)到17.5萬公里，其中高速鐵路3.8萬公里左右；展望到2030年，基本實(shí)現(xiàn)省會(huì)高鐵連通、地市快速通達(dá)、縣域基本覆蓋。

伴隨中國進(jìn)入高速鐵路時(shí)代，其必然對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間布局、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和要素流動(dòng)等產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。加快鐵路建設(shè)特別是中西部地區(qū)高速鐵路建設(shè)，是穩(wěn)增長、調(diào)結(jié)構(gòu)，增加有效投資，擴(kuò)大消費(fèi)，既利當(dāng)前、更惠長遠(yuǎn)的重大舉措。2009年6月我國中西部第一條高速鐵路——鄭西高鐵全線鋪通，它不僅是連接“新絲綢之路經(jīng)濟(jì)帶”的起點(diǎn)、“八橫”之一“陸橋通道”必不可少的組成部分，而且對(duì)推動(dòng)中部崛起和西部大開發(fā)戰(zhàn)略實(shí)施具有重要意義。本文選擇鄭西高鐵建設(shè)所提供的自然實(shí)驗(yàn)，圍繞以下四個(gè)問題展開有針對(duì)性的研究：鄭西高鐵開通對(duì)沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)產(chǎn)生怎樣的影響？各地市經(jīng)濟(jì)遵循怎樣的變化路徑？影響機(jī)制又是什么？在縮小東、中、西地區(qū)差距，實(shí)現(xiàn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的背景下，鄭西高鐵的開通能否提升地區(qū)間的可達(dá)性，強(qiáng)化省際間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度？這可能為分析其他地區(qū)高速鐵路對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響提供一些有益的借鑒和參考。

二、文獻(xiàn)綜述

亞當(dāng)·斯密在18世紀(jì)末論述區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展時(shí)，就交通問題給予特別關(guān)注，提出“以交通改良作為一切改良的核心，并認(rèn)為是最有實(shí)效的”。沃納?松巴特的生長軸理論也認(rèn)為，交通條件的改善可有效調(diào)節(jié)區(qū)域投資環(huán)境及人口流動(dòng)方向，吸引產(chǎn)業(yè)和人口向兩側(cè)聚集，并以其為“主軸”逐漸形成一條產(chǎn)業(yè)帶，引導(dǎo)和帶動(dòng)沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

從交通基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出彈性研究。Aschauer（1989）利用新古典經(jīng)濟(jì)增長模型考察交通基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系，計(jì)算所得基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出彈性為0.39。此后，Hulten和Schwab（1993）以及Wylie（1996）分別使用美國和加拿大的時(shí)間序列樣本數(shù)據(jù)所得交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的彈性為0.42、0.52，許多學(xué)者對(duì)此高產(chǎn)出彈性提出質(zhì)疑，認(rèn)為時(shí)間序列數(shù)據(jù)各變量間有可能會(huì)存在偽相關(guān)，且并未考慮不同橫截面樣本數(shù)據(jù)的差異性，因而Bonaglia等（2000）等使用意大利的面板數(shù)據(jù)得到的交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性僅為0.07，而Kelejian和Robinson（2000）得到的產(chǎn)出彈性則不顯著。采用面板數(shù)據(jù)得到的基礎(chǔ)設(shè)施產(chǎn)出彈性遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于使用時(shí)間序列數(shù)據(jù)所得彈性。這主要是由于所采用的方法與模型不同，樣本選擇存在較大差異，且不同地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長具有地域性及不平衡特征，這些因素均可導(dǎo)致所得結(jié)論不盡相同。

從交通基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟(jì)效益研究。Knaap和Oosterhaven（2011）研究發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施（主要是鐵路）不僅對(duì)GDP具有正向促進(jìn)作用，同時(shí)會(huì)影響地區(qū)間就業(yè)人口的流動(dòng)方向。Behrens等（2007）認(rèn)為，擁有更好交通基礎(chǔ)設(shè)施的國家更易實(shí)現(xiàn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的均衡發(fā)展。劉勇（2010）分析了交通對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)，從整體觀察，公路、水運(yùn)交通對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有明顯的正向作用，但在2001年之后，該影響由正轉(zhuǎn)負(fù)。劉生龍和胡鞍鋼（2011）驗(yàn)證了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的影響，結(jié)果表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施改善對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化具有顯著的正向促進(jìn)作用。周浩和鄭筱婷（2012）發(fā)現(xiàn)鐵路提速可有效促進(jìn)沿線站點(diǎn)的經(jīng)濟(jì)增長。王曉東等（2014）運(yùn)用Feder模型，發(fā)現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)經(jīng)濟(jì)增長具有正向溢出效應(yīng)，但存在地區(qū)差異。周海波等（2017）提出交通基礎(chǔ)設(shè)施可通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整、消除市場分割、提高分工精度三種途徑，減輕或消除要素資源錯(cuò)配。

然而，高速鐵路與經(jīng)濟(jì)增長之間的關(guān)系尚存在爭議。Li X等（2016）認(rèn)為高鐵能夠改變經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的空間再分配，不但能夠?qū)⑼顿Y引入沿線二線城市，強(qiáng)化核心城市的地位，而且還可推動(dòng)周邊無高鐵城市的消費(fèi)。Strauss J.等（2017）發(fā)現(xiàn)高鐵帶來的可達(dá)性提高與沿線城市GDP的增加呈明顯正比關(guān)系，且經(jīng)濟(jì)效益遠(yuǎn)高于其固定成本、折舊和補(bǔ)貼。王雨飛和倪鵬飛（2016）檢驗(yàn)了交通對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的增長效應(yīng)與結(jié)構(gòu)效應(yīng)，結(jié)果顯示，高速鐵路可提高區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長的溢出效應(yīng)，通過改變區(qū)域和城市的空間結(jié)構(gòu)、分布結(jié)構(gòu)及層級(jí)結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生結(jié)構(gòu)效應(yīng)。李紅昌等（2016）分析了高速鐵路對(duì)城市集聚經(jīng)濟(jì)的影響，研究表明高速鐵路促進(jìn)經(jīng)濟(jì)更向西部地區(qū)集聚，有利于經(jīng)濟(jì)均等化發(fā)展。有些學(xué)者卻得出相反結(jié)論，如Baldw in等（2003）以及Puga等（2008）認(rèn)為高速鐵路會(huì)引起經(jīng)濟(jì)資源向擁有網(wǎng)絡(luò)化服務(wù)的大都市聚集，致使大城市受益、小城市受損，從而導(dǎo)致區(qū)域發(fā)展不平衡。

與其他國家相比，中國高速鐵路發(fā)展的時(shí)間尚短，有關(guān)高速鐵路與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究相對(duì)較少，主要集中在京津冀、長三角等經(jīng)濟(jì)較發(fā)達(dá)地區(qū)，有關(guān)高鐵對(duì)中西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)的研究還十分薄弱，亟須進(jìn)行探索與完善。鑒于此，本文擬選取鄭西高鐵為研究對(duì)象，將合成控制法用于分析高速鐵路的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，通過構(gòu)建“反事實(shí)”路徑，對(duì)比分析鄭西高鐵修建前后，沿線各市人均產(chǎn)出真實(shí)值與“反事實(shí)”值，考察鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)，在此基礎(chǔ)上，分析河南、陜西兩省內(nèi)各市之間的可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，期望能彌補(bǔ)這方面實(shí)證研究的不足。

三、假設(shè)提出與模型構(gòu)建

將鄭西高鐵引起的經(jīng)濟(jì)增長看作是對(duì)試點(diǎn)地區(qū)實(shí)施的一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)。根據(jù)項(xiàng)目評(píng)估理論，試點(diǎn)地區(qū)2005年之后為處理組，其他地區(qū)為控制組，比較處理組和控制組之間的差異，可估計(jì)鄭西高鐵對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)。基本思路是，將未修建鄭西高鐵的地區(qū)進(jìn)行加權(quán)后合成為一個(gè)更為良好且合理的控制組，該控制組要優(yōu)于主觀選定的控制組，可有效克服處理組和控制組之間存在的差異問題。然后根據(jù)控制組的數(shù)據(jù)特征構(gòu)建“反事實(shí)”①“反事實(shí)”是指，在其他條件不變的情況下，假設(shè)某個(gè)地區(qū)并未實(shí)施某項(xiàng)政策時(shí)，該地區(qū)的觀測(cè)值。，明確處理組和控制組在政策實(shí)施之前的相似程度，避免因?qū)Ρ鹊貐^(qū)差異過大而引起的誤差，而每一對(duì)比地區(qū)在“反事實(shí)”事件中所做貢獻(xiàn)是明確的。為避免過分外推，所有對(duì)比地區(qū)的權(quán)重均為正數(shù)且之和為1。

假設(shè)前提1：觀測(cè)J+1個(gè)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長情況，其中第1個(gè)地區(qū)受到了鄭西高鐵的影響，其余J個(gè)地區(qū)可作為控制組。

假設(shè)前提2：可觀測(cè)到這些地區(qū)T期的經(jīng)濟(jì)增長情況，用T0表示鄭西高鐵修建的年份，因而1≤T0≤T。表示i地區(qū)在t時(shí)未受到鄭西高鐵影響的經(jīng)濟(jì)增長情況，表示i地區(qū)在t時(shí)受到鄭西高鐵影響的經(jīng)濟(jì)增長情況，其中i=1,...,J+1，t=1,...,T。因而就表示鄭西高鐵帶來的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

假設(shè)前提3：鄭西高鐵對(duì)其修建之前的經(jīng)濟(jì)增長無影響，即對(duì)于t≤T0的年份，所有地區(qū)i都有而對(duì)于T0＜t≤T的年份，有

引入表示是否受鄭西高鐵影響的啞變量Dit，如果地區(qū)i在t時(shí)開始修建鄭西高鐵，則該變量等于1，否則等于0。那么在t時(shí)觀測(cè)到地區(qū)i的結(jié)果Yit為即對(duì)于不受鄭西高鐵影響的地區(qū)，有

因?yàn)橹挥械?個(gè)地區(qū)在T0之后開始受到鄭西高鐵的影響，因此該模型的目標(biāo)就是估計(jì)α1t。當(dāng)t＞T0時(shí)，

其中，Y1t是處理組的實(shí)際經(jīng)濟(jì)總量，是可觀測(cè)的。是處理組未修建鄭西高鐵時(shí)的經(jīng)濟(jì)增長情況，所以為了估計(jì)α1t則需先估計(jì)出令由以下模型決定：

其中δt表示時(shí)間趨勢(shì)，是一個(gè)1×r維無法觀測(cè)的共同因子，θt是一個(gè)1×r維未知參數(shù)，Zi是一個(gè)r×1維不受鄭西高鐵影響的控制變量，λt是一個(gè)1×F維不可觀測(cè)的共同因子，μi是F×1維不可觀測(cè)的地區(qū)固定效應(yīng)，εit是誤差項(xiàng)，是每個(gè)地區(qū)無法觀測(cè)的暫時(shí)沖擊，其均值為0。顯而易見，方程（1）是固定效應(yīng)雙重差分模型的擴(kuò)展。雙重差分模型允許存在無法觀測(cè)的變量，但限制這些變量的效應(yīng)不隨時(shí)間變化。而方程（1）則允許這些變量的效應(yīng)隨時(shí)間變化。如果限制λt不隨時(shí)間t變化，就可得到傳統(tǒng)的雙重差分模型，且在該模型中，不需限制Zi、μi和εit之間相互獨(dú)立。

為評(píng)估鄭西高鐵的影響效應(yīng)，必須估計(jì)如果第1個(gè)地區(qū)未修建鄭西高鐵時(shí)的結(jié)果Y1Nt，可通過控制組地區(qū)近似處理組未修建鄭西高鐵的情況。為此，考慮一個(gè)J×1維的權(quán)重向量W=(w2,...,wJ+1)′，對(duì)于j=2,...,J+1，wj≥0且w2+...+wJ+1=1。向量W的每一個(gè)特殊取值均表示對(duì)第1個(gè)地區(qū)的一個(gè)可行的合成控制，是控制組內(nèi)所有地區(qū)的加權(quán)平均。

Abadie等（2015）已證明，在一般條件下，（4）式右邊趨近于0，故當(dāng)T0＜t≤T時(shí)，可用作為的無偏估計(jì)來近似進(jìn)而可將作為α1t的估計(jì)。但若想估計(jì)則需知道W*。方程（3）成立的必要條件是，第一個(gè)地區(qū)的特征向量必須位于其他地區(qū)特征向量的凸組合之內(nèi)，但在實(shí)際計(jì)算過程中，無法保證已有數(shù)據(jù)中恰好存在方程組的解，因此可用近似解確定合成控制向量W*。在此，選擇X1與X0W之間的距離確定權(quán)重向量W*，而距離函數(shù)為為階對(duì)稱半正定矩陣，其選擇會(huì)直接影響估計(jì)的均方誤差。其中，X1是鄭西高鐵修建之前處理組地區(qū)的（k×1）維特征向量；X0為（k×J）階矩陣，其第j列表示在鄭西高鐵修建之前地區(qū)j的特征向量；W滿足的條件：對(duì)任意的且特征向量為方程（3）中經(jīng)濟(jì)增長決定因素的任意線性組合。本文使用Abadie等（2015）年開發(fā)的Synth程序包進(jìn)行模型估計(jì)，在估計(jì)權(quán)重W*時(shí)，要求其目的是將合成控制組限制在控制組的凸組合之內(nèi)，可避免控制組和處理組差異過大的估計(jì)，從而減少由此帶來的估計(jì)偏差。

四、數(shù)據(jù)描述與實(shí)證分析

（一）數(shù)據(jù)描述

由于沿線區(qū)域受到高鐵的影響要強(qiáng)于非沿線區(qū)域，因而把所有區(qū)域分為沿線區(qū)域和非沿線區(qū)域。鄭西高鐵連接河南、陜西兩省，東起鄭州東站，向西經(jīng)過洛陽市、三門峽市、渭南市，西至西安北站。由于合成控制法是利用控制組的加權(quán)平均來近似處理組的“反事實(shí)”狀態(tài)，因此分別選取鄭西高鐵途經(jīng)各市（西安、渭南、三門峽、洛陽）作為四個(gè)獨(dú)立的處理組①由于在所選各市中，鄭州的人均產(chǎn)出水平基本處于第一位置，無法通過其他城市進(jìn)行加權(quán)平均，因此不符合合成控制法的要求。，為了確?！胺词聦?shí)”狀態(tài)的精確性，特剔除非沿線各市中有其他高鐵經(jīng)過的市，將剩余的13個(gè)非沿線市作為控制組。但由于控制組的數(shù)量較少，不利于進(jìn)行合成控制操作，同時(shí)由于西安作為省會(huì)城市，其經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)，僅用省內(nèi)其他各市難以進(jìn)行加權(quán)平均，因此將與陜西、河南經(jīng)濟(jì)發(fā)展類似的周邊省份中未開通高鐵的各市也納入控制組。剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本，最后確定陜西、河南、河北、山西、湖北及四川六省共38個(gè)市作為控制組。

要構(gòu)造反事實(shí)路徑，必須同時(shí)用到鄭西高鐵修建前后兩個(gè)窗口的樣本數(shù)據(jù)，其中，鄭西高鐵修建之前的樣本數(shù)據(jù)用于估計(jì)式（1）的參數(shù)，而鄭西高鐵修建之后的數(shù)據(jù)用于構(gòu)造反事實(shí)路徑，并估計(jì)處理效應(yīng)。鄭西高鐵在2005年正式開工，由于高鐵建設(shè)能夠在很大程度上刺激投資及勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長，故選取2005年作為研究鄭西高鐵經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的初始年份，選取1995年—2015年的市級(jí)平衡面板數(shù)據(jù)，采用合成控制法評(píng)估鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。其中1995年—2004年為事件前窗口期，2005年—2015年為事件后窗口期。經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)來自于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》及CEIC中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫，為降低異方差程度，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

本文的目標(biāo)是，用控制組的加權(quán)平均來近似高鐵開通之前處理組的經(jīng)濟(jì)增長情況，并和處理組的真實(shí)數(shù)據(jù)進(jìn)行對(duì)比，從而估計(jì)鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響。根據(jù)合成控制法的思想，在選擇權(quán)重時(shí)，要使得在高鐵開通之前，合成處理組的各項(xiàng)決定經(jīng)濟(jì)增長的因素和處理組盡可能一致。本文選取的預(yù)測(cè)變量分別為人均產(chǎn)出、固定資產(chǎn)投資、從業(yè)人員占全部人口比重、科學(xué)事業(yè)費(fèi)支出占GDP比重、人均財(cái)政支出、第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、城鄉(xiāng)居民儲(chǔ)蓄年末余額。

（二）鄭西高鐵對(duì)西安市的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

首先將西安市作為處理組，其他38個(gè)市為控制組，考察鄭西高鐵對(duì)西安的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

表1 預(yù)測(cè)變量的擬合與對(duì)比

表2 人均產(chǎn)出合成值的城市權(quán)重

圖1a 西安人均產(chǎn)出的真實(shí)值與合成值對(duì)比

圖1b 鄭西高鐵對(duì)西安經(jīng)濟(jì)的影響效應(yīng)

表1列出了在2005年鄭西高鐵修建之前，西安及合成西安的一些重要經(jīng)濟(jì)變量的對(duì)比，可以看出，其真實(shí)值和合成值差異非常小。此外，隨機(jī)選取2005年之前的2個(gè)年份來檢驗(yàn)該方法的擬合效果，其人均產(chǎn)出的真實(shí)值和合成值也近似相等，且均方根的預(yù)測(cè)誤差僅為0.0134，表明合成西安的經(jīng)濟(jì)增長路徑能夠很好地?cái)M合其真實(shí)的增長路徑。對(duì)于影響經(jīng)濟(jì)增長的因素，其真實(shí)值與合成值均比較接近，說明在較好地?cái)M合經(jīng)濟(jì)增長情況的基礎(chǔ)上，其表現(xiàn)的影響經(jīng)濟(jì)增長變量的相似度也比較高。因而，合成控制法能夠很好地?cái)M合西安在鄭西高鐵開通之前的特征，表明該方法適用于估計(jì)鄭西高鐵的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

表2展示了構(gòu)成合成西安的權(quán)重組合，有4個(gè)城市對(duì)西安有影響，其權(quán)重之和為1，其中宜昌市的權(quán)重最大，為0.574。值得注意的是，這4個(gè)城市的權(quán)重并非線性關(guān)系，當(dāng)更換目標(biāo)城市進(jìn)行模擬時(shí)，其合成的城市名稱及權(quán)重均會(huì)發(fā)生變化，從而避免線性內(nèi)推問題。

圖1描繪了1995年—2015年西安的真實(shí)人均產(chǎn)出與利用合成控制法得到的合成西安的人均產(chǎn)出的變化路徑以及鄭西高鐵對(duì)西安人均產(chǎn)出的影響效應(yīng)。

圖1a中實(shí)線表示人均產(chǎn)出的真實(shí)值，虛線表示假設(shè)沒有修建鄭西高鐵的“反事實(shí)”人均產(chǎn)出的估計(jì)值，垂線表示鄭西高鐵開始修建的時(shí)點(diǎn)?？梢钥吹?，在2005年之前，兩者的增長路徑基本重合，合成西安完美地復(fù)制了高鐵開通之前西安的實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長路徑。2005年之后，西安人均產(chǎn)出的真實(shí)值逐漸開始高于其合成值，且差距逐漸擴(kuò)大。兩者之間的差距是否意味著鄭西高鐵增加了西安人均產(chǎn)出？為了更直觀地觀察鄭西高鐵對(duì)渭南經(jīng)濟(jì)增長路徑的影響，揭示其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，故計(jì)算了在2005年前后西安人均產(chǎn)出的真實(shí)值與合成值之間的差距。

圖1b表示的是鄭西高鐵對(duì)西安人均產(chǎn)出的影響效應(yīng)，即真實(shí)值與合成值之差。1995年—2005年間，鄭西高鐵對(duì)西安人均產(chǎn)出的影響效應(yīng)在正負(fù)0.03范圍內(nèi)波動(dòng)。在鄭西高鐵開建當(dāng)年，真實(shí)值與合成值的差距仍然較小，但自2006年開始，影響效應(yīng)逐漸顯著，且逐年增加，直至2010年，由于投資效應(yīng)的減弱，影響效應(yīng)發(fā)生小幅度下降現(xiàn)象，但仍保持相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)。根據(jù)所得人均產(chǎn)出的真實(shí)值和合成值，2005年—2015年，鄭西高鐵對(duì)西安的平均影響效應(yīng)為0.0835，具體的，西安人均產(chǎn)出的平均實(shí)際增長率為16.09%，而其合成值的平均增長率為15.12%，前者比后者高出0.97%。由此可知，在鄭西高鐵修建之前，雖然人均產(chǎn)出的真實(shí)值與合成值之間存在一定的差距，但卻保持在一定范圍，而當(dāng)鄭西高鐵修建之后，兩者之差逐漸拉大，表明鄭西高鐵是兩者差距增大的重要因素，鄭西高鐵確實(shí)能夠促進(jìn)西安人均產(chǎn)出的增加。

（三）鄭西高鐵對(duì)渭南、三門峽及洛陽的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)

接下來，分別將渭南、三門峽及洛陽作為獨(dú)立的處理組，其他38個(gè)市作為控制組，選取與西安相同的預(yù)測(cè)變量，利用合成控制法進(jìn)行分析。在鄭西高鐵開通之前，各市經(jīng)濟(jì)變量的真實(shí)值與合成值均較接近，且均方根的預(yù)測(cè)誤差也很小，合成處理組較好地復(fù)制了其真實(shí)經(jīng)濟(jì)增長路徑。

圖2分別呈現(xiàn)了鄭西高鐵對(duì)渭南、三門峽以及洛陽人均產(chǎn)出的影響效應(yīng)。

圖2a顯示，1995年—2005年，渭南和合成渭南人均產(chǎn)出差距的波動(dòng)幅度較小，基本保持在正負(fù)0.025范圍之內(nèi)，直至2006年，兩者差距突破原有范圍，鄭西高鐵對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響效應(yīng)顯著為正，該效應(yīng)并不穩(wěn)定，出現(xiàn)波動(dòng)現(xiàn)象，但整體呈上升趨勢(shì)。2005年—2015年，渭南真實(shí)的人均產(chǎn)出平均增長了約18.82%，其合成值平均增長了約17.45%，兩者差距為1.37%，即相對(duì)于沒有修建鄭西高鐵的情況，渭南的平均人均產(chǎn)出增長率在修建鄭西高鐵之后增加了1.37%。

圖2b描繪了三門峽人均產(chǎn)出真實(shí)值與合成值之差的波動(dòng)路徑，2005年之前其波動(dòng)范圍基本徘徊于正負(fù)0.02之間。自2006年開始，兩者之間的差距逐年拉大，鄭西高鐵的政策效應(yīng)逐漸凸顯。從增長率看，2005年—2015年，人均產(chǎn)出的平均真實(shí)增長率約為16.78%，合成值的平均增長率則為15.87%，前者比后者高出0.91%，即鄭西高鐵使三門峽的人均產(chǎn)出平均增長了約0.91%。

由圖2c可知，1995—2005年，洛陽人均產(chǎn)出的真實(shí)值與合成值之間的差距波動(dòng)幅度大致維持在正負(fù)0.05。在鄭西高鐵開建當(dāng)年，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)不顯著，2006年人均產(chǎn)出的真實(shí)值與合成值之間的差距逐漸拉大，且兩者差距持續(xù)增加。根據(jù)所得人均產(chǎn)出真實(shí)值與合成值，2005年—2015年，洛陽人均產(chǎn)出的真實(shí)增長率的平均值約為14.65%，而其合成人均產(chǎn)出的平均增長率約為13.42%，前者比后者高出1.23%，即鄭西高鐵使人均產(chǎn)出增長了約1.23%。

圖2a 渭南人均產(chǎn)出真實(shí)值與合成值差距

圖2b 三門峽人均產(chǎn)出真實(shí)值與合成值差距

圖2c 洛陽人均產(chǎn)出真實(shí)值與合成值差距

綜上所述，鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有顯著的促進(jìn)作用。在鄭西高鐵修建之前，西安、渭南、三門峽及洛陽人均產(chǎn)出真實(shí)值與其合成值之間的差距具有較強(qiáng)的波動(dòng)性。在鄭西高鐵修建當(dāng)年，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)并不明顯，而經(jīng)過1至2年的滯后期，其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)開始比較顯著，此后雖會(huì)發(fā)生小幅波動(dòng)現(xiàn)象，但總體效應(yīng)依然具有持續(xù)性，直至2010年，由于投資效應(yīng)減弱，影響效應(yīng)發(fā)生小幅度下降，但基本保持在相對(duì)穩(wěn)定狀態(tài)。2005年—2015年，四市人均產(chǎn)出真實(shí)值相對(duì)于其“反事實(shí)”值的平均增幅約為0.97%、1.37%、0.91%及1.23%，表明鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域具有較顯著的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1、安慰劑試驗(yàn)（Placebo test）

由于合成控制法是利用宏觀數(shù)據(jù)來估計(jì)政策效應(yīng)，從而避免了因用微觀數(shù)據(jù)估計(jì)宏觀效果所引起的不確定性。但由于無法確定構(gòu)造的合成控制組是否能夠很好擬合處理組的潛在變化路徑，即“反事實(shí)”狀態(tài)，因此所估計(jì)參數(shù)仍存在一定程度的不確定性。為了檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，對(duì)其他地區(qū)進(jìn)行安慰劑試驗(yàn)，用于檢驗(yàn)政策效應(yīng)在統(tǒng)計(jì)上是否顯著，并判斷是否還有其他地區(qū)會(huì)出現(xiàn)與處理組一樣的特征，其概率有多大。安慰劑試驗(yàn)的思路如下：對(duì)于控制組的某一地區(qū)，假設(shè)該地區(qū)開通了鄭西高鐵，然后利用合成控制法構(gòu)造其合成樣本，從而估計(jì)該地區(qū)和其合成樣本之間的經(jīng)濟(jì)增長差距，如果所得結(jié)果與處理組類似，則表明合成控制法并沒有提供一個(gè)有力的證據(jù)說明鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了影響。

安慰劑對(duì)象的一個(gè)合理選擇是構(gòu)成合成處理組權(quán)重最大的地區(qū)。仍以西安為例，合成西安權(quán)重最大的地區(qū)為宜昌市，權(quán)重最大表明在所有的地區(qū)中，宜昌與西安較為為相似。

圖3 宜昌人均產(chǎn)出真實(shí)值與合成值對(duì)比

圖3顯示了對(duì)宜昌進(jìn)行的安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果，可以看到，人均產(chǎn)出真實(shí)值的變化趨勢(shì)與其合成值基本一致，兩者之間幾乎無差距，表明合成控制法非常好地?cái)M合了兩者的增長路徑，且其擬合情況在高鐵建設(shè)前后并未發(fā)生突變，因此，在一定程度上證明了是建設(shè)鄭西高鐵影響了沿線各市的人均產(chǎn)出水平，而非其他共同偶然因素。

2、排序檢驗(yàn)（Permutation test）

為了檢驗(yàn)所估計(jì)政策效應(yīng)是否在統(tǒng)計(jì)上顯著，Abadie等（2015）提出了一種與統(tǒng)計(jì)中秩檢驗(yàn)類似的排序檢驗(yàn)方法，其基本思想是，在控制組內(nèi)隨機(jī)選取一個(gè)地區(qū)，假設(shè)該地區(qū)在2005年建設(shè)鄭西高鐵，并利用合成控制法構(gòu)造其合成樣本，估計(jì)其在“反事實(shí)”狀態(tài)下產(chǎn)生的政策效應(yīng)，然后將其與處理組的政策效應(yīng)進(jìn)行對(duì)比，如果兩者的政策效應(yīng)具有顯著差異，說明鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域的影響是顯著的，并非偶然現(xiàn)象，反之亦然。

類似之前的做法，對(duì)所有其他38個(gè)地區(qū)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，計(jì)算各地區(qū)人均產(chǎn)出的真實(shí)值與其合成值之間的差距，作為隨機(jī)選取某一地區(qū)估計(jì)鄭西高鐵影響效應(yīng)的分布。如果在西安、渭南、三門峽、洛陽各市發(fā)現(xiàn)的差距與這個(gè)差距分布顯著不同，則意味著在四市的發(fā)現(xiàn)是顯著的。但由于合成值是通過近似2005年之前決定經(jīng)濟(jì)增長的因素構(gòu)造而成，若某地區(qū)2005年之前的平均預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)差較大，則意味著模型對(duì)該地區(qū)的近似程度較差，那么如果用該地區(qū)2005年之后的差距作為對(duì)比，其作用就會(huì)較弱。仍以西安為例，在2005年之前，其平均預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)差是0.0134，剔除控制組中平均預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)差大于西安2倍以上的地區(qū)，其中最大的預(yù)測(cè)標(biāo)準(zhǔn)差約為西安的26倍，其余各市大致處于2—10倍之間，剔除這些地區(qū)之后，控制組的數(shù)量為16個(gè)。

由圖4可知，1995年—2005年，西安人均產(chǎn)出真實(shí)值與合成值差距的變化程度與其他地區(qū)的差距并不大，但至2005年之后，西安與其他地區(qū)的差距開始逐漸變大，其分布位于其他地區(qū)的外部，表明鄭西高鐵對(duì)西安經(jīng)濟(jì)增長具有一定影響，也表明只有1/17，即5.88%的概率出現(xiàn)西安與合成樣本之間這么大的變動(dòng)程度，類似于傳統(tǒng)統(tǒng)計(jì)推斷的顯著性水平，因此，認(rèn)為西安人均產(chǎn)出的增加在10%的水平上顯著。此外，渭南、三門峽及洛陽均通過了安慰劑試驗(yàn)與排序檢驗(yàn)，由于篇幅有限，在此不再贅述。

圖4 排序檢驗(yàn)

3、雙重差分法

為了檢驗(yàn)合成控制法所得結(jié)果的穩(wěn)健性，運(yùn)用雙重差分法分別估計(jì)鄭西高鐵對(duì)沿線各市的影響效應(yīng)。

表3 雙重差分法

表3顯示，利用雙重差分法評(píng)估鄭西高鐵對(duì)西安、渭南、三門峽、洛陽人均產(chǎn)出的平均處理效應(yīng)分別為0.091、0.141、0.104、0.159，與合成控制法所得結(jié)果較為接近，表明實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性。

通過上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，鄭西高鐵對(duì)沿線各市人均產(chǎn)出均產(chǎn)生了影響，與其潛在的增長趨勢(shì)相比有一定程度的上升，表明鄭西高鐵對(duì)其具有正效應(yīng)，且在統(tǒng)計(jì)上具有顯著性。

五、影響機(jī)制分析

通過以上實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)高速鐵路能夠?yàn)檠鼐€區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長帶來顯著正效應(yīng)，那么高速鐵路影響經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制是什么呢？這是本章亟待解決的問題。

高速鐵路對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響主要分為直接效應(yīng)與間接效應(yīng)：

第一，直接效應(yīng)。由于交通基礎(chǔ)設(shè)施投資會(huì)帶來比較廣泛的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，所以投資增加必然導(dǎo)致相關(guān)產(chǎn)業(yè)的產(chǎn)出增加，并通過投資乘數(shù)效應(yīng)的擴(kuò)大帶動(dòng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長（李平等，2011）。而高速鐵路作為一項(xiàng)重要的交通基礎(chǔ)設(shè)施，其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的促進(jìn)作用則首先體現(xiàn)在建設(shè)投資對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的直接拉動(dòng)作用，即直接效應(yīng)。

第二，間接效應(yīng)。交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展能夠提高地區(qū)之間的可達(dá)性，降低時(shí)間成本與運(yùn)輸成本，打破地區(qū)間的市場分割格局，加快資本、勞動(dòng)力、技術(shù)等生產(chǎn)要素的流通速度，提高經(jīng)濟(jì)資源配置效率，擴(kuò)大市場規(guī)模，深化專業(yè)化分工的程度。此外，交通體系的網(wǎng)絡(luò)化與高密度布局能夠強(qiáng)化區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，擴(kuò)展城市或城市群的邊界，增加知識(shí)溢出的可能性，提升創(chuàng)新空間，增加經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的集聚效應(yīng)，提高生產(chǎn)力，而高速鐵路作為一種快速交通工具更加催化了交通基礎(chǔ)設(shè)施影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)理。

圖5 高速鐵路影響經(jīng)濟(jì)增長的作用機(jī)制

對(duì)于高速鐵路對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的直接效應(yīng)顯而易見，在此不再贅述，接下來將重點(diǎn)分析高速鐵路能否提升地區(qū)之間的可達(dá)性，強(qiáng)化區(qū)域之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度。

（一）研究方法與樣本數(shù)據(jù)

本章將分別計(jì)算鄭西高鐵沿線城市的可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，通過對(duì)比這兩個(gè)變量在高鐵修建前后發(fā)生的變化，用以證明鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生的間接效應(yīng)。由于在計(jì)算可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度時(shí)，需考慮時(shí)間距離，所以不宜利用回歸模型進(jìn)行分析。

1、可達(dá)性

可達(dá)性通常與某地區(qū)的地理區(qū)位、交通基礎(chǔ)設(shè)施狀況密切相關(guān)，此外，地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也會(huì)對(duì)其產(chǎn)生影響。加權(quán)平均旅行時(shí)間是比較常用的可達(dá)性評(píng)價(jià)方法，其主要側(cè)重于從節(jié)約交通成本的角度來考察區(qū)域的可達(dá)性水平。

其中，Ri為城市i的可達(dá)性水平，Ri值越小，表明城市i的可達(dá)性越好，反之，則越差；Tij表示從城市i到城市j的最短時(shí)間，以“小時(shí)”為單位；GDPj為城市j的國民生產(chǎn)總值，單位為“億元”；n為除了i以外的鄭西高鐵沿線城市的總數(shù)。

2、經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度

區(qū)域經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度可以同時(shí)反映經(jīng)濟(jì)中心對(duì)周邊地區(qū)的輻射能力以及周邊地區(qū)對(duì)經(jīng)濟(jì)中心輻射能力的接受程度，可利用常用的牛頓力學(xué)引力模型進(jìn)行測(cè)度：

其中，ERIi表示城市i的對(duì)外經(jīng)濟(jì)聯(lián)系總量，即城市i與其它地區(qū)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度；ERIij為城市i與城市j之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度；Pi與Pj分別為城市i與城市j的人口規(guī)模，單位為“萬人”；GDPi和GDPj表示城市i、城市j的國民生產(chǎn)總值，單位為“億元”；Dij表示基于鐵路的城市i到城市j的最短時(shí)間，以“小時(shí)”為單位。

3、數(shù)據(jù)來源

本章分別計(jì)算鄭西高鐵修建之前2004年以及建成之后2015年的可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度。對(duì)于基于鐵路的城市間最短旅行時(shí)間，其初始數(shù)據(jù)來源于當(dāng)年的《全國鐵路列車時(shí)刻表》。由于列車在上行與下行中，其最短旅行時(shí)間存在一定差異，所以將兩班次中的最短旅行時(shí)間進(jìn)行平均。其余各變量均來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》及CEIC中國經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫。

（二）結(jié)果分析

鄭西高鐵分別經(jīng)過了鄭州、洛陽、三門峽、渭南以及西安，根據(jù)（6）式與（7）式分別計(jì)算2004年與2015年這些地區(qū)的可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，得到如下結(jié)果：

表4 鄭西高鐵修建前后沿線城市的可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度

由表4可知，鄭西高鐵大幅度縮短了沿線各市的空間距離，提升了區(qū)域間的可達(dá)性水平，其平均增長率約為69.06%。但由于受站點(diǎn)等級(jí)與客運(yùn)組織等因素的影響，對(duì)于不同城市而言，其可達(dá)性水平提高的幅度存在一定差異，其中鄭州和洛陽的可達(dá)性增長率略低于平均水平，其余三市的增長率均達(dá)到70%之上。

隨著鄭西高鐵的修建，沿線區(qū)域的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度顯著增加。2004年，各市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度僅保持在12萬經(jīng)濟(jì)度至61萬經(jīng)濟(jì)度（億元·萬人/h2），而2015年各市經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度猛增至727萬經(jīng)濟(jì)度—2683萬經(jīng)濟(jì)度，平均提升了約43倍，其中三門峽市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度增加幅度最大，達(dá)到將近60倍，鄭州與洛陽的增長幅度均為34倍左右，渭南和西安則提高了約44倍。

由此可見，鄭西高鐵確實(shí)能夠提高沿線區(qū)域的可達(dá)性與經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，從而對(duì)沿線地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生間接效應(yīng)。鄭西高鐵作為連接豫、陜兩省的重要交通樞紐，其是否會(huì)增強(qiáng)兩省之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度？為了解決該問題，分別計(jì)算出鄭西高鐵修建前后，河南各地市與陜西省會(huì)西安市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度以及陜西各地市與河南省會(huì)鄭州市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，以此分析鄭西高鐵對(duì)兩個(gè)省份經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度的影響效應(yīng)。

圖6 豫、陜兩省之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度

隨著鄭西高鐵的修建，豫、陜兩省之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度也逐漸增強(qiáng)。在鄭西高鐵修建之前，河南各市與西安的平均經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度僅約為1.04萬經(jīng)濟(jì)度，其中，洛陽與西安的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度最大，但也僅為3.26萬經(jīng)濟(jì)度，其余各市與西安的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度大部分都小于1萬經(jīng)濟(jì)度。在鄭西高鐵修建之后，豫、陜兩省之間的空間距離縮短，河南各市與西安的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度明顯提升。鄭州、洛陽、三門峽與西安的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度分別達(dá)到了177.40、196.69、153.87萬經(jīng)濟(jì)度，表明鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度具有顯著的影響效應(yīng)，其余各市的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度基本保持在10萬至30萬經(jīng)濟(jì)度的范圍，其中，濮陽、許昌與西安的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度小于10萬經(jīng)濟(jì)度，但較之2004年，其提升幅度也分別達(dá)到了25.11和35.13倍。

陜西各市與鄭州的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度在鄭西高鐵修建前后也發(fā)生了較大幅度的變化。2004年，西安、渭南與鄭州的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度分別為2.30、1.27萬經(jīng)濟(jì)度，其余各市與鄭州的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度均在1萬經(jīng)濟(jì)度之下，在鄭西高鐵開通之后，雖然陜西各市與鄭州的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度發(fā)生明顯變化，其提升幅度基本保持在20至80倍之間，但大部分地市與鄭州的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度卻低于7萬經(jīng)濟(jì)度，僅寶雞、咸陽、渭南以及西安的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度達(dá)到了20萬經(jīng)濟(jì)度之上。

綜上所述，鄭西高鐵對(duì)豫、陜兩省之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度具有顯著影響效應(yīng)，能夠明顯提升兩省之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度。其中，河南各市與西安之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度增幅較大，而陜西邊界各市與鄭州的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度相對(duì)較弱，但較之2004年，其經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度也明顯增強(qiáng)。

六、結(jié)論與政策建議

通過將鄭西高鐵作為一項(xiàng)自然實(shí)驗(yàn)，選取1995年—2015年市級(jí)平衡面板數(shù)據(jù)，采用合成控制法將控制組加權(quán)平均，構(gòu)造處理組的“反事實(shí)”狀態(tài)，評(píng)估鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，研究發(fā)現(xiàn)：合成控制法能夠很好地?cái)M合鄭西高鐵修建前西安、渭南、三門峽與洛陽四市的經(jīng)濟(jì)增長路徑；鄭西高鐵的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)存在1至2年的滯后期，2005年其對(duì)沿線區(qū)域的經(jīng)濟(jì)帶動(dòng)效應(yīng)均不顯著，并伴隨小幅波動(dòng)，但總體具有可持續(xù)性；鄭西高鐵使西安、渭南、三門峽與洛陽四市的人均產(chǎn)出年均分別增長了0.97%、1.37%、0.91%及1.23%；通過安慰劑試驗(yàn)和排序檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)鄭西高鐵對(duì)沿線區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長具有正效應(yīng)，且在統(tǒng)計(jì)上具有顯著性特征；利用雙重差分方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，四市的平均處理效應(yīng)分別為0.091、0.141、0.104、0.159，與合成控制法所得結(jié)果較為接近，表明實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性；通過作用機(jī)制分析，發(fā)現(xiàn)鄭西高鐵不但能夠提升沿線區(qū)域的可達(dá)性及經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度，對(duì)沿線地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生間接效應(yīng)，而且還能明顯增強(qiáng)豫、陜兩省之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度。其中，河南各市與西安之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度增幅較大，而陜西邊界各市與鄭州的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度相對(duì)較弱，但與2004年相比，其經(jīng)濟(jì)聯(lián)系強(qiáng)度也明顯增強(qiáng)。

根據(jù)以上結(jié)論，提出以下政策建議：

首先，加強(qiáng)中西部地區(qū)的高速鐵路基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，由于多因素制約，我國中西部地區(qū)的高鐵覆蓋率遠(yuǎn)低于東南沿海地區(qū)，如果說，高速鐵路對(duì)東南沿海區(qū)域經(jīng)濟(jì)起到的是“錦上添花”的作用，那么對(duì)中西部區(qū)域經(jīng)濟(jì)應(yīng)該是“雪中送炭”，從高鐵發(fā)揮的邊際效用角度考慮，國家應(yīng)加大對(duì)中西部高速鐵路建設(shè)的投資力度，擴(kuò)大其經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，縮小東西部差距。其次，強(qiáng)化沿線區(qū)域的經(jīng)濟(jì)合作與融合，高速鐵路能夠顯著提高沿線城市的可達(dá)性，沿線區(qū)域應(yīng)加速生產(chǎn)要素的交流位移，增加區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)合作與融合，強(qiáng)化區(qū)域間經(jīng)濟(jì)的互補(bǔ)性，實(shí)現(xiàn)區(qū)域跨越發(fā)展與遞進(jìn)發(fā)展的協(xié)調(diào)統(tǒng)一。

1.李紅昌、Linda Tjia、胡順香：《中國高速鐵路對(duì)沿線城市經(jīng)濟(jì)集聚與均等化的影響》[J]，《數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究》2016年第11期。

2.李平、王春暉、于國才：《基礎(chǔ)設(shè)施與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的文獻(xiàn)綜述》[J]，《世界經(jīng)濟(jì)》2011年第5期。

3.劉勇：《交通基礎(chǔ)設(shè)施投資、區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長及空間溢出作用——基于公路、水運(yùn)交通的面板數(shù)據(jù)分析》[J]，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2010年第12期。

4.劉生龍、胡鞍鋼：《交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化》[J]，《經(jīng)濟(jì)研究》2011年第3期。

5.王曉東、鄧丹萱、趙忠秀：《交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)經(jīng)濟(jì)增長的影響——基于省際面板數(shù)據(jù)與Feder模型的實(shí)證檢驗(yàn)》[J]，《管理世界》2014年第4期。

6.王雨飛、倪鵬飛.：《高速鐵路影響下的經(jīng)濟(jì)增長溢出與區(qū)域空間優(yōu)化》[J]，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2016年第2期。

7.張麗：《非平衡化與不平衡——中國近代農(nóng)村經(jīng)濟(jì)》[J]，《南開經(jīng)濟(jì)研究》2006年第6期。

8.周海波、胡漢輝、謝呈陽、戴萌：《地區(qū)資源錯(cuò)配與交通基礎(chǔ)設(shè)施：來自中國的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》[J]，《產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究》2017年第1期。

9.周浩、鄭筱婷：《交通基礎(chǔ)設(shè)施質(zhì)量與經(jīng)濟(jì)增長：來自中國鐵路提速的證據(jù)》[J]，《世界經(jīng)濟(jì)》2012年第1期。

10.Abadie,A.,Diamond,A.and Hainmuellert J.,2015,“Comparative Politics and the Synthetic Control Method”[J],American Journal of Political Science,vol.59,pp495-510.

11.Aschauer,D.A.,1989,“Is Public Expenditure Productive?”[J].Journal of Monetary Economics,vol. 23,pp177-200.

12.Baldw in,R.Forslid,R.Martin,P.Ottaviano,G.and Nicoud,F.R.,2003,“Econom ic Geography and Public Policy”[M],Princeton University Press.

13.Behrens,K.Lamorgese,AR.Ottaviano,GIP.and Tabuchi,T.,2007,“Changes in Transport and Non-Transport Costs:Local vs Global Impacts in a Spatial Network”[J],Ssrn Electronic Journal,vol. 37(6),pp 625-648.

14.Bonaglia,F.Ferrara,EL.,and Marcellino,M.,2000,“Public Capital and Econom ic Performance:Evidence From Italy”[J],Ssrn Electronic Journal,vol.59(2),pp221-244.

15.Hulten Charles,R.and Schwab Robert,M.,1993,“Infrastructure Spending:Where Do We Go From Here?”[J].National Tax Journal,vol.46(3),pp 261-273.

16.Kelejian,HH.and Robinson,D.P.,2000,“Returns to Investment in Navigation Infrastructure:An Equilibrium Approach”[J].The Annals of Regional Science,vol.34(1),pp 83-108.

17.Knaap,T.and Oosterhaven,J.,2011,“Measuring the Welfare Effects of Infrastructure:A Simple Spatial Equilibrium Evaluation of Dutch Railway Proposals”[J],Research in Transportation Economics,vol. 31(1),pp 19-28.

18.Li X,Huang B,Li R,et al.,2016,“Exploring the Impact of High Speed Railways on the Spatial Redistribution of Economic Activities-Yangtze River Delta Urban Agglomeration as a Case Study”[J].Journal of Transport Geography,vol.57,pp194-206.

19.Puga,D.,2008,“Agglomeration and Cross-Border Infrastructure”[D],Eib Papers,vol.13(2),pp102-124.

20.Qin,Y.,2016,“No county left behind?The distributional impact of high-speed rail upgrade in China”[J],Journal of Economic Geography,vol.6(17),pp1-42.

21.Strauss J.,Li Hongchang,Hu Shunxiang,and Liu Lihong,2017,“Do High Speed Railways Lead to Urban Econom ic Grow th in China?:A Panel Data Study of China's Cities”[D].SsrnWoking Paper,No.41171113, pp1-43.

22.Verma,A.,Sudhira,H.S.,Rathi,S.,King,R.,and Dash,N.,2013,“Sustainable Urbanization Using High Speed Rail in Karnataka,India”[J].Research in Transportation Economics,vol.38(1),pp67-77.

23.Wylie,P.J.,1996,“Infrastructure and Canadian Economic Grow th 1946-1991”[J].Canadian Journal of Economics,vol.29(1),pp350-355.

（G）

*本文獲得國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目（71173165）的資助。作者感謝匿名審稿專家提出的寶貴意見。