張榮博，周渝霜，黃 瀟

（ 重慶工商大學(xué) 長江上游經(jīng)濟(jì)研究中心，重慶 南岸區(qū) 400067 ）

一、引言

交通運輸業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)性行業(yè)，也是助推我國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要動力。交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)會使區(qū)域經(jīng)濟(jì)在發(fā)展過程中產(chǎn)生空間集聚軸，具有良好的紐帶作用，能夠優(yōu)化地域產(chǎn)業(yè)布局，加速產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，縮小區(qū)域間的經(jīng)濟(jì)差異[1]。

然而，已有對交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的相關(guān)研究與文獻(xiàn)中，大多會受到內(nèi)生性的困擾：①交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和經(jīng)濟(jì)增長兩者相互影響，表現(xiàn)出互為因果關(guān)系；②影響經(jīng)濟(jì)發(fā)展的解釋變量很多，若忽略某些重要的解釋變量，可能造成遺漏變量偏誤；③在鐵路等交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)的過程中，由于自然地理、成本收益和地方政府自我 利益等問題，線路規(guī)劃和站點選取的方案并不是嚴(yán)格外生的。

為更好地避免交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展之間存在的內(nèi)生性問題，本文選取遂渝鐵路①重慶沿線的區(qū)級層面的面板數(shù)據(jù)，使用雙重差分法（DID）來評估鐵路開通對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的純影響。

本文余下的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述和研究框架；第三部分是估計方法、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)變量選擇（主要包括：數(shù)據(jù)的來源、變量的選取、計量模型的建立與平行趨勢假定）；第四部分是實證結(jié)果分析；第五部分是穩(wěn)健性檢驗；第六部分是鐵路建設(shè)效應(yīng)的影響分析（主要進(jìn)行檢驗鐵路效 應(yīng)的存在是否對公路交通方式產(chǎn)生“虹吸效應(yīng)”）；第七部分是結(jié)論與政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）文獻(xiàn)述評

關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)影響的文獻(xiàn)中，國外學(xué)者研究起步時間較早，成果也較為豐富。

鐵路的開通促進(jìn)了整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，增強(qiáng)了區(qū)域間經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出性，改變了區(qū)域經(jīng)濟(jì)空間分布格局[2]-[3]，其中大城市經(jīng)濟(jì)的不斷增長能夠?qū)χ苓吙h域產(chǎn)生較大的正向溢出效應(yīng)[4]，促進(jìn)沿途各縣人均GDP的提高，提升工業(yè)尤其是重工業(yè)的產(chǎn)出效率[5]。Ashish Verma[6]認(rèn)為高速鐵路在印度地區(qū)城鎮(zhèn)和城市實現(xiàn)協(xié)調(diào)可持續(xù)發(fā)展方面存在顯著作用，對該地區(qū)的城市化建設(shè)和城市空間重組升級存有正面效應(yīng)。Patricia C.Melo and Daniel J.Graham[7]使用美國大都市區(qū)的平衡面板數(shù)據(jù)來衡量交通產(chǎn)生的城市集聚經(jīng)濟(jì)的間接影響，并得出公路運輸對勞動生產(chǎn)率有積極作用。通過對德國科隆到法蘭克福之間高鐵沿線的經(jīng)濟(jì)發(fā)展進(jìn)行實證分析發(fā)現(xiàn)，在GDP增長中，高速鐵路的貢獻(xiàn)率能夠達(dá)到8.5%[8]。此外，高鐵站周圍地區(qū)對企業(yè)來講極具有吸引力，能夠提升辦公地點的區(qū)位條件[9]。高鐵的便利增加人們城市的可達(dá)性，促進(jìn)了知識創(chuàng)造經(jīng)濟(jì)形成與商務(wù)快捷交流，促進(jìn)第三產(chǎn)業(yè)的協(xié)調(diào)發(fā)展，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化轉(zhuǎn)型[10]。同時，知識經(jīng)濟(jì)與第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展在很大程度上取決于高鐵發(fā)展與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同步性。

但是，交通基礎(chǔ)設(shè)施對邊緣城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著負(fù)面作用，相對于其他城市，邊緣城市的經(jīng)濟(jì)增長率平均要低18%，而其工業(yè)總產(chǎn)值的增長率平均要低26%[11]，由于火車提速在各個地區(qū)之間不是平均分配的，因此鐵路建設(shè)并不利于各縣經(jīng)濟(jì)的發(fā)展[12]，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善并不一定能促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，政府不應(yīng)該太重視交通基礎(chǔ)設(shè)施的大規(guī)模建設(shè)[13]。

相比較而言，國內(nèi)學(xué)者對交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的經(jīng)濟(jì)增長效應(yīng)研究結(jié)果呈現(xiàn)出較為一致的結(jié)論。進(jìn)入21世紀(jì)以來，我國交通基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的空間溢出效應(yīng)顯著為正[14]-[16]，經(jīng)濟(jì)增長的產(chǎn)出彈性值達(dá)到0.07左右，交通基礎(chǔ)設(shè)施資本存量對中國的經(jīng)濟(jì)增長仍然發(fā)揮著重要的促進(jìn)作用[17]。高鐵可從整體上提高區(qū)域可達(dá)性水平，對縮短中心城市間的時間距離產(chǎn)生一定的積極作用，并對城市集聚經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)有不同影響[18]-[22]。高速鐵路建設(shè)能夠平抑我國東部區(qū)域的價格波動，促進(jìn)中西部地區(qū)的相對價格波動，對東中部地區(qū)的工資和經(jīng)濟(jì)增長的間接效應(yīng)均為正，而對西部地區(qū)中、小型高鐵城市的相應(yīng)間接效應(yīng)均為負(fù)，且顯著降低其第一產(chǎn)業(yè)的就業(yè)水平[23]；高速公路的發(fā)展對于內(nèi)陸地區(qū)與沿海地區(qū)企業(yè)選址都有顯著促進(jìn)作用，提升了在位企業(yè)生產(chǎn)效率和潛在企業(yè)進(jìn)入市場概率，尤其對內(nèi)陸地區(qū)的促進(jìn)作用更加明顯[24]，能夠顯著提高服務(wù)業(yè)勞動生產(chǎn)率[25]，降低在位企業(yè)的退出概率[26]。交通基礎(chǔ)設(shè)施的改善帶來了更多的企業(yè)進(jìn)入和資本流入，提升企業(yè)的平均效率，促使區(qū)域內(nèi)部大部分城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)得以優(yōu)化轉(zhuǎn)型，顯著促進(jìn)縣級人均GDP的提高[27]，但高鐵開通卻惡化了勞動密集型行業(yè)的企業(yè)資本要素配置和處在鄉(xiāng)鎮(zhèn)或村的企業(yè)資本要素配置[28]。

縱觀國內(nèi)外的交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的研究，交通基礎(chǔ)設(shè)施的重要性得到了理論經(jīng)驗與實證檢驗的支持，雖然國內(nèi)外學(xué)者對鐵路的研究分析趨于綜合化和專項化，但仍存在有幾點不足：一是很多的文獻(xiàn)研究是從城市的角度出發(fā)，使用地級市的數(shù)據(jù)進(jìn)行實證分析。然而，市級行政單位在高鐵線路的選線上有較高的話語權(quán)，使得鐵路線路的布局與站點的選擇并非嚴(yán)格外生；二是在我國對此問題的研究中，絕大多數(shù)的文獻(xiàn)關(guān)注的是我國長三角和珠三角城市群等東部地區(qū)鐵路建設(shè)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)帶來的影響，過少地研究關(guān)注成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)內(nèi)部鐵路建設(shè)對縣域經(jīng)濟(jì)增長的影響，由于西部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的特殊情況，與東部地區(qū)發(fā)展有較大差異，本文的貢獻(xiàn)在于是對此理論研究的豐富，能為西部地區(qū)鐵路交通服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供一個良好范例。

綜上，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，在樣本時 間范圍內(nèi)考察遂渝鐵路建設(shè)對經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的凈影響，采取區(qū)級行政單元層面的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實證結(jié)果分析，以探討鐵路開通后產(chǎn)生的規(guī)模效應(yīng)與虹吸效應(yīng)；第二，通過使用雙重倍差模型的前沿方法，在控制多種因素的影響下，更好地解決鐵路開通存在的內(nèi)生性問題，使得估計結(jié)果相對無偏，從而評估遂渝鐵路建設(shè)對沿線縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈效益。

（二）研究框架（見圖1）

圖1 本文研究框架圖

三、估計方法、模型設(shè)定與數(shù)據(jù)變量選擇

（一）估計方法

雙重倍差法（Difference-in-difference method），亦稱DID模型。該方法是一項評估政策干預(yù)實施效果的社會研究方法，通過將“前后差異”和“有無差別”進(jìn)行有效結(jié)合，在一定程度上控制除可觀測協(xié)變量外其他不可觀測因素的影響。在模型中加入可能影響被預(yù)測變量的預(yù)測變量，控制可能的影響因素，補(bǔ)充樣本分配不能完全隨機(jī)化的弊端，避免遺漏變量造成的估計量的不一致。

DID模型的關(guān)鍵是構(gòu)造雙重差分估計量，通過對單純前后比較和橫截面比較的結(jié)合，得到：

DID是雙重差分估計量，y為被預(yù)測變量，為干預(yù)組，為控制組，t1為政策干預(yù)前，為政策干預(yù)后。

（二）計量模型設(shè)定

本文擬采用雙重倍差模型來評估遂渝鐵路對重慶沿線縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈影響，通過設(shè)立計量模型：

其中，i表示第i個區(qū)；t表示第t年份；y表示遂渝鐵路對沿線縣域的經(jīng)濟(jì)影響。本文主要從兩個維度進(jìn)行衡量，分別是經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)；為分組虛擬變量，如果該區(qū)位于遂渝鐵路沿線上，就將其賦值為1，否則為0；為時間虛擬變量，在遂渝鐵路開通之前年份賦值為0，在通車以后賦值為1；交互項為雙重差分估計量，其估計系數(shù)是我們所關(guān)心的，也是本文實證研究的重點，因為它表示遂渝鐵路通車對縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的凈影響；為其他控制變量；為時間固定效應(yīng)，為縣域個體固定效應(yīng)，即各區(qū)不隨時間變化的差異，考慮到各區(qū)之間可能本身存在差異，故引入是合理的。是隨機(jī)干擾項，表示為不可觀測因素。

（三）數(shù)據(jù)來源及其處理

遂渝鐵路起于遂寧南站，止于重慶北站。全程設(shè)有遂寧南站、遂寧站、潼南站、合川站、北碚站、沙坪壩站和重慶北站。因遂渝鐵路在四川省經(jīng)過的站點較少，考慮到直轄市地位的特殊性，再加上省際之間不可觀測的異質(zhì)性問題，因此我們將遂渝鐵路開通重慶沿線?？空军c所屬縣域作為處理組，然后選擇距離遂渝鐵路沿線較近但是未有火車經(jīng)過的縣域作為控制組（見表1）。

本文采用的數(shù)據(jù)是2002-2008年遂渝鐵路沿線范圍內(nèi)9個區(qū)級行政單元的面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于《重慶市統(tǒng)計年鑒（2003-2009）》。之所以將2006年作為開通年份，也作為政策干預(yù)發(fā)生的時間點，是因為遂渝鐵路是2006年1月15日開通運營貨運列車，2006年5月1日開通運行動車組客運列車，這樣處理可以減少估計誤差，更好地衡量鐵路效應(yīng)②。 少數(shù)區(qū)縣存在部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的問題，將在查閱相關(guān)資料的基礎(chǔ)上采用線性插值法逐一補(bǔ)齊。經(jīng)過上述處理，本文最終得到9個區(qū)2002-2008年的平衡面板數(shù)據(jù)，其中5個區(qū)作為處理組，4個區(qū)作為控制組③。

表1 雙重倍差模型中估計系數(shù)的含義

（四）變量選取

本文將縣域經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為被預(yù)測變量，用來考究遂渝鐵路開通對區(qū)域經(jīng)濟(jì)活動產(chǎn)生的影響。此外，還選取了影響縣域鐵路開通的協(xié)變量， 包括城鎮(zhèn)化率、政府財政支出、固定資產(chǎn)投資額、社會消費品額與常住人口數(shù)。表2給出了主要變量及其計算方法（見表2）。

表2 主要變量及其計算方法

（五）平行趨勢假定

平行趨勢假定是雙重差分方法的關(guān)鍵假設(shè)，即處理組個體若沒有接受政策實施干預(yù)，其結(jié)果的變動趨勢將與控制組的變動趨勢相同。換言之，未觀測因素對兩組個體的影響是相同的。如果沒有遂渝 鐵路開通這一政策干預(yù)的沖擊，處理組與控制組之間的變化趨勢一致，不存在系統(tǒng)性的顯著差異。

Before4、Before3、Before2、Before1均為虛擬變量，如果觀測值是受到遂渝鐵路開通政策干預(yù)前的第4年至第1年的數(shù)據(jù)，則該指標(biāo)分別取1，否則取0；如果觀測值是受到政策干預(yù)當(dāng)年的數(shù)據(jù)，則Current 取值為1，否則取0；當(dāng)觀測值是受到政策 干預(yù)后的第1年與第2年的數(shù)據(jù)時，After1與After2 分別取1，否則取0。將2006年作為政策實施的干預(yù)點，把代理經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的指標(biāo)作為被預(yù)測變量發(fā)現(xiàn)：Before4、Before3、Before2、Before1的系數(shù)均不顯著，而Current、After1、After2的系數(shù) 均正向顯著，說明雙重差分模型滿足平行趨勢假定。

四、實證結(jié)果分析

（一）遂渝鐵路開通對縣域經(jīng)濟(jì)增長的影響

我們用遂渝鐵路重慶沿線縣域?qū)嶋HGDP取對數(shù)作為被預(yù)測變量，進(jìn)行回歸結(jié)果估計，用以考察遂渝鐵路開通對縣域經(jīng)濟(jì)增長的凈影響。表3給出了基本回歸結(jié)果（見表3）。

表3 遂渝鐵路開通對縣域經(jīng)濟(jì)增長的影響

在不加入任何協(xié)變量的情況下，時間因素T和地區(qū)因素D顯著為正，逐步加入?yún)f(xié)變量后，時間因素和地區(qū)因素的估計系數(shù)都為負(fù)，不再具有統(tǒng)計顯著性。這說明處理組和控制組在剔除政策因素影響下縣域?qū)嶋HGDP不存在顯著差別。無論增添或減少控制變量，我們所關(guān)心的交互項D*T估計系數(shù)仍然保持統(tǒng)計顯著為正。這表明遂渝鐵路開通后顯著提高了重慶沿線縣域的實際GDP水平，相較于未開通鐵路的縣域，鐵路沿線區(qū)域能夠通過關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)生組織和帶動作用，產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)和集聚效應(yīng)，成為促進(jìn)重慶區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的引擎動力。

從其他協(xié)變量對實際GDP的影響來看，基本符 合相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)規(guī)律。政府支出規(guī)模有利于促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)增長，說明市場在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中起到了決定性作用，因此效應(yīng)為正。社會固定資產(chǎn)投資額與社會消費品零售總額對實際GDP的影響為正，通過1%的顯著性水平檢驗，說明由于重慶縣域自身的特點而不存在顯著性差異，在投資與銷售領(lǐng)域方向存有趨同。常住人口數(shù)對實際GDP的影響顯著為正，說明遂渝鐵路開通在一定程度上促進(jìn)人口的快速流動，提高縣域人口聚集程度，提升人力資本的外溢性，增進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長率。城鎮(zhèn)化水平對實際GDP的影響為正，并具有統(tǒng)計顯著性，說明遂渝鐵路開通促使沿線縣域城鎮(zhèn)化率提高，而快速城鎮(zhèn)化的發(fā)展進(jìn)程又加速經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。

（二）遂渝鐵路開通對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響（見表4）

從時間因素來看：在不加入任何協(xié)變量的情況下，時間因素T在1%的水平上顯著為正，在逐步加入?yún)f(xié)變量以后，時間因素為負(fù)，逐漸變得不顯著，這說明縣域第三產(chǎn)業(yè)增加值在2002-2008年有逐漸縮小的態(tài)勢，與重慶市整體經(jīng)濟(jì)增長趨勢變化一致。通過查閱重慶市統(tǒng)計年鑒國民經(jīng)濟(jì)部分中三次產(chǎn)業(yè)比例發(fā)現(xiàn)，2002年三次產(chǎn)業(yè)占比為16.3 :42.0:41.7，2003年為15.2:43.4:41.4，2008年為11.3:47.7:41.0，發(fā)現(xiàn)第三產(chǎn)業(yè)增加值占比呈現(xiàn)下降的趨勢。從地區(qū)因素D來看：不加入任何協(xié)變量的情況下，地區(qū)因素不顯著，在逐步加入?yún)f(xié)變量以后，地區(qū)因素為負(fù)且變得不顯著，可以說明，鐵路沿線縣域在不受鐵路通車的影響下，第三產(chǎn)業(yè)的增加值普遍低于其他各區(qū)，說明修建鐵路是為了更好地為各區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)。

表4 遂渝鐵路開通對縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響

從政策效應(yīng)來看：核心參數(shù) D*T在不加入任何協(xié)變量的情況下顯著統(tǒng)計為正，在逐步加入?yún)f(xié)變量的情況下，估計系數(shù)仍然通過了1%的統(tǒng)計意義檢驗，表明遂渝鐵路開通后顯著優(yōu)化了重慶沿線縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)。相較于未開通鐵路的地域，遂渝鐵路沿線縣域能夠通過其產(chǎn)生的政策效應(yīng)提升產(chǎn)業(yè)資源配置的水平，增加產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)的可能性，加深縣域之間聯(lián)系的頻率，減少產(chǎn)業(yè)之間的運輸成本，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)之間的關(guān)聯(lián)程度，延長產(chǎn)業(yè)鏈條，增進(jìn)產(chǎn)業(yè)勞動生產(chǎn)率，降低產(chǎn)業(yè)平均的生產(chǎn)成本，加快生產(chǎn)要素的快速流動，加快產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新成果的轉(zhuǎn)化，促進(jìn)傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的改造升級，實現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的動能轉(zhuǎn)換，從而對縣域經(jīng)濟(jì)的高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生積極影響。

從其他的協(xié)變量對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響來看：政府支出水平有利于縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化升級，但隨著協(xié)變量的逐漸增加，政府支出對其影響為負(fù)。這說明過多的政府干預(yù)有可能對市場的資源配置作用產(chǎn)生了扭曲作用，從而不利于縣域產(chǎn)業(yè)的快速發(fā)展。社會固定資產(chǎn)投資額與社會消費品零售總額對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響基本保持在1%顯著性水平且影響為正。這符合相應(yīng)的經(jīng)濟(jì)學(xué)理論。常住人口數(shù)對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的影響顯著為正，說明遂渝鐵路開通在一定程度上促進(jìn)勞動力和技術(shù)等生產(chǎn)要素的快速流動，降低了運輸成本與時間成本，提高了縣域人口的聚集程度，提升人力資本質(zhì)量，增強(qiáng)產(chǎn)業(yè)人才和知識的外溢效應(yīng)。城鎮(zhèn)化水平對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響為正，但在統(tǒng)計上不顯著，可能由于重慶縣域處于西部地區(qū)，縣域城鎮(zhèn)化水平較低，基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)質(zhì)量不高，制約著產(chǎn)業(yè)集聚的發(fā)展空間。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）變換相應(yīng)指標(biāo)與衡量方法檢驗

為檢驗遂渝鐵路實證結(jié)果的準(zhǔn)確性與可靠性，我們對因變量指標(biāo)進(jìn)行替換。表5給出了相應(yīng)的估計結(jié)果（見表5）。

使用人均實際GDP取對數(shù)指標(biāo)代理經(jīng)濟(jì)增長[29]，重新評估遂渝鐵路通車后對經(jīng)濟(jì)增長的凈影響，我們發(fā)現(xiàn)估計結(jié)果與前文表3得出的結(jié)論一致，再次證實遂渝鐵路開通后顯著提升沿線縣域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度。使用第二產(chǎn)業(yè)增加值取對數(shù)代理產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平（張俊，2017[30]），同樣發(fā)現(xiàn)遂渝鐵路開通后明顯改善了重慶縣域的產(chǎn)業(yè)發(fā)展結(jié)構(gòu)。綜上，可以認(rèn)為本文的結(jié)論是相對穩(wěn)健的。

表5 替換經(jīng)濟(jì)增長的衡量方法

為檢為檢驗文章結(jié)果是否受到時間斷點選擇的影響，借鑒已有的文獻(xiàn)研究[31]-[32]，通過假設(shè)改變政策執(zhí)行干預(yù)時間進(jìn)行反事實檢驗。反事實檢驗的基本思想是通過假設(shè)不存在的事實進(jìn)行檢驗，從而排除其他因素導(dǎo)致的經(jīng)濟(jì)增長差異。如果遂渝鐵路沒有開通運營，由于一些其他性的政策或者隨機(jī)因素的沖擊的存在，這些不可觀察的系統(tǒng)性因素都有可能高估渝鐵路在經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)政策干預(yù)效應(yīng)，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平與遂渝鐵路的開通沒有任何關(guān)聯(lián)，使得本文的結(jié)論不成立。

基于上述考慮，我們嘗試將遂渝鐵路開通的時間變換為2003年，將數(shù)據(jù)的年份范圍選定為2001- 2005年，2003年之前為處理組，2003年之后為控制組。因為本文再以2005年為政策干預(yù)點時（2005年為遂渝鐵路開通運營前一年），對lngdp和lnser為因變量進(jìn)行DID分析時，發(fā)現(xiàn)不能排除遂渝鐵路開通運營之外其他因素的干擾，政策效應(yīng)估計系數(shù)有些是顯著的?？赡苁且驗檎吒深A(yù)的平均處理效應(yīng)的存在。為了驗證該猜想，我們剔除2006年之后的樣本，選取2003年作為政策干預(yù)年份做反事實檢驗（劉金山，2017[33]）?；窘y(tǒng)計結(jié)果如表6和表7所示（見表6、表7）。

表6 衡量經(jīng)濟(jì)增長的估計結(jié)果（假想2003年為遂渝鐵路開通年）

本文假想政策沖擊點在2003年，若估計結(jié)果不顯著，則可排除其他偶發(fā)因素的影響，進(jìn)而證明前文中表3和表4的結(jié)論可靠；若估計結(jié)果顯著，則前文得到的結(jié)論可能受到質(zhì)疑。因此，在衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平狀況時，發(fā)現(xiàn)政策效應(yīng)D*T在表6中回歸結(jié)果不但在統(tǒng)計意義上不顯著，其符號也發(fā)生了明顯的變化，說明了回歸結(jié)果的不可靠性。在評價產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方面時，同樣發(fā)現(xiàn)估計參數(shù)不具有統(tǒng)計顯著性，再次說明基準(zhǔn)回歸結(jié)果的不穩(wěn)健性。

綜上，證明了上述猜想，表明縣域經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)優(yōu)化的確是2006年遂渝鐵路開通運行后的產(chǎn)物，而不是假想其他政策沖擊或未知隨機(jī)因素導(dǎo)致的，保證了政策效應(yīng)不會發(fā)生估計有偏。再次表明本文結(jié)論的可靠性，不受時間干預(yù)斷點選擇的影響。

表7 衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的估計結(jié)果（假想2003年為遂渝鐵路開通年）

（三）反事實檢驗

在對政策效應(yīng)的實證分析中，當(dāng)不可觀測的變量同時影響縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)時，則本文的結(jié)論就不能完全歸因于遂渝鐵路開通產(chǎn)生的影響。為檢驗該種情形是否存在，我們將控制組作為處理組，進(jìn)行相同的回歸。如果回歸結(jié)果顯著，則說明其經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)優(yōu)化可能是由未觀察變量引起的，而不是遂渝鐵路開通引起的。反之，則說明本文結(jié)論顯著成立。表8給出了相應(yīng)的反事實檢驗結(jié)果（見表8）。

從估計結(jié)果來看，核心參數(shù)的估計結(jié)果均不顯著，我們虛擬的遂渝鐵路開通運營對控制組的經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)并沒有帶來顯著性影響，從而在一定程度上排除了未觀測到的因素對估計結(jié)果的外部影響，即本文的實證結(jié)果確實反映了遂渝鐵路開通運行對經(jīng)濟(jì)發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的凈影響。

表8 反事實檢驗

（四）變換樣本范圍檢驗

考慮到控制組是否和處理組本身就存在很多差異的問題，統(tǒng)計樣本的選擇方式和范圍的不同也可能會對估計結(jié)果造成有偏影響，為了排除這種影響，我們進(jìn)行變換樣本范圍檢驗[34]。比如，2008年6月，國家提出設(shè)立重慶兩江新區(qū)的構(gòu)想，2010年國務(wù)院正式批準(zhǔn)設(shè)立兩江新區(qū)，要求其成為內(nèi)陸重要的現(xiàn)代服務(wù)業(yè)基地。由于兩江新區(qū)下轄江北區(qū)、渝北區(qū)與北碚區(qū)3個行政區(qū)域，我們將樣本數(shù)據(jù)中的渝北區(qū)與北碚區(qū)的數(shù)據(jù)刪除，再次進(jìn)行基準(zhǔn)回歸估計。如表9所示（見表9）。

表9 變換樣本檢驗

根據(jù)表9可以發(fā)現(xiàn)，政策效應(yīng)的估計參數(shù)并沒有出現(xiàn)顯著性差異，雖然衡量經(jīng)濟(jì)發(fā)展的變量，表中（1）與（2）列在統(tǒng)計意義上不顯著，但是系數(shù)的正負(fù)號沒有發(fā)生明顯變化，仍為正數(shù)。從而進(jìn)一步證明前文中的估計結(jié)果是穩(wěn)健的與準(zhǔn)確的。

（五）進(jìn)一步穩(wěn)健性檢驗

我們以2006年作為遂渝鐵路開通運行的時間點，發(fā)現(xiàn)鐵路開通對沿線重慶區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有促進(jìn)作用。然而，我們?nèi)匀徊荒鼙ＷC重慶縣域經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的改善主要來自于遂渝鐵路的建設(shè)運行，如果2006年正好捕捉了其他有利于重慶縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的事情發(fā)生，比如，正好有高速公路開通，則基準(zhǔn)回歸中估計的結(jié)果則摻雜了高速公路的影響，從而難以準(zhǔn)確評估遂渝鐵路開通運行對重慶各區(qū)的發(fā)展的凈效應(yīng)。

因此，為了進(jìn)一步檢驗估計結(jié)果的穩(wěn)健性，我們通過收集相關(guān)資料，包括查閱縣域高速公路開通的時間，發(fā)現(xiàn)高速公路的貫通的時間基本不在該時間段內(nèi)，兩者沒有時間上的重疊。查閱重慶市人民政府相關(guān)文件公報，發(fā)現(xiàn)新一屆政府在該區(qū)域內(nèi)部沒有頒布和實施一系列的有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的試點政策，這保證了在樣本區(qū)域內(nèi)遂渝鐵路干預(yù)實施的唯一性。高鐵作為一項重要的基礎(chǔ)設(shè)施，具備很強(qiáng)的外部效應(yīng)和空間溢出效應(yīng)，為檢驗縣域是否存在高 鐵的溢出效應(yīng)而影響選擇樣本的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，查閱重慶以及周邊地區(qū)的高鐵運行情況，基本排除了高鐵帶來的促進(jìn)效應(yīng)。綜上，可認(rèn)為本文的結(jié)論是相對穩(wěn)健的。

至此，通過各種不同類別的檢驗方法對遂渝鐵路帶來的區(qū)域經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行評估，經(jīng)過上述一系列穩(wěn)健性檢驗證明，有理由相信本文估計結(jié)果和結(jié)論十分穩(wěn)健。

六、鐵路建設(shè)“虹吸效應(yīng)”影響分析

根據(jù)新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)的經(jīng)濟(jì)集聚理論，基于之前的實證結(jié)果進(jìn)行分析，思考遂渝鐵路的開通是否對縣域其他交通工具產(chǎn)生了“虹吸效應(yīng)”？公路的交通運輸量是否隨著鐵路開通運營而減少？如果鐵路開通導(dǎo)致短期內(nèi)的公路客運量和公路貨運量降低，從而抑制了沿線區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長，那可能通過交通工具的替代效應(yīng)對區(qū)域經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了“虹吸效應(yīng)”。鐵路的“虹吸效應(yīng)”暗含一個前提假設(shè)：鐵路開通對于沿線縣域來講，是交通基礎(chǔ)設(shè)施的一次重大提升，會帶來資本、技術(shù)、勞動力和信息技術(shù)等生產(chǎn)要素的快速流動。

為檢驗這一假說，我們使用同樣的模型與估計方法，使用2002-2008年重慶沿線縣域的公路客運量和公路貨運量數(shù)據(jù)對政策效應(yīng)進(jìn)行回歸估計。表10給出了相應(yīng)的估計結(jié)果（見表10）。

表10 遂渝鐵路建設(shè)“虹吸效應(yīng)”影響分析

結(jié)果表明：政策效應(yīng)的系數(shù)都為負(fù)，說明遂渝鐵路的開通降低了沿線各區(qū)的公路客運量與公路貨運量，但是其高鐵效應(yīng)在統(tǒng)計意義上不顯著。這從側(cè)面證實鐵路的“虹吸效應(yīng)”的前提假設(shè)是不滿足的，渝遂鐵路開通后，促進(jìn)了人流和物流的快速增長，從而對高速公路運輸產(chǎn)生了很強(qiáng)的替代效應(yīng)。

在我國，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的表現(xiàn)為空間集聚特征的“虹吸效應(yīng)”可能主要發(fā)生在東部沿海地區(qū)（張學(xué)良，2012[17]）；林細(xì)細(xì)，2018[35]；王貴東2018[36]）。同樣，高鐵開通對中部與西部地區(qū)沿線城市經(jīng)濟(jì)增長并沒有顯著的負(fù)面影響，鐵路開通所帶來的“虹吸效應(yīng)”并不明顯（張克中，2016[32]；張夢婷，2018[37]）。

七、結(jié)論及政策建議

本文選取遂渝鐵路開通作為一項準(zhǔn)自然實驗，利用2002-2008年區(qū)級行政單元的面板數(shù)據(jù)，以樣本期內(nèi)鐵路沿線縣域作為處理組，將在鐵路沿線但是沒有站點的縣域作為控制組，在滿足平行趨勢假定的情況下，采用雙重差分計量模型，實證遂渝鐵路開通運行對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的凈影響，經(jīng)過諸多穩(wěn)健性檢驗后，保證了結(jié)論的穩(wěn)健可靠。

（一）研究結(jié)論

第一，遂渝鐵路的開通對代理經(jīng)濟(jì)增長的縣域?qū)嶋HGDP與人均GDP指標(biāo)具有統(tǒng)計顯著性。這一結(jié)論在進(jìn)行多項穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。這說明遂渝鐵路的開通運行在短期來看能夠顯著提升沿線縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，增進(jìn)其經(jīng)濟(jì)增長率，有利于推動區(qū)域均衡協(xié)同發(fā)展，縮小縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展差距，實現(xiàn)縣域整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展的高質(zhì)量與新常態(tài)。

第二，遂渝鐵路的開通對沿線縣域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響表現(xiàn)出持續(xù)的遞進(jìn)推動作用，遂渝鐵路的運營能夠改善縣域的交通區(qū)位條件，優(yōu)化縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，可以通過整合產(chǎn)業(yè)鏈條形成合理的產(chǎn)業(yè)分布格局，促進(jìn)生產(chǎn)要素的合理配置，促進(jìn)縣域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)方式轉(zhuǎn)型升級，遂渝鐵路開通產(chǎn)生的正向效應(yīng)有力地支持了政府將鐵路建設(shè)作為當(dāng)前國家發(fā)展戰(zhàn)略之一的重要舉措。這一結(jié)論在經(jīng)過諸如替換指標(biāo)檢驗、反事實檢驗，變換樣本范圍檢驗等檢驗后同樣顯著成立。

第三，遂渝鐵路的開通運行既不會對縣域公路的交通運輸產(chǎn)生明顯的積極影響，也不會通過鐵路的“虹吸效應(yīng)”對縣域公路客貨運輸量發(fā)生作用，遂渝鐵路的開通只是對縣域公路的客貨運輸產(chǎn)生了一個很強(qiáng)的沖擊。

（二）政策建議

首先，以鐵路為引擎，帶動區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。地方政府應(yīng)該抓住機(jī)遇，充分利用鐵路的紐帶作用為經(jīng)濟(jì)發(fā)展服務(wù)，加強(qiáng)城市之間的互動往來，縮減區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長差異，實現(xiàn)全域內(nèi)共同富裕。同時也要清楚地認(rèn)識到，鐵路開通運營能否帶動縣域社會經(jīng)濟(jì)的進(jìn)步，往往取決于規(guī)模效應(yīng)與外溢效應(yīng)的大小。縣域在面對鐵路建設(shè)規(guī)劃時，應(yīng)該保持冷靜，結(jié)合縣域自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展實際情況，進(jìn)行充分評估，衡量鐵路建設(shè)的成本與收益，促使區(qū)域內(nèi)部達(dá)到帕累托最優(yōu)。

其次，以鐵路為橋梁，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)新常態(tài)。鐵路建設(shè)為縣域的產(chǎn)業(yè)提升提供持久動力，可以產(chǎn)生較廣泛的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)效應(yīng)，帶動相關(guān)產(chǎn)業(yè)產(chǎn)出的增加，通過集聚效應(yīng)形成產(chǎn)業(yè)集群，刺激產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級。因此各級政府應(yīng)該因地制宜，挖掘自身的比較產(chǎn)業(yè)優(yōu)勢與發(fā)展特色，強(qiáng)化與其他區(qū)縣的產(chǎn)業(yè)分工與合作，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)布局，做大經(jīng)濟(jì)總量，發(fā)展新興產(chǎn)業(yè)，利用鐵路優(yōu)勢吸引高素質(zhì)人才與產(chǎn)業(yè)緊缺型人才落戶，提供相應(yīng)配套的產(chǎn)業(yè)政策，創(chuàng)造更多的就業(yè)機(jī)會，為縣域的產(chǎn)業(yè)技術(shù)進(jìn)步與企業(yè)發(fā)展注入力量。此外，政府不要盲目地為鐵路站點的設(shè)立而失去發(fā)展其他產(chǎn)業(yè)的機(jī)會成本，進(jìn)而抹殺縣域自身未來發(fā)展的優(yōu)勢潛力。

最后，以鐵路為依托，實現(xiàn)不同交通方式的組合最優(yōu)化。各級政府應(yīng)該強(qiáng)化鐵路與其他交通工具的銜接與組合發(fā)展，發(fā)揮組合交通對經(jīng)濟(jì)效率的提升作用，通過構(gòu)建立體化的交通體系，實現(xiàn)資源整合與要素互補(bǔ)。地方政府必須著力增強(qiáng)服務(wù)質(zhì)量，不要認(rèn)為存在鐵路站點就萬事大吉，還應(yīng)該積極修建高速公路、國道、省道、縣道、鄉(xiāng)村公路網(wǎng)絡(luò)， 發(fā)揮交通整體集群優(yōu)勢，逐步改變區(qū)域時空格局。未有鐵路站點的地方政府應(yīng)該主動接駁鐵路站點城市，以完善交通網(wǎng)絡(luò)體系來彌補(bǔ)跨大區(qū)域曲度空間的鐵路建設(shè)所產(chǎn)生的消極影響。

由于鐵路對地區(qū)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展具有長期作用，受樣本時間區(qū)間的限制，我們的分析顯然是短期的。盡管本文的研究是短期的，短期的影響可能并不代表該行為長期的效果，但是對各級政府相關(guān)政策的制定與完善仍舊具有重要意義。這正是本文的研究價值所在。

注釋：

① 遂渝鐵路設(shè)計行車速度為200公里/小時，是客貨共線（保留原來的客貨運兩種功能）的快鐵級別，不是高速鐵路。中國2014年1月1日起實施的《鐵路安全管理條例》規(guī)定：高速鐵路（高鐵）是指設(shè)計開行時速250公里以上（含預(yù)留），并且初期運營時速200公里以上的客運列車專線鐵路?？焖勹F路定義是時速160公里以上-250公里以下的鐵路，普通速度鐵路界定為時速160公里以下的低速鐵路。

② 通過查閱相關(guān)文獻(xiàn)（石林，2018）可知，若鐵路開通運營日期處于下半年（7-12月），則政策干預(yù)的時間點選定為下一年；若鐵路開通運行時間在上半年（1-6月），則政策干預(yù)的時間點選定為該年。這種定義方法常用于政策評估過程中。若將鐵路開通之年作為開通年份，則會低估鐵路的開通時間。

③ 5個處理組區(qū)縣包括：重慶市渝北區(qū)、沙坪壩區(qū)、北碚區(qū)、合川區(qū)、潼南區(qū)；4個控制組區(qū)縣包括：重慶市長壽區(qū)、銅梁區(qū)、大足區(qū)與璧山區(qū)。

參考文獻(xiàn)：

[1] 金華.交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)社會協(xié)同發(fā)展研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2017(5)：106-109.

[2] Albalate,D.&G.Bel. High-speed rail：Lessons for policy makes from experiences aborad[J].Public Administration Review，2012，27(3)：336-349.

[3] Perl，A.D.and A.R..Goetz.Corridors.Hybrids and Networks：Three Global Development Strategies for High Speed Rail[J].Journal of Transport Geography， 2015，(42)：134-144.

[4] Xu，H. &K.Nakajima. Highways and industrial development in the peripheral regions of china[J].Papers in Regional Science，2015，109(5)： 1962-1970.

[5] Ke，Xiao,Haiqiang Chen，Yongmiao Hong，and Hsiao Cheng.Do China's High Speed Rail Projects Promote Local Economy? New Evidence from a Panel Data Approach[J].China Economic Review，2017(44)：203-226.

[6] Ashish Verma,H.S.Sudhira,Sujaya Rathi,Robin King，Nibedita Dash.Sustainable urbanization using high speed rail (HSR) in Karnataka, India[J.Research in Transportation Economics，2013，38(1)： 67-77.

[7] Patricia C.Melo and Daniel J.Graham .Transport- induced Agglomeration Effects：Evidence for US Metropolitan Areas [C].REM Working Paper Series，2017.

[8] Ahlfeldt,G.M. &A.Fedderson. From periphery to core：Economic adjustments to high speed rail ，Documents de treball IEB，2010，No.38.

[9] Jasper Willigers,Bert van Wee.High speedrail and office location choices：A stated choice experi-ment for the Netherlands [J].Journal of Transport Geography，2010(19):745-754.

[10] Donaldson，D.and R.Hornbeck.Railroads and American Economic Growth： A ‘Market Access’Approach[J].The Quarterly Journal of Economics.2016，131(2)：799-858.

[11] Faber,B.Trade integration， Market size，and industrialization：Evidence from China′s national trunk highway system[J].Review of Economic Studies，2014，81(3)：1046-1070.

[12] Qin，Y.No county left behind? The distributional impact of high-speed rail upgrade in China.Job Market Paper.

[13] Banerjee,A.，E.Duflo &N.Qian，On the road：Access to transportation infrastructure and economic growth in china，NBER Working Paper，No.17897.

[14] 胡鞍鋼，劉生龍.交通運輸、經(jīng)濟(jì)增長及溢出效應(yīng)——基于中國省級數(shù)據(jù)空間經(jīng)濟(jì)計量的結(jié)[J].中國工業(yè)經(jīng) 濟(jì).2009（5）：5-14.

[15] 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（2）：21-36.

[16] 潘文卿.中國的區(qū)域關(guān)聯(lián)與經(jīng)濟(jì)增長的空間溢出效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2012(1)：54—65.

[17] 張學(xué)良.中國交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長嗎？——兼論交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)[J].中國社會科學(xué).2012(3)：60-77.

[18] 陸銘，向?qū)捇?地理與服務(wù)業(yè)——內(nèi)需是否會使城市體系分散化？ [J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊）.2012(2)：1079-1096.

[19] 李紅昌，Linda Tjia，胡順香.中國高速鐵路對沿線城市經(jīng)濟(jì)集聚與均等化的影響[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究.2016(11)：127-143.

[20] 覃成林，種照輝.高速鐵路發(fā)展與鐵路沿線城市經(jīng)濟(jì)集聚[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2014（5）：163-169.

[21] 馮長春，豐學(xué)兵，劉思君.高速鐵路對中國省際可達(dá)性的影響[J].地理科學(xué)進(jìn)展，2013（8）：1187-1194.

[22] 王垚，年猛.高速鐵路帶動了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展嗎? [J].上海經(jīng)濟(jì)研究，2014（2）：82-91.

[23] 董艷梅，朱英明.高鐵建設(shè)的就業(yè)效應(yīng)研究——基于中國285個城市傾向匹配倍差法的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)管理，2016（11）：26-44.

[24] 林善浪，葉煒，王娜.高速公路發(fā)展對于新企業(yè)選址的影響——來自中國制造業(yè)微觀企業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].財貿(mào)研究，2017（3）：28-38.

[25] 高翔，龍小寧，楊廣亮.交通基礎(chǔ)設(shè)施與服務(wù)業(yè)發(fā)展——來自縣級高速公路和第二次經(jīng)濟(jì)普查企業(yè)數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].管理世界，2015（8）：81-96.

[26] 張?zhí)烊A，陳力，董志強(qiáng).高速公路建設(shè)、企業(yè)演化與區(qū)域經(jīng)濟(jì)效率[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（1）：79-99.

[27] 劉沖，周黎安.高速公路建設(shè)與區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展：來自中國縣級水平的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué).2014（2）：55-67.

[29] 李欣澤，紀(jì)小樂，周玲玲.高鐵能改善企業(yè)資源配置嗎？——來自中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫和高鐵地理數(shù)據(jù)的微觀證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)評論，2017（6）：3-21.

[30] 鄭家喜，江帆.國家扶貧開發(fā)工作重點縣政策：驅(qū)動增長、縮小差距，還是政策失靈——基于PSM-DID方法的研究[J].經(jīng)濟(jì)問題探索，2016（12）：43-52.

[31] 張俊.高鐵建設(shè)與縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展——基于衛(wèi)星燈光數(shù)據(jù)的研究[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2017（4）：1533-1562.

[32] 范子英，張航，陳杰.公共交通對住房市場的溢出效應(yīng)與虹吸效應(yīng)：以地鐵為例[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（5）：99-117.

[33] 張克中，陶東杰.交通基礎(chǔ)設(shè)施的經(jīng)濟(jì)分布效應(yīng)——來自高鐵開通的證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)動態(tài)，2016（6）：62-73.

[34] 徐明，劉金山.省際對口支援如何影響受援地區(qū)經(jīng)濟(jì)績效——兼論經(jīng)濟(jì)增長與城鄉(xiāng)收入趨同的多重中介效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2018（4）：75-88.

[35] 劉金山，徐明.對口支援政策有效嗎?——來自19省市對口援疆自然實驗的證據(jù)[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2017（4）：43-61.

[36] 林細(xì)細(xì)，張海峰，張銘洪.城市經(jīng)濟(jì)圈對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長影響——基于中心-外圍理論的研究[J].世界經(jīng)濟(jì)文匯，2018（4）：66-83.

[37] 王貴東.交通運輸對人力資本的影響分析——基于動態(tài)一般均衡理論[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)報，2018（2）：167-186.

[38] 張夢婷，俞峰，鐘昌標(biāo)，林發(fā)勤.高鐵網(wǎng)絡(luò)、市場準(zhǔn)入與企業(yè)生產(chǎn)率[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2018（5）：137-156.