張亞麗，項本武

(浙江海洋大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，浙江 舟山 316022)

一、引言

改革開放以來，中國交通基礎(chǔ)設(shè)施取得了跨越式發(fā)展，成為中國經(jīng)濟(jì)增長奇跡背后的一個重要推力。自國家實施新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略以來，城市群作為城市化高級階段的產(chǎn)物，日益成為我國新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的主體形態(tài)。2021年3月發(fā)布的國家十四五規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要，明確提出“深入推進(jìn)以人為核心的新型城鎮(zhèn)化戰(zhàn)略，以城市群、都市圈為依托促進(jìn)大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)聯(lián)動、特色化發(fā)展，使更多人民群眾享有更高品質(zhì)的城市生活”，賦予了城市群建設(shè)更高的奮斗目標(biāo)。在我國新型城鎮(zhèn)化建設(shè)進(jìn)程中，各城市群綜合交通體系不斷完善并呈現(xiàn)多元化特征。交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善可以降低要素和商品的運輸成本，促進(jìn)市場一體化、市場競爭和專業(yè)化分工，從而提升資源配置的效率，隨著城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化的提升，有助于為城市群內(nèi)部城市經(jīng)濟(jì)增長提供正的外部性，從而推動城市群內(nèi)部大中小城市協(xié)調(diào)聯(lián)動發(fā)展。然而，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化在促進(jìn)城市群經(jīng)濟(jì)增長的同時，也會引致城市群經(jīng)濟(jì)活動在空間上的重新分布，從而既可能通過擴(kuò)散效應(yīng)的渠道，有利于城市群內(nèi)部全部城市的經(jīng)濟(jì)增長，也可能通過虹吸效應(yīng)的渠道，僅僅有利于城市群內(nèi)部中心城市的增長而抑制非中心城市的經(jīng)濟(jì)增長。關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施引發(fā)的經(jīng)濟(jì)分布效應(yīng)的已有研究中，部分文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)了虹吸效應(yīng)存在的經(jīng)驗證據(jù)，也有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)了擴(kuò)散效應(yīng)存在的經(jīng)驗證據(jù)，由此引出的問題是當(dāng)前我國城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化對城市經(jīng)濟(jì)究竟是產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)還是虹吸效應(yīng)？或者說，交通網(wǎng)絡(luò)一體化能否促進(jìn)城市群區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展？本文試圖在科學(xué)測度城市融入城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平的基礎(chǔ)上，探討其對城市群內(nèi)部城市經(jīng)濟(jì)增長的影響，以回答上述問題。

二、文獻(xiàn)綜述

交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的影響一直以來受到學(xué)者們的關(guān)注。不少學(xué)者尤其關(guān)注交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出的影響，如Alan(1989)[1]基于美國數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，交通等基礎(chǔ)設(shè)施投資的產(chǎn)出彈性為0.39，從而表明交通等基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長有重要作用。此后，關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施投資對總產(chǎn)出影響的研究大量涌現(xiàn)，如 Roller和Waverman(2001)[2]考察了OECD國家1970—1990年電信設(shè)施投資對GDP 的影響、Cesar和Luis(2004)[3]考察了包含交通、通信和電力等多種基礎(chǔ)設(shè)施投資對GDP的影響。使用時間序列數(shù)據(jù)的研究成果表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的彈性在0.27～0.58之間，Bonaglia等(2000)[4]對如此高的產(chǎn)出彈性提出了質(zhì)疑，認(rèn)為時間序列數(shù)據(jù)各變量間可能存在“偽相關(guān)”。使用面板數(shù)據(jù)估計的交通基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出彈性，比使用時間序列數(shù)據(jù)所估計的要小，如張學(xué)良(2012)[5]利用1993—2009年的中國省級面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，中國交通基礎(chǔ)設(shè)施的產(chǎn)出彈性為 0.05～0.07，交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)非常顯著，若不考慮空間溢出效應(yīng)，會高估交通基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的作用。然而，也有文獻(xiàn)得到了相反的結(jié)論，如Devarajan等(1996)[6]基于發(fā)展中國家的面板數(shù)據(jù)的研究表明，交通投資對經(jīng)濟(jì)增長具有負(fù)面或不顯著的影響。也有學(xué)者側(cè)重關(guān)注交通基礎(chǔ)設(shè)施對全要素生產(chǎn)率的影響，如Fernald(1999)[7]基于美國州際高速公路對勞動生產(chǎn)率影響的研究、劉秉鐮等(2010)[8]基于鐵路和公路基礎(chǔ)設(shè)施對中國全要素生產(chǎn)率影響的研究、Farhadi (2015)[9]基于OECD國家交通基礎(chǔ)設(shè)施對全要素生產(chǎn)率的影響研究，都顯示了交通基礎(chǔ)設(shè)施改善的積極作用。

更多學(xué)者則特別關(guān)注區(qū)域間交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長的同時，是否引致經(jīng)濟(jì)活動在空間上的重新分布效應(yīng)。部分文獻(xiàn)支持交通基礎(chǔ)設(shè)施引致的經(jīng)濟(jì)聚集及虹吸效應(yīng)的存在，如Sasaki等(1997)[10]對日本新干線的研究發(fā)現(xiàn)，新干線網(wǎng)絡(luò)的擴(kuò)張導(dǎo)致核心區(qū)域的可達(dá)性進(jìn)一步提升，經(jīng)濟(jì)集聚程度進(jìn)一步增強(qiáng)。Givoni(2006)[11]研究發(fā)現(xiàn)，高鐵在促進(jìn)了總體經(jīng)濟(jì)增長的同時提升了經(jīng)濟(jì)聚集程度，推動了中心城市的經(jīng)濟(jì)增長，卻抑制了邊緣城市的經(jīng)濟(jì)增長。Qin(2017)[12]對中國鐵路升級的研究表明，鐵路升級增強(qiáng)了沿途中小縣城向鐵路節(jié)點城市的經(jīng)濟(jì)集聚。Benjamin(2014)[13]基于中國高速公路網(wǎng)絡(luò)的研究發(fā)現(xiàn)，高速公路加快區(qū)域中心城市對周邊接入高速公路的縣城的市場整合，增強(qiáng)了區(qū)域中心城市的經(jīng)濟(jì)聚集效應(yīng)，抑制邊緣縣的經(jīng)濟(jì)增長。張克中和陶東杰(2016)[14]基于中國地級市面板數(shù)據(jù)的研究表明，高鐵開通顯著降低了沿途非中心城市的經(jīng)濟(jì)增長率，從而證實了高鐵的虹吸效應(yīng)。另外一些文獻(xiàn)則支持交通基礎(chǔ)設(shè)施引致的擴(kuò)散效應(yīng)的存在，如Ahlfeldt和Feddersen(2010)[15]研究發(fā)現(xiàn)，德國科隆至法蘭克福高鐵的開通提升了市場可達(dá)性，推動了沿途地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長。Baum-Snow等(2012)[16]對中國城市圈的研究發(fā)現(xiàn)，城市周邊、城市間的高速公路和鐵路交通的改善會導(dǎo)致次郊區(qū)化，經(jīng)濟(jì)活動會沿著城市周邊的交通支線和環(huán)線向外擴(kuò)散。Xu和Nakajima (2017)[17]研究發(fā)現(xiàn)，接入高速公路的縣可獲得大城市經(jīng)濟(jì)增長的正向溢出效應(yīng)，能獲得更好的工業(yè)增長。李煜偉和倪鵬飛(2013)[18]基于中國部分城市數(shù)據(jù)的實證檢驗發(fā)現(xiàn)，在運輸網(wǎng)絡(luò)影響下，中心城市依靠要素集聚獲得增長，非中心城市基于外部性的作用，經(jīng)濟(jì)增長加速。

可見，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長究竟是產(chǎn)生虹吸效應(yīng)還是擴(kuò)散效應(yīng)，基于不同樣本的研究結(jié)論并不統(tǒng)一?，F(xiàn)有研究為正確認(rèn)識交通基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟(jì)增長及分布效應(yīng)奠定了良好基礎(chǔ)，然而，已有研究存在進(jìn)一步深入探討的空間，如已有研究主要檢驗單一交通方式基礎(chǔ)設(shè)施(如高速公路或高鐵)對經(jīng)濟(jì)增長的影響，難以反映現(xiàn)代交通運輸網(wǎng)絡(luò)體系特征，為此，我們使用包含高速公路、鐵路及航空三種方式構(gòu)成的交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平的測度方法，能夠更好地反映現(xiàn)代綜合交通運輸體系對經(jīng)濟(jì)增長的影響。此外，現(xiàn)有研究主要使用高速公路或高鐵沿線區(qū)域作為研究樣本，我們使用城市群內(nèi)部地級以上城市作為研究樣本，從城市群層面為探討交通基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)提供一個新的視角。基于以上考慮，本文在合理測度城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平的基礎(chǔ)上，通過檢驗其對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響，來探討城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化究竟是導(dǎo)致了擴(kuò)散效應(yīng)還是虹吸效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

(一)城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化的測度

(二)理論基礎(chǔ)與模型設(shè)定

從理論上來看，交通基礎(chǔ)設(shè)施改善可以降低要素和商品的運輸成本，促進(jìn)市場一體化、市場競爭和專業(yè)化分工，從而提升資源配置的效率 (Redding和Turner，2015[25])。相關(guān)實證研究支持了交通基礎(chǔ)設(shè)施改善對市場一體化的促進(jìn)作用，如Bernard等(2015)[26]研究發(fā)現(xiàn)，日本九州新干線開通增加了沿線企業(yè)的下游客戶數(shù)量和上游供應(yīng)商數(shù)量；饒品貴等(2019)[27]研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通促進(jìn)了市場一體化程度的提高，導(dǎo)致企業(yè)與供應(yīng)商的距離進(jìn)一步增加，供應(yīng)商的分布也更為分散；潘爽和葉德珠(2021)[28]研究發(fā)現(xiàn)，高鐵開通能顯著降低市場分割對資源流動的阻礙作用。此外，大量研究還發(fā)現(xiàn)，中國的高鐵開通促進(jìn)了生產(chǎn)要素的流動，增加了跨地區(qū)投資(李欣澤等，2017[29]；李新光和黃安民，2018[30]；馬光榮等，2020[31]；孫浦陽等，2019[32])?？梢?，隨著城市群交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善，城市融入城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平的提升，將導(dǎo)致群內(nèi)城市能夠分享城市群更大的規(guī)模經(jīng)濟(jì)、更深的產(chǎn)業(yè)分工利益、更強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，從而有助于城市取得更好的經(jīng)濟(jì)績效，享受交通基礎(chǔ)設(shè)施改善帶來的擴(kuò)散效應(yīng)。然而，部分文獻(xiàn)對高鐵的研究發(fā)現(xiàn)虹吸效應(yīng)存在的證據(jù)，表明理論上存在著另外一種可能，即隨著城市群交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善，城市融入城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平的提升，引致生產(chǎn)要素和生產(chǎn)活動向城市群內(nèi)部中心城市的集聚，從而在推動中心城市經(jīng)濟(jì)增長的同時，卻抑制了邊緣城市的經(jīng)濟(jì)增長。

為了檢驗城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化究竟是導(dǎo)致虹吸效應(yīng)還是擴(kuò)散效應(yīng)，本文將基于城市層面測度的城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平作為核心解釋變量納入城市經(jīng)濟(jì)增長模型。由于城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平的測度無法獲得時間系列數(shù)據(jù)，因此，基于數(shù)據(jù)可得性，只能構(gòu)建橫截面計量模型，基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

lnGDPPi=β0+β1lnTNIi+∑δXi+μi+εi

(1)

式(1)中，i為城市，GDPPi為城市i的人均GDP，TNIi為城市i的交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)；X為其他控制變量向量，借鑒已有研究成果，主要包括城市人口密度(lnDENS)、城市投資強(qiáng)度(lnCAP)、城市外資開放度(lnFDI)、城市貿(mào)易開放度(lnTRADE)、城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占GDP比重(lnSTRU)，從而控制城市相關(guān)因素對城市人均GDP的影響；μi為城市群固定效應(yīng)，控制城市群不可預(yù)測的異質(zhì)性的影響；ε為隨機(jī)擾動項，β和δ為待估參數(shù)，其中，我們重點關(guān)注回歸系數(shù)β1，若β1>0，則表明城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化促進(jìn)了城市經(jīng)濟(jì)增長，從而支持交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的擴(kuò)散效應(yīng)，若β1<0，則表明城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化抑制了城市經(jīng)濟(jì)增長，從而支持交通基礎(chǔ)設(shè)施對經(jīng)濟(jì)增長的虹吸效應(yīng)。

進(jìn)一步，為了檢驗城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制，我們基于城市層面構(gòu)建城市群商品市場一體化指數(shù)(lnCMI)和城市群勞動力市場一體化指數(shù)(lnLMI)作為中介變量，用于機(jī)制檢驗的中介效應(yīng)模型如下：

lnGDPPi=β0+β1lnTNIi+β2Xi+μi+ε1i

(2)

Mi=α0+α1lnTNIi+α2Xi+μi+ε2i

(3)

lnGDPPi=γ0+γ1lnTNIi+γ2Mi+γ3Xi+μi+ε3i

(4)

式(3)中，M為中介變量，包括城市群商品市場一體化指數(shù)和城市群要素市場一體化指數(shù)。其他變量同上。當(dāng)β1顯著時，表明城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平對城市經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生擴(kuò)散效應(yīng)，當(dāng)α1顯著時，表明城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平將影響中介變量。在此基礎(chǔ)上，當(dāng)γ2顯著且γ1不顯著或系數(shù)小于β1時，則說明中介效應(yīng)存在。

(三)樣本、變量與數(shù)據(jù)

中國城市群數(shù)量眾多，主導(dǎo)層次不一，既有國家主導(dǎo)的跨省際城市群，也有地方主導(dǎo)的省域內(nèi)城市群，考慮到國家級城市群更有代表性，且其與地方政府主導(dǎo)的城市群相比發(fā)展程度更高，因此，我們主要選擇國家級城市群樣本。截至2019年，已獲批復(fù)的國家級城市群有10個、尚待批復(fù)的國家級城市群有2個。在這12個城市群中，考慮到粵港澳大灣區(qū)獲批時間較短且其在一國兩制背景下與其他城市群面臨的單一制度環(huán)境不同，蘭西城市群包含四個自治州的大量非城市地區(qū)，因此，我們的樣本中不包括這兩個城市群。最后，我們選取10個國家級城市群中的地級以上城市作為研究樣本，即京津冀、長三角、長江中游、哈長、成渝、中原、北部灣、關(guān)中平原、呼包鄂榆、海峽西岸等十大城市群共164個城市。

因變量GDPP為各城市的人均GDP，代表城市的經(jīng)濟(jì)績效，用各城市2019年的GDP除以城市常住人口得到，原始數(shù)據(jù)來源于歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》。

核心解釋變量城市融入城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)的構(gòu)造方法見上節(jié)，原始數(shù)據(jù)均來自我們?nèi)斯な占?。參考伍駿騫等(2017)[33]、李培鑫和張學(xué)良(2019)[22]的方法，三種交通方式通勤時間及城市間空間距離分別采用下列方式獲得：公路交通數(shù)據(jù)，通過百度地圖查詢兩兩城市行政中心之間的交通距離，以及駕駛機(jī)動車輛消耗的時間，由于百度地圖的測算基于區(qū)域間機(jī)動車輛的交通 GPS大數(shù)據(jù)，智能化選取了兩地之間平均交通時間最短的道路，因此，公路通勤時間實際選擇的是兩地間駕車的最短時間；鐵路交通數(shù)據(jù)，如果兩兩城市間有高鐵線路直達(dá)，則選擇高鐵通行的最短時間，數(shù)據(jù)來源于12306 網(wǎng)站；航空交通數(shù)據(jù)，如果兩兩城市間有航空交通直達(dá)，則選擇航空通行的最短時間，數(shù)據(jù)來源于攜程網(wǎng)。根據(jù)2019年《交通運輸行業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》，公路、鐵路和民航的旅客發(fā)送量占全年全國旅客發(fā)送量的份額分別為73.92%、20.80%和3.75%，依據(jù)這一數(shù)據(jù)，我們設(shè)定三種交通方式的權(quán)重。

在控制變量中，城市人口密度(DENS)采用城市常住人口除以其建成區(qū)面積得到；城市投資強(qiáng)度(CAP)采用城市固定資產(chǎn)投資總額除以城市GDP得到；城市貿(mào)易開放度(TRADE)采用城市進(jìn)出口總額除以城市GDP得到；城市外資開放度(FDI)采用城市實際利用外資總額除以城市GDP得到；城市第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比重(STRU)采用城市第三產(chǎn)業(yè)增加值除以城市GDP得到；城市群商品市場一體化指數(shù)(CMI)借鑒和改造Parsley等(2001)[34]相對價格方差法構(gòu)建，原始數(shù)據(jù)為城市居民消費價格分類指數(shù)，具體包括食品煙酒、衣著、居住、生活用品及服務(wù)、交通和通信、教育文化和娛樂、醫(yī)療保健、其他用品及服務(wù)等八大類；城市群要素市場一體化指數(shù)(LMI)借鑒和改造陳立泰等(2017)[35]使用勞動力市場一體化水平代理，并基于實際工資絕對平均偏差法構(gòu)建，原始數(shù)據(jù)為城市在崗職工的平均工資。所有控制變量使用的原始數(shù)據(jù)均來源于相關(guān)年份的《中國城市統(tǒng)計年鑒》及各城市統(tǒng)計年鑒。各變量描述性統(tǒng)計見表1。

表1 數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計

四、實證分析結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)式(1)的模型設(shè)定，我們利用十大城市群內(nèi)部共164個城市數(shù)據(jù)實證檢驗城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響，基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表1。

表2中模型(1)只引入城市人口密度一個控制變量，核心解釋變量為城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)，回歸結(jié)果顯示，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)和人口密度均在1%的水平下顯著為正。模型(2)引入人口密度和投資強(qiáng)度兩個控制變量，并未改變核心變量符號及顯著性水平，但回歸系數(shù)有所下降，人口密度在5%的水平下顯著為正，投資強(qiáng)度在1%的水平下顯著為正。模型(3)引入人口密度、投資強(qiáng)度和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三個控制變量，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)回歸系數(shù)仍在1%的水平下顯著為正，人口密度回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為正，投資強(qiáng)度仍在1%的水平下顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正。模型(4)在模型(3)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步引入外資開放度共四個控制變量，核心解釋變量回歸系數(shù)的符號與顯著性水平與模型(3)一致，但回歸系數(shù)值減小，四個控制變量中，人口密度在10%的水平下顯著為正，投資強(qiáng)度仍在1%的水平下顯著為正，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)回歸系數(shù)仍然在10%的水平下顯著為正，外資開放度在1%的水平下顯著為正。模型(5)在模型(4)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入貿(mào)易開放度共五個控制變量，核心解釋變量回歸系數(shù)的符號與顯著性水平與模型(4)一致，貿(mào)易開放度在1%的水平下顯著為正，其他四個控制變量的顯著性水平與模型(4)一致。從模型擬合優(yōu)度來看，隨著控制變量的引入，模型擬合優(yōu)度在逐步增加。模型(1)沒有引入任何控制變量，擬合優(yōu)度只有0.45，模型(5)引入全部控制變量后，擬合優(yōu)度達(dá)到最大值0.60。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

從模型(5)回歸結(jié)果可以看出，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化每增加一個百分點，則城市人均GDP增長0.31個百分點，可見，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化對城市經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正影響，從而也支持了交通基礎(chǔ)設(shè)施的擴(kuò)散效應(yīng)的理論預(yù)期。城市人口密度每增加一個百分點，則城市人均GDP增長0.13個百分點，表明了城市規(guī)模經(jīng)濟(jì)的作用。城市投資強(qiáng)度每增加一個百分點，則城市人均GDP增長0.44個百分點，外資開放度每增加一個百分點，則城市人均GDP增長0.08個百分點，貿(mào)易開放度每增加一個百分點，則城市人均GDP增長0.13個百分點，城市第三產(chǎn)業(yè)比重每增加一個百分點，則城市人均GDP增長0.04個百分點?？傮w來看，基準(zhǔn)回歸表明，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化對城市經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正影響，從而也支持了交通基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟(jì)增長擴(kuò)散效應(yīng)的理論預(yù)期。

(二)穩(wěn)健性檢驗

城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，其交通基礎(chǔ)設(shè)施投資強(qiáng)度越大，進(jìn)而更有利于城市融入城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平，因此，基準(zhǔn)模型可能存在反向因果的內(nèi)生性問題。為此，我們尋找合適的工具變量對其進(jìn)行檢驗。

本文參照劉修巖(2014)[36]、柏培文和張云(2021)[37]采用城市地理位置與地形特征作為外生工具變量的方法。城市地理位置(Distance)的測度，依據(jù)交通部發(fā)布的《全國沿海港口布局規(guī)劃》，利用谷歌地圖根據(jù)各城市經(jīng)緯度測算出其到沿海港口的距離。城市地形特征(Slope)的測度，采用封志明等(2011)[38]關(guān)于地形起伏度的測量方法。地理位置與地形特征是脫離經(jīng)濟(jì)系統(tǒng)的外生變量，并不會直接作用于城市人均GDP水平，因此滿足工具變量嚴(yán)格外生的條件。然而，到沿海港口距離越近，該地經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度越高，從而有利于更多的交通基礎(chǔ)設(shè)施投資，從而與城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平存在高度相關(guān)性。同理，城市地形起伏度越平坦，越有利于交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)，從而也與城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平存在明顯的相關(guān)性。這兩個變量的采用滿足工具變量格嚴(yán)外生和強(qiáng)相關(guān)的條件?；貧w結(jié)果見表3。

表3結(jié)果顯示，第一階段F統(tǒng)計量均大于經(jīng)驗法則的臨界值10，即內(nèi)生變量與工具變量在統(tǒng)計上存在較強(qiáng)的相關(guān)性。由弱IV檢驗表明，各列Gragg-DonaldWaldF統(tǒng)計量均大于Stock-Yogo在10%顯著性水平上的臨界值，即上述兩類工具變量均通過弱工具變量檢驗。另外，各列的可識別檢驗K-PaaprkLM統(tǒng)計量均在1%顯著性水平下拒絕原假設(shè)即工具變量滿足可識別性。從第二階段回歸結(jié)果可知，采用兩個工具變量以后，城市融入城市群一體化指數(shù)的回歸系數(shù)仍然顯著為正，證實了基準(zhǔn)回歸的結(jié)論，表明本文實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

(三)中間機(jī)制檢驗

上述基準(zhǔn)回歸支持了城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化促進(jìn)了城市的經(jīng)濟(jì)增長，從而支持了交通基礎(chǔ)設(shè)施改善的擴(kuò)散效應(yīng)。城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化如何促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長？中間傳導(dǎo)機(jī)制如何發(fā)揮作用？筆者認(rèn)為，城市群交通網(wǎng)絡(luò)的改善和一體化水平的提升，通過促進(jìn)城市群商品市場的一體化和城市群勞動力市場的一體化作用于城市群內(nèi)部城市的經(jīng)濟(jì)增長。一方面，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善可以降低商品的運輸成本，促進(jìn)城市群商品市場一體化，有利于群內(nèi)城市分享城市群更大的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，從而有助于城市取得更好的經(jīng)濟(jì)績效。另一方面，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善可以降低要素的運輸成本，促進(jìn)城市群要素市場一體化，有利于群內(nèi)城市之間生產(chǎn)要素，尤其是勞動力要素的流動，從而有助于城市取得更好的經(jīng)濟(jì)績效。為此，本文借鑒劉曉光等(2015)[39]和王梓利等(2020)[40]的做法，采用逐步檢驗法檢驗城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響機(jī)制。首先，利用城市群商品市場一體化作為中介變量，在檢驗城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化及其他自變量對城市群商品市場一體化影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗商品市場一體化指數(shù)與城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)及其他控制變量對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響。其次，利用城市群勞動力市場一體化作為中介變量，在檢驗城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化及其他自變量對城市群勞動力市場一體化影響的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步檢驗勞動力市場一體化指數(shù)與城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)及其他控制變量對城市經(jīng)濟(jì)增長的影響?；貧w結(jié)果見表4。

表4 中間機(jī)制檢驗回歸結(jié)果

續(xù)表

表4中模型(6)和模型(8)的因變量分別為中介變量，即城市融入城市群商品市場一體化指數(shù)和城市融入城市群勞動力市場一體化指數(shù)，回歸結(jié)果表明，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)的回歸系數(shù)均在5%的水平下顯著為正，表明城市群網(wǎng)絡(luò)一體化對城市群商品市場和勞動力市場一體化均有顯著的正影響。模型(7)和模型(9)的因變量為城市人均GDP的對數(shù)，分別為納入兩個中介變量連同城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)及其他控制變量對城市經(jīng)濟(jì)增長的回歸，結(jié)果顯示，兩個中介變量的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)的回歸系數(shù)同樣在1%的水平下顯著為正，然而，在模型(7)和模型(9)兩個回歸中，其系數(shù)值分別為0.18和0.15，均低于基本回歸模型的系數(shù)值0.31。從而表明，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化促進(jìn)了城市群商品市場和勞動力市場的一體化，而城市群商品市場和勞動力市場的一體化進(jìn)一步促進(jìn)了城市經(jīng)濟(jì)增長，即城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平和城市經(jīng)濟(jì)增長的中介效應(yīng)存在。

五、結(jié)論與建議

本文基于城市群內(nèi)兩兩城市間的不同交通方式加權(quán)的平均最短通勤時間構(gòu)建城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化指數(shù)，對中國10大城市群164個地級及以上城市融入所在城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平進(jìn)行了定量測度，在此基礎(chǔ)上，實證檢驗了城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平對城市自身經(jīng)濟(jì)增長的影響。基于基準(zhǔn)回歸結(jié)果表明，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平對城市經(jīng)濟(jì)增長有顯著的正影響，從而支持了交通基礎(chǔ)設(shè)施改善對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長具有擴(kuò)散效應(yīng)的理論預(yù)期。進(jìn)一步的影響機(jī)制檢驗表明，城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化通過促進(jìn)城市群商品市場和勞動力市場的一體化的途徑，最終促進(jìn)了城市經(jīng)濟(jì)增長，即城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平和城市經(jīng)濟(jì)增長的中介效應(yīng)存在。

本文研究結(jié)論具有重要的政策含義。城市群作為城市化高級階段的產(chǎn)物，日益成為我國新型城鎮(zhèn)化建設(shè)的主體形態(tài)。《國家新型城鎮(zhèn)化規(guī)劃》賦予城市群以培育支撐全國經(jīng)濟(jì)增長、促進(jìn)區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展、參與國際競爭合作重要平臺的重要使命。城市群能否成為國家的重要經(jīng)濟(jì)增長極，能否促進(jìn)城市群內(nèi)城市間協(xié)調(diào)發(fā)展，取決于城市群能否通過一體化水平的提升，發(fā)揮中心城市經(jīng)濟(jì)增長的擴(kuò)散效應(yīng)，促進(jìn)群內(nèi)城市的經(jīng)濟(jì)增長和協(xié)調(diào)發(fā)展。交通網(wǎng)絡(luò)一體化是城市群一體化的物質(zhì)基礎(chǔ)和先決條件，因此，大力提升城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平對于促進(jìn)城市群經(jīng)濟(jì)增長和協(xié)調(diào)發(fā)展具有重要的意義。盡管中國交通基礎(chǔ)設(shè)施近年來有快速增長的勢頭，但從國際比較來看，交通基礎(chǔ)設(shè)施水平依然偏低，尤其是城市群內(nèi)部城市之間由于跨區(qū)域行政壁壘導(dǎo)致城市間一些斷頭路的存在，以及少數(shù)城市間還缺乏高速公路連接等問題，如長三角城市群中上海與舟山之間缺乏直達(dá)高速公路連接，這些問題的存在阻礙了城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化水平的進(jìn)一步提升。因此，對于促進(jìn)城市群交通網(wǎng)絡(luò)一體化而言，一方面，要繼續(xù)推進(jìn)城市群之間交通基礎(chǔ)設(shè)施投資力度，另一方面，要重點打通城市間的斷頭路，進(jìn)一步改善城市群內(nèi)部城市間交通網(wǎng)絡(luò)的便捷性，促進(jìn)商品和生產(chǎn)要素在城市群內(nèi)部更加充分和自由地流動，從而為促進(jìn)城市群經(jīng)濟(jì)增長和協(xié)調(diào)發(fā)展提供堅實的物質(zhì)基礎(chǔ)。