黃漫宇 余祖鵬 趙 曜

（中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院，武漢 430073）

引 言

城市作為我國經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的重要載體，對實現(xiàn)區(qū)域高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義［1］。改革開放40多年以來，雖然我國實現(xiàn)了工業(yè)化和城市化的迅速推進，但與此同時，城市陷入了經(jīng)濟增長和環(huán)境保護的博弈困境，這阻礙了我國城市由數(shù)量型向質(zhì)量型增長轉(zhuǎn)變的實現(xiàn)［2］。因此，如何在資源和環(huán)境約束下實現(xiàn)經(jīng)濟增長成為了當(dāng)前城市發(fā)展面臨的重要問題。作為將環(huán)境保護與經(jīng)濟增長有機整合的綠色創(chuàng)新戰(zhàn)略，無疑是解決城市發(fā)展困境的一劑良方。 《中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標(biāo)綱要》中強調(diào)應(yīng)當(dāng)加快推動綠色低碳發(fā)展，支持綠色技術(shù)創(chuàng)新。因此，推動綠色創(chuàng)新對于我國現(xiàn)階段實現(xiàn)經(jīng)濟綠色轉(zhuǎn)型以及高質(zhì)量發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。當(dāng)前，諸多學(xué)者就如何推動綠色創(chuàng)新展開了有益探索。綜合來看，已有文獻主要從資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展、產(chǎn)業(yè)與市場、環(huán)境制度、外資利用等維度研究了如何提升綠色創(chuàng)新［2，3］，但該類文獻較少關(guān)注交通基礎(chǔ)設(shè)施對城市綠色創(chuàng)新的影響，尤其忽視了高鐵的作用。高鐵開通會加速創(chuàng)新要素的跨區(qū)域流動，尤其會促進人力資源在更廣范圍的再分配［4，5］，增加高鐵開通城市創(chuàng)新發(fā)展所需的要素儲備［6，7］。 此外，高鐵因具有運輸高效和低污染等特征，一定程度上能緩解地區(qū)環(huán)境治理壓力［8］，因而可能會對城市綠色創(chuàng)新具有重要影響。

目前，只有少數(shù)學(xué)者關(guān)注了高鐵開通與城市綠色創(chuàng)新的關(guān)系， Huang和 Wang （2020）［9］探究了高鐵開通對長江經(jīng)濟帶城市群綠色創(chuàng)新效率的影響機制，但僅關(guān)注了高鐵開通所導(dǎo)致的創(chuàng)新要素流動，而忽視了創(chuàng)新要素流動背后所蘊含的更深層次因素。事實上，只有當(dāng)?shù)貐^(qū)產(chǎn)業(yè)發(fā)展強勁，對人才和資本等創(chuàng)新要素才具有吸引力，從而引發(fā)創(chuàng)新要素的跨區(qū)域流動［10］，因而有必要從產(chǎn)業(yè)發(fā)展層面考察高鐵開通的作用力。此外，李濤和劉國燕 （2021）［11］進行了類似研究，雖然其考察了高鐵開通背景下的研發(fā)要素流動對省域綠色創(chuàng)新效率的經(jīng)濟效應(yīng)，但卻忽視了城市等級和地區(qū)異質(zhì)性的潛在作用。城市等級和地區(qū)發(fā)展差異會影響城市開通高鐵的機會，進而作用于高鐵網(wǎng)絡(luò)規(guī)劃和布局［12］，從而可能影響高鐵開通效果。因而，需要將城市等級和地區(qū)發(fā)展差異納入高鐵開通效應(yīng)的評估體系。

綜上所述，雖然已有文獻針對高鐵開通與城市綠色創(chuàng)新關(guān)系進行了一定探究，但依然存在不足：（1）已有文獻并未充分重視高鐵對綠色創(chuàng)新的重要影響，關(guān)于高鐵開通與綠色創(chuàng)新關(guān)系的實證研究較為缺乏；（2）少數(shù)研究雖然考察了高鐵開通對綠色創(chuàng)新的影響機制，但并未關(guān)注到生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚對二者關(guān)系所發(fā)揮的重要作用；（3）已有學(xué)者大多從局部區(qū)域或者省域?qū)用嫣接懜哞F開通與綠色創(chuàng)新的關(guān)系，鮮有從全國城市層面的實證研究。

鑒于此，本文的邊際貢獻主要在于：（1）基于中國城市數(shù)據(jù)，從綠色創(chuàng)新視角探索高鐵開通效應(yīng)，是對已有研究的有益拓展和補充；（2）從生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚視角探究了高鐵開通影響城市綠色創(chuàng)新的作用機制，有助于厘清二者關(guān)系的作用過程；（3）從城市等級和城市群異質(zhì)性考察我國高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的異質(zhì)性影響，益于更加細致的理解高鐵開通的經(jīng)濟和社會意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的影響

綠色創(chuàng)新是指將技術(shù)創(chuàng)新和環(huán)境保護雙重利益結(jié)合起來，在緩解資源環(huán)境壓力的同時增加經(jīng)濟收益的新型創(chuàng)新活動［13，14］。綠色創(chuàng)新需要綠色知識和技術(shù)等創(chuàng)新要素的跨區(qū)域流動以實現(xiàn)廣泛參與。“時空壓縮”效應(yīng)下高鐵開通會增強城際可達性，為創(chuàng)新要素流動提供更為多元的渠道，要素流動效率得以提升，客觀上能優(yōu)化城市綠色創(chuàng)新所需要素間的匹配質(zhì)量，不僅有利于創(chuàng)新要素深度參與綠色創(chuàng)新過程，還可能由此產(chǎn)生綠色知識和技術(shù)溢出［15，16］。高鐵開通背景下的創(chuàng)新要素跨區(qū)域流動加快了綠色知識和技術(shù)的擴散和傳播，有益于企業(yè)間的信息溝通協(xié)作，推動綠色工藝創(chuàng)新［17］，在各地環(huán)境規(guī)制日益趨緊的客觀背景下，為企業(yè)生產(chǎn)工藝的綠色化革新和升級提供可能，這一過程的實現(xiàn)則具有內(nèi)部經(jīng)濟性和正外部性的雙重屬性。綠色工藝創(chuàng)新不僅減少了企業(yè)長期生產(chǎn)成本，還降低了城市環(huán)境遭受污染加重的可能；另外，高鐵開通有利于促進綠色技術(shù)市場和環(huán)境權(quán)益市場中交易行為的達成。由于該類市場中交易標(biāo)的具有多樣性和復(fù)雜性，往往需要交易雙方面對面進行協(xié)商和談判才更可能達成交易。

高鐵開通則能顯著降低面對面協(xié)商和談判實現(xiàn)的難度，加快了交易進度，推動了綠色技術(shù)的交易和流轉(zhuǎn)，為綠色技術(shù)流入企業(yè)的末端污染治理提供了重要技術(shù)支撐，有助于降低企業(yè)污染排放規(guī)模，最終緩解城市生態(tài)負荷。由此可得到假設(shè)1。

H1：高鐵開通能夠促進城市綠色創(chuàng)新。

1.2 高鐵開通、生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚與城市綠色創(chuàng)新

現(xiàn)代服務(wù)業(yè)尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展和壯大被認為是優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、提高城市發(fā)展效率的重要途徑［10］。較之于其他行業(yè)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)因更加依賴人力資本、知識和信息的流動，對交通可達性更為敏感。已有研究表明，高鐵會誘導(dǎo)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從非高鐵沿線城市向高鐵沿線城市集聚，從而增強高鐵沿線城市的區(qū)位優(yōu)勢［10］。區(qū)位優(yōu)勢的強化則會提高高鐵開通城市市場競爭激烈程度，出于成本考量，市場主體尤其是大型制造型企業(yè)通常會將生產(chǎn)部門從高鐵網(wǎng)絡(luò)中心城市遷移到沿線外圍城市，而只將具備生產(chǎn)服務(wù)屬性的企業(yè)總部保留在中心城市，因而總體上會增加生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的產(chǎn)業(yè)占比［17］，有助于提升城市經(jīng)濟效率，減少城市污染［18］。具體而言，作為知識和技術(shù)密集型行業(yè)，生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚會產(chǎn)生知識溢出效應(yīng)，客觀上會加快產(chǎn)業(yè)內(nèi)部和產(chǎn)業(yè)間的科研合作，有利于節(jié)能減排屬性的綠色技術(shù)和工藝的研發(fā)和創(chuàng)新［19］，為具有綠色需求意愿的企業(yè)提供了重要選擇，有助于加快企業(yè)綠色化生產(chǎn)進程。

綠色技術(shù)和工藝的運用不僅會提高企業(yè)生產(chǎn)效率，

提升產(chǎn)品競爭力，而且還能實現(xiàn)產(chǎn)中環(huán)節(jié)的能源節(jié)約；另外，高鐵開通下的高端生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚能夠促進綠色技術(shù)研發(fā)部門污染控制技術(shù)的產(chǎn)生和革新，為制造業(yè)部門末端污染治理提供技術(shù)支撐，

有利于強化企業(yè)在產(chǎn)后環(huán)節(jié)的污染排放管理，從而促進城市綠色創(chuàng)新發(fā)展。由此可得到假設(shè)2。

H2：高鐵通過促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚進而影響城市綠色創(chuàng)新。

1.3 高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的異質(zhì)性影響

結(jié)合新經(jīng)濟地理學(xué)可知，中心城市往往具備優(yōu)越的區(qū)位條件，擁有市場規(guī)模大和基礎(chǔ)設(shè)施完善等發(fā)展優(yōu)勢，能夠吸引更多創(chuàng)新要素的流入和聚集，從而有助于形成良好的綠色創(chuàng)新發(fā)展環(huán)境。較之而言，非中心城市區(qū)位條件一般劣于中心城市，對創(chuàng)新要素的吸引力相對較弱，不利于城市綠色創(chuàng)新發(fā)展，區(qū)位條件的差異會拉大中心與外圍城市間綠色創(chuàng)新發(fā)展差距。在區(qū)域發(fā)展不均衡的情形下，中心城市對外圍城市通常具有 “擴散”和 “虹吸”雙重效應(yīng)［18］。在擴散效應(yīng)下，距離中心城市較近的外圍城市往往能從中心城市獲得更多的發(fā)展福利，而遠離中心城市的其他外圍城市則受到的影響較弱［20］。與此同時，還需要考慮到虹吸效應(yīng)的影響，距離中心城市過近，非中心城市的發(fā)展則可能受到中心城市的負外部性影響，表現(xiàn)為非中心城市創(chuàng)新要素流向中心城市，不利于非中心城市的綠色創(chuàng)新發(fā)展。在高鐵作用的加持下，非中心城市與中心城市間原有的區(qū)位關(guān)系發(fā)生了改變，這會反過來影響高鐵開通與城市綠色創(chuàng)新的關(guān)系。由此假設(shè)3被提出。

H3：不同等級城市的高鐵開通對綠色創(chuàng)新的影響存在差異。

2 實證研究設(shè)計

2.1 模型設(shè)定

2.1.1 城市綠色創(chuàng)新的評價

當(dāng)前關(guān)于綠色創(chuàng)新的評價方法與思路大致可分為兩類：（1）參數(shù)法，通過SFA隨機前沿來測度綠色創(chuàng)新效率，以此表征綠色創(chuàng)新，但實際中投入和產(chǎn)出之間并不一定存在固定比率關(guān)系，因此該方法存在一定的局限性；（2）非參數(shù)法，以Tone（2001）［21］為主要代表的學(xué)者較早提出了非徑向、非角度的DEA模型（SBM－DEA），為后續(xù)綠色創(chuàng)新評價研究提供了方法論支撐，該模型可以同時從投入和產(chǎn)出兩個角度對無效率狀況進行測量，并且其測量效率不存在弱有效問題。因此結(jié)合已有研究，本文選擇包含非期望產(chǎn)出的SBMDEA模型來測度城市綠色創(chuàng)新，并借助DEA MAX軟件實現(xiàn)該過程。具體數(shù)理計算過程如模型 （1）所示：

模型 （1）中ρ代表效率值，0≤ρ≤1，如果其值等于1，則說明被評價單元是強有效的。λ表示DMU線性組合系數(shù)，由于在實際生產(chǎn)中，許多生產(chǎn)單位并不會處于最優(yōu)規(guī)模狀態(tài)，所以該研究對城市綠色創(chuàng)新的測度基于可變規(guī)模報酬，即λ的和為1。s表示松弛變量，s－、s＋分別表示投入可以減少值和期望產(chǎn)出可以減少值，sb－表示存在非期望產(chǎn)出過多的現(xiàn)象。

2.1.2 多期DID模型

由于各地市開通高鐵的時間存在較大差異，并不一致，因而使用普遍意義上的DID方法無法對高鐵開通的政策效應(yīng)進行精準(zhǔn)評估。而多期DID則能夠很好的避免政策執(zhí)行時間不一致的問題，從而能很好地估計出 “政策處理效應(yīng)”?；诖?，采取多期DID方法，以便更加精準(zhǔn)地估計高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的影響。相應(yīng)的回歸方程如模型 （2）所示：

模型 （2） 中Ginnoit表示i城市在t年份的城市綠色創(chuàng)新評價水平。HSRdumit表示城市是否開通高鐵的虛擬變量。afterit為政策分組虛擬變量，在高鐵開通前取0，否則取1。由于不同城市開通高鐵的年份并不一致，因此并未將afterit和HSR?dumit作為解釋變量加入模型 （2）中，否則可能會引發(fā)共線性問題，從而產(chǎn)生估計偏誤。為簡便起見，實證回歸結(jié)果中使用DID表示afterit×HSR?dumit。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

通常包含非期望產(chǎn)出的SBM－DEA模型在評價綠色創(chuàng)新時，需考慮多類型投入和產(chǎn)出因素。借鑒王巧等 （2020）［22］的做法，本文從投入和產(chǎn)出兩部分來綜合評價城市綠色創(chuàng)新，具體指標(biāo)選取為：

（1）人力資本投入。結(jié)合現(xiàn)有文獻，并考慮數(shù)據(jù)可得性，本文以從事科技活動和環(huán)境水利勘探的從業(yè)人數(shù)總規(guī)模來衡量人力資本投入水平［22］。

（2）物質(zhì)資本投入。由于地級市工業(yè)污染治理投資總額數(shù)據(jù)難以完整獲取，因此本文利用地級市固定資本存量來衡量物質(zhì)資本投入水平。結(jié)合張軍等 （2004）［23］所提出的 “永續(xù)盤存法” 對各地級市固定資本存量進行測算，并以2004年為基期進行平減處理，最終得到各地級市固定資本存量實際值。

（3）能源投入。針對能源投入，已有研究多采用水資源消耗量、石油消耗量、全市用電總額來衡量［22］。為了更為準(zhǔn)確的衡量能源投入水平，本文利用熵值法將這3個指標(biāo)合成為能源投入綜合指標(biāo)，以此表征城市能源投入。

（4）期望產(chǎn)出。為了使期望產(chǎn)出體現(xiàn)創(chuàng)新和綠色的屬性，將其分別設(shè)置為創(chuàng)新產(chǎn)出和環(huán)境產(chǎn)出。對于創(chuàng)新產(chǎn)出，借鑒已有文獻做法，用專利授權(quán)量來表征［22］。在環(huán)境產(chǎn)出方面，基于韓晶等（2012）［2］的研究，使用市轄區(qū)綠化覆蓋率來表征。

（5）非期望產(chǎn)出。結(jié)合已有研究的做法［24］，將環(huán)境污染變量作為衡量非期望產(chǎn)出的總體指標(biāo)，分別選取工業(yè)廢水、二氧化硫（SO2）以及工業(yè)固體廢棄物（COD）作為非期望產(chǎn)出的具體環(huán)境污染指標(biāo)，并通過熵值法將3個指標(biāo)合成為環(huán)境污染綜合指標(biāo)，以此來衡量非期望產(chǎn)出。

2.2.2 核心解釋變量

現(xiàn)有文獻主要通過設(shè)置虛擬變量的方式來衡量城市開通高鐵的狀態(tài)。借鑒已有研究，以地級市是否開通高鐵作為核心被解釋變量①，地級市已開通高鐵取值為 “1”，否則取值為 “0”［9］。

2.2.3 中介變量

綜合國家統(tǒng)計局 《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)分類（2019）》的劃分規(guī)則以及馬紅梅和郝美竹 （2020）［10］的做法，用交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、計算機服務(wù)和軟件業(yè)，金融業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究、技術(shù)服務(wù)和地質(zhì)勘查業(yè)五大行業(yè)代表生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平（Agg）的具體計算過程如式 （3）所示：

其中PSit和Xit分別表示i城市第t年的生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)和全部就業(yè)人數(shù)，PS和X則分別表示全部城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)人數(shù)和全部就業(yè)人數(shù)，Agg值越大代表生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚水平越高。

2.2.4 控制變量

城市經(jīng)濟開放程度（perfdi）。外商直接投資作為衡量區(qū)域開放度的重要指標(biāo)，城市開放程度越高，越有利于綠色創(chuàng)新的資本積累，因此也會對綠色創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響［22］。出于嚴(yán)謹，本文選取各地級市人均實際利用外資金額作為城市經(jīng)濟開放程度的代理變量。根據(jù)當(dāng)期人民幣對美元實際匯率將其核算為人民幣單位，并以2004年為基期進行平減處理。交通基礎(chǔ)設(shè)施水平（road）。由于城市公路建設(shè)水平直接反映了當(dāng)?shù)亟煌ɑA(chǔ)設(shè)施狀況，交通基礎(chǔ)設(shè)施條件越好的城市，要素和資源聚集能力往往越強，越有利于城市創(chuàng)新發(fā)展［4］。因此將公路建設(shè)水平也納入到控制變量指標(biāo)體系中，具體以各地級市公路開通里程數(shù)來衡量?？萍及l(fā)展水平（pate）。由于科技水平會直接影響城市綠色創(chuàng)新，已有研究大多采用城市專利授權(quán)數(shù)量來反映科技水平［2］。因相較于實用新型專利和外觀設(shè)計專利，發(fā)明專利科技含量更高，更能代表城市科技產(chǎn)出水平，因此選取考察期內(nèi)各地級市的發(fā)明專利授權(quán)數(shù)量作為衡量該城市科技發(fā)展水平的指標(biāo)。政府干預(yù)程度（scipay）。政府對教育和科技事業(yè)的投入力度越大，當(dāng)?shù)氐膭?chuàng)新環(huán)境通常會更加優(yōu)質(zhì)，進而有利于城市綠色創(chuàng)新［1］。因此，以城市教育事業(yè)支出規(guī)模和科技事業(yè)支出規(guī)模之和衡量政府干預(yù)程度。為了避免異方差的影響，本文對所有控制變量做對數(shù)化處理。

2.3 數(shù)據(jù)來源與說明

該研究的數(shù)據(jù)來源主要有EPS數(shù)據(jù)庫、中國鐵路集團官方網(wǎng)站、《中國鐵道年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、國家專利局等相關(guān)文本信息資料。由于我國第一條真正意義上的高鐵開通年份為2008年，為了觀測城市綠色創(chuàng)新效率在高鐵開通前后的變化情況，因此選取以2004年為起點，并剔除考察期內(nèi)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重、發(fā)生重大行政區(qū)劃調(diào)整以及撤地設(shè)市的城市，如巢湖、銅仁、畢節(jié)、拉薩等，最終形成了2004～2019年中國246個地級及以上城市的面板數(shù)據(jù)，主要變量的數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計情況如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

3 實證結(jié)果與分析

3.1 平行趨勢檢驗

在報告DID的回歸結(jié)果之前，需要檢驗高鐵開通城市與未開通城市是否滿足平行趨勢假設(shè)。圖1展示了模型 （2）中的回歸系數(shù)的估計結(jié)果②。從圖2可以看出，高鐵開通提前年份對城市綠色創(chuàng)新影響的均值都不顯著異于0，而高鐵開通滯后年份對城市綠色創(chuàng)新影響的均值均顯著不為0，因此平行趨勢得到滿足。

圖1 平行趨勢檢驗

3.2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

研究中采用Stata14軟件對模型 （3）進行了回歸估計，表2給出了高鐵開通影響城市綠色創(chuàng)新的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。從表2中列 （1）可知，高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新具有顯著影響，系數(shù)為正且在1%的水平上顯著。表2中列 （2）的回歸結(jié)果顯示，在考慮控制變量的情況下，回歸系數(shù)依然顯著為正。這共同說明高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新具有促進作用。因此，假設(shè)1得證。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.3 穩(wěn)健性檢驗

3.3.1 替換解釋變量

由于不同城市的高鐵發(fā)展水平存在較為明顯的差異，東部城市的高鐵發(fā)展水平總體高于中、西部城市，如果僅從城市是否開通高鐵來衡量高鐵對城市綠色創(chuàng)新的影響可能存在估計偏誤。因此為了進一步驗證高鐵開通效應(yīng)，考慮將解釋變量替換為各地級市開通高鐵站數(shù)量，利用多期DID模型重新檢驗高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的影響。如表3所示，列 （1）為未加入控制變量時，地級市高鐵站數(shù)量對城市綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)在10%的統(tǒng)計水平上顯著為正，列 （2）中則加入了控制變量，此時回歸系數(shù)依然為正，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著。這說明高鐵開通能促進城市綠色創(chuàng)新，即使替換核心解釋變量，回歸結(jié)果依然顯著。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.3.2 PSM－DID檢驗

本文利用PSM－DID方法對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗。具體的，為了進行樣本城市傾向得分匹配處理，本文所選取的可能影響開通高鐵的協(xié)變量主要包括城市經(jīng)濟發(fā)展水平、人口數(shù)量、城鎮(zhèn)化水平。進一步地，在對處理組和對照組進行最近鄰傾向得分匹配后，繪制了核密度函數(shù)曲線，如圖3所示。根據(jù)圖2（a）可知，在進行最近鄰匹配之前，處理組分布較為松散，而對照組傾向于向左偏且分散，兩組樣本的傾向得分值概率密度分布存在明顯差異，如果不對兩組樣本加以匹配，直接進行比較可能會造成估計偏誤。如圖2（b）所示，在完成最近鄰傾向得分匹配處理后，保留下來的兩組樣本概率密度分布明顯趨于一致，這表明匹配后兩組樣本城市各方面特征已經(jīng)非常接近，總體上看，兩組樣本的匹配效果較好。

圖2

為了避免匹配后的處理組和對照組在相關(guān)協(xié)變量方面出現(xiàn)顯著系統(tǒng)性差異，還對兩組協(xié)變量進行了平衡性檢驗，檢驗結(jié)果顯示所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)誤偏差絕對值均顯著小于10%，這意味著處理組和對照組間此時已不存在顯著系統(tǒng)性差異，通過了平衡性檢驗，因此符合隨機試驗的要求，有效消除了因樣本選擇偏差而產(chǎn)生的內(nèi)生性偏誤③。

因此，在樣本滿足隨機試驗要求的前提下，本文利用PSM－DID方法對研究樣本進行了再估計，具體回歸結(jié)果報告于表3。由表3中列 （3）和列 （4）可知，高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新存在顯著的正向影響，當(dāng)加入控制變量時，雖然核心解釋變量的估計系數(shù)略微下降，但依然在10%的統(tǒng)計水平上顯著，因此進一步驗證了高鐵開通能夠促進城市綠色創(chuàng)新。

3.3.3 內(nèi)生性處理

客觀上，高鐵開通并非完全隨機事件，與城市綠色創(chuàng)新發(fā)展可能存在反向因果關(guān)系。為了克服可能存在的內(nèi)生性，本文采用工具變量法對模型 （2）進行估計。具體的，本文借鑒吉赟和楊青的做法，利用城市平均地理坡度構(gòu)造工具變量［5］。地級市平均坡度越大，越不利于高鐵開通，且平均地理坡度屬于地理變量，不會直接影響城市綠色創(chuàng)新，因此城市平均地理坡度滿足工具變量的選取標(biāo)準(zhǔn)。于是，本文利用兩階段最小二乘法進行回歸估計，回歸結(jié)果如表4所示，由列 （1）可知，城市平均地理坡度對高鐵開通具有顯著負向影響，列 （2）中高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)依然顯著為正。此外，本文排除了工具變量不可識別和弱識別問題的干擾，保證了估計結(jié)果的有效性。因此，在考慮內(nèi)生性問題的情形下，高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的影響依然存在。

表4 內(nèi)生性處理的回歸結(jié)果

3.4 中介機制檢驗

參考喬彬等 （2019）［25］在考察高鐵影響制造業(yè)升級過程中的識別策略，本文在中介效應(yīng)模型中引入生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚因素，以此探討高鐵開通影響城市綠色創(chuàng)新的作用機制。由表5可知，列 （1）、（2）中的解釋變量為DID，在考慮控制變量的條件下，其對城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚的回歸系數(shù)為0.0582且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明高鐵開通有利于生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚。由表5中列 （4）的回歸結(jié)果可知，DID的回歸系數(shù)不再顯著，而此時生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚值（Agg）的回歸系數(shù)為0.0637且在1%的水平上顯著，由此說明高鐵開通推動了城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚進而促進城市綠色創(chuàng)新。由此可知，假設(shè)2得證。

表5 中介機制檢驗結(jié)果

3.5 異質(zhì)性分析

通常當(dāng)高鐵網(wǎng)絡(luò)建設(shè)形成一定規(guī)模后，高鐵開通效應(yīng)才更易顯現(xiàn)，高鐵網(wǎng)絡(luò)密度越大，越有利于捕捉高鐵開通效應(yīng)［26］。由于中國東部地區(qū)高鐵網(wǎng)絡(luò)規(guī)模總體上明顯優(yōu)于中西部地區(qū)，且東部城市群的高鐵網(wǎng)絡(luò)平均密度較高，因而具有較好的樣本代表性和研究價值?；诖耍瑢⒒浉郯拇鬄硡^(qū)、長江三角洲城市群和京津冀城市群作為代表性樣本。此外，城市等級也可能影響高鐵開通效應(yīng)，因此本文將樣本城市分為中心城市和非中心城市。如表6所示，從地理位置來看，高鐵開通對粵港澳大灣區(qū)和長三角城市綠色創(chuàng)新均具有顯著正向影響，影響系數(shù)分別為0.1568和0.2018，而對京津冀城市群地級市綠色創(chuàng)新則存在抑制作用。值得注意的是，高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的影響在長三角城市群表現(xiàn)最為明顯，可能的解釋是長三角城市群高鐵網(wǎng)絡(luò)密度大，且區(qū)域一體化水平已經(jīng)較高，高鐵開通則進一步提升了地區(qū)城市間的聯(lián)結(jié)有效性，使得區(qū)域創(chuàng)新要素的流動更為便利和頻繁，因而會顯著促進本地綠色創(chuàng)新效率的提升。然而，京津冀城市群目前尚未實現(xiàn)協(xié)同發(fā)展，存在少數(shù)城市發(fā)展絕對領(lǐng)先，而多數(shù)城市發(fā)展相對滯后的地區(qū)格局。城市發(fā)展差距懸殊在一定程度上強化了高鐵開通所形成的 “虹吸效應(yīng)”，從而導(dǎo)致高鐵開通對地區(qū)整體綠色創(chuàng)新的作用微弱，甚至還出現(xiàn)了一定負面影響。從城市等級來看，表6中列 （4）的回歸結(jié)果表明，高鐵開通對中心城市綠色創(chuàng)新有正向影響，系數(shù)為0.0448且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，而對非中心城市綠色創(chuàng)新無明顯影響。值得注意的是，列 （5）的回歸結(jié)果中，非中心城市的核心解釋變量（DID）系數(shù)不顯著。可能的解釋是，較之于中心城市，非中心城市的高鐵發(fā)展水平相對偏低，因而高鐵開通對非中心城市的影響強度相對有限，從而導(dǎo)致高鐵開通對非中心城市綠色創(chuàng)新的影響系數(shù)不顯著。因此，假設(shè)3得證。

表6 異質(zhì)性分回歸結(jié)果

4 結(jié)論與啟示

綠色創(chuàng)新已經(jīng)成為了我國城市實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的重要方向，如何有效推進綠色創(chuàng)新成為了當(dāng)前城市發(fā)展面臨的重要課題。因此本文基于全國246個地級市的面板數(shù)據(jù)，運用多期DID方法，實證分析了高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的影響和作用機理。本文研究結(jié)果表明：高鐵開通能促進城市綠色創(chuàng)新，該結(jié)論通過一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立；作用機制方面，高鐵開通是通過推動生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚作用于城市綠色創(chuàng)新。異質(zhì)性影響方面，高鐵開通促進了珠三角和長三角城市綠色創(chuàng)新發(fā)展，尤其有利于提升長三角城市綠色創(chuàng)新效率，而對京津冀城市群地級市綠色創(chuàng)新效率則存在一定的抑制作用。此外，高鐵開通主要促進了中心城市的綠色創(chuàng)新發(fā)展，而對非中心城市綠色創(chuàng)新的影響并不明顯。

（1）擁有高鐵的城市應(yīng)抓住機遇，以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚為新增長點與新動能，依托高鐵發(fā)展進一步促進生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)集聚，通過產(chǎn)業(yè)的集聚與融合，強化本地的知識溢出，促進產(chǎn)業(yè)間的資源共享，提高產(chǎn)業(yè)層面的綠色創(chuàng)新水平，最終促進城市綠色創(chuàng)新；（2）在高鐵網(wǎng)絡(luò)快速形成的背景下，因高鐵開通存在異質(zhì)性影響，非中心城市應(yīng)當(dāng)找準(zhǔn)城市發(fā)展定位，積極利用中心城市所帶來的擴散效應(yīng)來抵消虹吸效應(yīng)，為中心城市做好產(chǎn)業(yè)承接，努力融入以中心城市為引領(lǐng)的區(qū)域一體化發(fā)展格局；（3）長江三角洲城市群和珠江三角洲城市群應(yīng)該借助高鐵網(wǎng)絡(luò)進一步提升本區(qū)域的輻射和帶動作用，在強化自身綠色創(chuàng)新發(fā)展的同時，盡可能促進周邊城市的綠色創(chuàng)新發(fā)展。京津冀城市群則應(yīng)通過高鐵網(wǎng)絡(luò)優(yōu)化城市群內(nèi)部產(chǎn)業(yè)分工，實現(xiàn)資源和要素的重新配置，以此縮小城市間的綠色創(chuàng)新發(fā)展差距，進而實現(xiàn)地區(qū)協(xié)同發(fā)展目標(biāo)。

雖然本文較為深入的考察了高鐵開通影響城市綠色創(chuàng)新的影響及作用機制，但依然存在待完善之處。高鐵開通極大提高了城市間空間關(guān)聯(lián)程度，各城市均不是孤立的地理單位，因此理論上，高鐵不僅會影響開通城市的綠色創(chuàng)新，而且還可能作用于周邊未開通高鐵城市的發(fā)展，即高鐵開通對城市綠色創(chuàng)新的影響可能存在空間溢出效應(yīng)，該問題值得進一步探索。

注釋：

①按照 《鐵路安全管理條例》的規(guī)定，本文所指高鐵泛指運行速度大于200km／h的鐵路運輸種類，運行時速超過200km／h的動車組列車線路也包含在內(nèi)。另外本文設(shè)定地級市高鐵站包含?？扛哞F列車的普通車站。

②由于將高鐵開通前一期（Pre1）作為基準(zhǔn)，因此圖2中并未顯示Pre1的結(jié)果。

③由于篇幅有限，該部分的平衡性檢驗結(jié)果并未在文中呈現(xiàn)，留存待索。