遂渝鐵路建設與重慶縣域經(jīng)濟發(fā)展研究

張榮博，周渝霜，黃 瀟

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

一、引言

交通運輸業(yè)是國民經(jīng)濟的基礎性行業(yè)，也是助推我國社會經(jīng)濟發(fā)展的重要動力。交通基礎設施建設會使區(qū)域經(jīng)濟在發(fā)展過程中產生空間集聚軸，具有良好的紐帶作用，能夠優(yōu)化地域產業(yè)布局，加速產業(yè)轉移，促進經(jīng)濟發(fā)展，縮小區(qū)域間的經(jīng)濟差異[1]。

然而，已有對交通基礎設施建設對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展影響的相關研究與文獻中，大多會受到內生性的困擾：①交通基礎設施建設和經(jīng)濟增長兩者相互影響，表現(xiàn)出互為因果關系；②影響經(jīng)濟發(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在鐵路等交通基礎設施的建設的過程中，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格外生的。

為更好地避免交通基礎設施建設和經(jīng)濟發(fā)展之間存在的內生性問題，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)濟發(fā)展和產業(yè)結構水平的純影響。

本文余下的結構安排如下：第二部分是文獻綜述和研究框架；第三部分是估計方法、模型設定與數(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）；第四部分是實證結果分析；第五部分是穩(wěn)健性檢驗；第六部分是鐵路建設效應的影響分析（主要進行檢驗鐵路效 應的存在是否對公路交通方式產生“虹吸效應”）；第七部分是結論與政策建議。

二、文獻綜述

（一）文獻述評

關于交通基礎設施建設對區(qū)域經(jīng)濟影響的文獻中，國外學者研究起步時間較早，成果也較為豐富。

鐵路的開通促進了整體經(jīng)濟的發(fā)展，增強了區(qū)域間經(jīng)濟增長的空間溢出性，改變了區(qū)域經(jīng)濟空間分布格局[2]-[3]，其中大城市經(jīng)濟的不斷增長能夠對周邊縣域產生較大的正向溢出效應[4]，促進沿途各縣人均GDP的提高，提升工業(yè)尤其是重工業(yè)的產出效率[5]。Ashish Verma[6]認為高速鐵路在印度地區(qū)城鎮(zhèn)和城市實現(xiàn)協(xié)調可持續(xù)發(fā)展方面存在顯著作用，對該地區(qū)的城市化建設和城市空間重組升級存有正面效應。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)來衡量交通產生的城市集聚經(jīng)濟的間接影響，并得出公路運輸對勞動生產率有積極作用。通過對德國科隆到法蘭克福之間高鐵沿線的經(jīng)濟發(fā)展進行實證分析發(fā)現(xiàn)，在GDP增長中，高速鐵路的貢獻率能夠達到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性，促進了知識創(chuàng)造經(jīng)濟形成與商務快捷交流，促進第三產業(yè)的協(xié)調發(fā)展，促進產業(yè)結構優(yōu)化轉型[10]。同時，知識經(jīng)濟與第三產業(yè)的發(fā)展在很大程度上取決于高鐵發(fā)展與經(jīng)濟發(fā)展的同步性。

但是，交通基礎設施對邊緣城市的經(jīng)濟發(fā)展具有顯著負面作用，相對于其他城市，邊緣城市的經(jīng)濟增長率平均要低18%，而其工業(yè)總產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，因此鐵路建設并不利于各縣經(jīng)濟的發(fā)展[12]，交通基礎設施的改善并不一定能促進區(qū)域經(jīng)濟的發(fā)展，政府不應該太重視交通基礎設施的大規(guī)模建設[13]。

相比較而言，國內學者對交通基礎設施建設的經(jīng)濟增長效應研究結果呈現(xiàn)出較為一致的結論。進入21世紀以來，我國交通基礎設施對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的空間溢出效應顯著為正[14]-[16]，經(jīng)濟增長的產出彈性值達到0.07左右，交通基礎設施資本存量對中國的經(jīng)濟增長仍然發(fā)揮著重要的促進作用[17]。高鐵可從整體上提高區(qū)域可達性水平，對縮短中心城市間的時間距離產生一定的積極作用，并對城市集聚經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟有不同影響[18]-[22]。高速鐵路建設能夠平抑我國東部區(qū)域的價格波動，促進中西部地區(qū)的相對價格波動，對東中部地區(qū)的工資和經(jīng)濟增長的間接效應均為正，而對西部地區(qū)中、小型高鐵城市的相應間接效應均為負，且顯著降低其第一產業(yè)的就業(yè)水平[23]；高速公路的發(fā)展對于內陸地區(qū)與沿海地區(qū)企業(yè)選址都有顯著促進作用，提升了在位企業(yè)生產效率和潛在企業(yè)進入市場概率，尤其對內陸地區(qū)的促進作用更加明顯[24]，能夠顯著提高服務業(yè)勞動生產率[25]，降低在位企業(yè)的退出概率[26]。交通基礎設施的改善帶來了更多的企業(yè)進入和資本流入，提升企業(yè)的平均效率，促使區(qū)域內部大部分城市產業(yè)結構得以優(yōu)化轉型，顯著促進縣級人均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]。

縱觀國內外的交通基礎設施建設對區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展影響的研究，交通基礎設施的重要性得到了理論經(jīng)驗與實證檢驗的支持，雖然國內外學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：一是很多的文獻研究是從城市的角度出發(fā)，使用地級市的數(shù)據(jù)進行實證分析。然而，市級行政單位在高鐵線路的選線上有較高的話語權，使得鐵路線路的布局與站點的選擇并非嚴格外生；二是在我國對此問題的研究中，絕大多數(shù)的文獻關注的是我國長三角和珠三角城市群等東部地區(qū)鐵路建設對區(qū)域經(jīng)濟帶來的影響，過少地研究關注成渝經(jīng)濟區(qū)內部鐵路建設對縣域經(jīng)濟增長的影響，由于西部地區(qū)經(jīng)濟發(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)鐵路交通服務經(jīng)濟發(fā)展提供一個良好范例。

綜上，本文的邊際貢獻在于：第一，在樣本時 間范圍內考察遂渝鐵路建設對經(jīng)濟增長和產業(yè)結構水平的凈影響，采取區(qū)級行政單元層面的面板數(shù)據(jù)進行實證結果分析，以探討鐵路開通后產生的規(guī)模效應與虹吸效應；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生性問題，使得估計結果相對無偏，從而評估遂渝鐵路建設對沿線縣域經(jīng)濟發(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實施效果的社會研究方法，通過將“前后差異”和“有無差別”進行有效結合，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測變量的預測變量，控制可能的影響因素，補充樣本分配不能完全隨機化的弊端，避免遺漏變量造成的估計量的不一致。

DID模型的關鍵是構造雙重差分估計量，通過對單純前后比較和橫截面比較的結合，得到：

DID是雙重差分估計量，y為被預測變量，為干預組，為控制組，t1為政策干預前，為政策干預后。

（二）計量模型設定

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)濟發(fā)展的凈影響，通過設立計量模型：

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)濟影響。本文主要從兩個維度進行衡量，分別是經(jīng)濟增長與產業(yè)結構；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)濟發(fā)展的凈影響；為其他控制變量；為時間固定效應，為縣域個體固定效應，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②。 少數(shù)區(qū)縣存在部分數(shù)據(jù)缺失的問題，將在查閱相關資料的基礎上采用線性插值法逐一補齊。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)濟增長與產業(yè)結構作為被預測變量，用來考究遂渝鐵路開通對區(qū)域經(jīng)濟活動產生的影響。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鍵假設，即處理組個體若沒有接受政策實施干預，其結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前的第4年至第1年的數(shù)據(jù)，則該指標分別取1，否則取0；如果觀測值是受到政策干預當年的數(shù)據(jù)，則Current 取值為1，否則取0；當觀測值是受到政策 干預后的第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點，把代理經(jīng)濟增長和產業(yè)結構的指標作為被預測變量發(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、實證結果分析

（一）遂渝鐵路開通對縣域經(jīng)濟增長的影響

我們用遂渝鐵路重慶沿線縣域實際GDP取對數(shù)作為被預測變量，進行回歸結果估計，用以考察遂渝鐵路開通對縣域經(jīng)濟增長的凈影響。表3給出了基本回歸結果（見表3）。

表3 遂渝鐵路開通對縣域經(jīng)濟增長的影響

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，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實際GDP不存在顯著差別。無論增添或減少控制變量，我們所關心的交互項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)域能夠通過關聯(lián)產業(yè)產生組織和帶動作用，產生乘數(shù)效應和集聚效應，成為促進重慶區(qū)域經(jīng)濟發(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 合相應的經(jīng)濟學規(guī)律。政府支出規(guī)模有利于促進縣域經(jīng)濟增長，說明市場在經(jīng)濟發(fā)展過程中起到了決定性作用，因此效應為正。社會固定資產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，增進經(jīng)濟增長率。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)展進程又加速經(jīng)濟發(fā)展水平。

（二）遂渝鐵路開通對縣域產業(yè)結構的影響（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，逐漸變得不顯著，這說明縣域第三產業(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)濟部分中三次產業(yè)比例發(fā)現(xiàn)，2002年三次產業(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)濟發(fā)展服務。

表4 遂渝鐵路開通對縣域產業(yè)結構的影響

從政策效應來看：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業(yè)結構。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生的政策效應提升產業(yè)資源配置的水平，增加產業(yè)集聚效應的可能性，加深縣域之間聯(lián)系的頻率，減少產業(yè)之間的運輸成本，加強產業(yè)之間的關聯(lián)程度，延長產業(yè)鏈條，增進產業(yè)勞動生產率，降低產業(yè)平均的生產成本，加快生產要素的快速流動，加快產業(yè)創(chuàng)新成果的轉化，促進傳統(tǒng)產業(yè)的改造升級，實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展的動能轉換，從而對縣域經(jīng)濟的高質量發(fā)展產生積極影響。

從其他的協(xié)變量對產業(yè)結構的影響來看：政府支出水平有利于縣域產業(yè)結構的優(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。這說明過多的政府干預有可能對市場的資源配置作用產生了扭曲作用，從而不利于縣域產業(yè)的快速發(fā)展。社會固定資產投資額與社會消費品零售總額對產業(yè)結構的影響基本保持在1%顯著性水平且影響為正。這符合相應的經(jīng)濟學理論。常住人口數(shù)對產業(yè)結構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勞動力和技術等生產要素的快速流動，降低了運輸成本與時間成本，提高了縣域人口的聚集程度，提升人力資本質量，增強產業(yè)人才和知識的外溢效應。城鎮(zhèn)化水平對產業(yè)結構的影響為正，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，基礎設施建設質量不高，制約著產業(yè)集聚的發(fā)展空間。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）變換相應指標與衡量方法檢驗

為檢驗遂渝鐵路實證結果的準確性與可靠性，我們對因變量指標進行替換。表5給出了相應的估計結果（見表5）。

使用人均實際GDP取對數(shù)指標代理經(jīng)濟增長[29]，重新評估遂渝鐵路通車后對經(jīng)濟增長的凈影響，我們發(fā)現(xiàn)估計結果與前文表3得出的結論一致，再次證實遂渝鐵路開通后顯著提升沿線縣域的經(jīng)濟發(fā)展程度。使用第二產業(yè)增加值取對數(shù)代理產業(yè)結構水平（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業(yè)發(fā)展結構。綜上，可以認為本文的結論是相對穩(wěn)健的。

表5 替換經(jīng)濟增長的衡量方法

為檢為檢驗文章結果是否受到時間斷點選擇的影響，借鑒已有的文獻研究[31]-[32]，通過假設改變政策執(zhí)行干預時間進行反事實檢驗。反事實檢驗的基本思想是通過假設不存在的事實進行檢驗，從而排除其他因素導致的經(jīng)濟增長差異。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)濟增長和產業(yè)結構政策干預效應，導致經(jīng)濟發(fā)展與產業(yè)結構水平與遂渝鐵路的開通沒有任何關聯(lián)，使得本文的結論不成立。

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，政策效應估計系數(shù)有些是顯著的。可能是因為政策干預的平均處理效應的存在。為了驗證該猜想，我們剔除2006年之后的樣本，選取2003年作為政策干預年份做反事實檢驗（劉金山，2017[33]）?；窘y(tǒng)計結果如表6和表7所示（見表6、表7）。

表6 衡量經(jīng)濟增長的估計結果（假想2003年為遂渝鐵路開通年）

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

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

表7 衡量產業(yè)結構的估計結果（假想2003年為遂渝鐵路開通年）

（三）反事實檢驗

在對政策效應的實證分析中，當不可觀測的變量同時影響縣域經(jīng)濟發(fā)展與產業(yè)結構時，則本文的結論就不能完全歸因于遂渝鐵路開通產生的影響。為檢驗該種情形是否存在，我們將控制組作為處理組，進行相同的回歸。如果回歸結果顯著，則說明其經(jīng)濟發(fā)展與產業(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，則說明本文結論顯著成立。表8給出了相應的反事實檢驗結果（見表8）。

從估計結果來看，核心參數(shù)的估計結果均不顯著，我們虛擬的遂渝鐵路開通運營對控制組的經(jīng)濟發(fā)展與產業(yè)結構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果的外部影響，即本文的實證結果確實反映了遂渝鐵路開通運行對經(jīng)濟發(fā)展與產業(yè)結構產生的凈影響。

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果造成有偏影響，為了排除這種影響，我們進行變換樣本范圍檢驗[34]。比如，2008年6月，國家提出設立重慶兩江新區(qū)的構想，2010年國務院正式批準設立兩江新區(qū)，要求其成為內陸重要的現(xiàn)代服務業(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，再次進行基準回歸估計。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)，政策效應的估計參數(shù)并沒有出現(xiàn)顯著性差異，雖然衡量經(jīng)濟發(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)的正負號沒有發(fā)生明顯變化，仍為正數(shù)。從而進一步證明前文中的估計結果是穩(wěn)健的與準確的。

（五）進一步穩(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)濟增長和產業(yè)結構有促進作用。然而，我們仍然不能保證重慶縣域經(jīng)濟的快速發(fā)展與產業(yè)結構的改善主要來自于遂渝鐵路的建設運行，如果2006年正好捕捉了其他有利于重慶縣域經(jīng)濟發(fā)展的事情發(fā)生，比如，正好有高速公路開通，則基準回歸中估計的結果則摻雜了高速公路的影響，從而難以準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。

因此，為了進一步檢驗估計結果的穩(wěn)健性，我們通過收集相關資料，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，兩者沒有時間上的重疊。查閱重慶市人民政府相關文件公報，發(fā)現(xiàn)新一屆政府在該區(qū)域內部沒有頒布和實施一系列的有利于經(jīng)濟發(fā)展的試點政策，這保證了在樣本區(qū)域內遂渝鐵路干預實施的唯一性。高鐵作為一項重要的基礎設施，具備很強的外部效應和空間溢出效應，為檢驗縣域是否存在高 鐵的溢出效應而影響選擇樣本的經(jīng)濟發(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效應。綜上，可認為本文的結論是相對穩(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)濟效應進行評估，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果和結論十分穩(wěn)健。

六、鐵路建設“虹吸效應”影響分析

根據(jù)新經(jīng)濟地理學的經(jīng)濟集聚理論，基于之前的實證結果進行分析，思考遂渝鐵路的開通是否對縣域其他交通工具產生了“虹吸效應”？公路的交通運輸量是否隨著鐵路開通運營而減少？如果鐵路開通導致短期內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)濟增長，那可能通過交通工具的替代效應對區(qū)域經(jīng)濟產生了“虹吸效應”。鐵路的“虹吸效應”暗含一個前提假設：鐵路開通對于沿線縣域來講，是交通基礎設施的一次重大提升，會帶來資本、技術、勞動力和信息技術等生產要素的快速流動。

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)對政策效應進行回歸估計。表10給出了相應的估計結果（見表10）。

表10 遂渝鐵路建設“虹吸效應”影響分析

結果表明：政策效應的系數(shù)都為負，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，但是其高鐵效應在統(tǒng)計意義上不顯著。這從側面證實鐵路的“虹吸效應”的前提假設是不滿足的，渝遂鐵路開通后，促進了人流和物流的快速增長，從而對高速公路運輸產生了很強的替代效應。

在我國，交通基礎設施建設與地區(qū)經(jīng)濟增長的表現(xiàn)為空間集聚特征的“虹吸效應”可能主要發(fā)生在東部沿海地區(qū)（張學良，2012[17]）；林細細，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)濟增長并沒有顯著的負面影響，鐵路開通所帶來的“虹吸效應”并不明顯（張克中，2016[32]；張夢婷，2018[37]）。

七、結論及政策建議

本文選取遂渝鐵路開通作為一項準自然實驗，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)濟增長與產業(yè)結構的凈影響，經(jīng)過諸多穩(wěn)健性檢驗后，保證了結論的穩(wěn)健可靠。

（一）研究結論

第一，遂渝鐵路的開通對代理經(jīng)濟增長的縣域實際GDP與人均GDP指標具有統(tǒng)計顯著性。這一結論在進行多項穩(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)濟發(fā)展水平，增進其經(jīng)濟增長率，有利于推動區(qū)域均衡協(xié)同發(fā)展，縮小縣域經(jīng)濟發(fā)展差距，實現(xiàn)縣域整體經(jīng)濟發(fā)展的高質量與新常態(tài)。

第二，遂渝鐵路的開通對沿線縣域的產業(yè)結構的影響表現(xiàn)出持續(xù)的遞進推動作用，遂渝鐵路的運營能夠改善縣域的交通區(qū)位條件，優(yōu)化縣域產業(yè)結構，可以通過整合產業(yè)鏈條形成合理的產業(yè)分布格局，促進生產要素的合理配置，促進縣域產業(yè)結構方式轉型升級，遂渝鐵路開通產生的正向效應有力地支持了政府將鐵路建設作為當前國家發(fā)展戰(zhàn)略之一的重要舉措。這一結論在經(jīng)過諸如替換指標檢驗、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生明顯的積極影響，也不會通過鐵路的“虹吸效應”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生了一個很強的沖擊。

（二）政策建議

首先，以鐵路為引擎，帶動區(qū)域經(jīng)濟增長。地方政府應該抓住機遇，充分利用鐵路的紐帶作用為經(jīng)濟發(fā)展服務，加強城市之間的互動往來，縮減區(qū)域經(jīng)濟增長差異，實現(xiàn)全域內共同富裕。同時也要清楚地認識到，鐵路開通運營能否帶動縣域社會經(jīng)濟的進步，往往取決于規(guī)模效應與外溢效應的大小?？h域在面對鐵路建設規(guī)劃時，應該保持冷靜，結合縣域自身經(jīng)濟發(fā)展實際情況，進行充分評估，衡量鐵路建設的成本與收益，促使區(qū)域內部達到帕累托最優(yōu)。

其次，以鐵路為橋梁，促進產業(yè)結構新常態(tài)。鐵路建設為縣域的產業(yè)提升提供持久動力，可以產生較廣泛的產業(yè)關聯(lián)效應，帶動相關產業(yè)產出的增加，通過集聚效應形成產業(yè)集群，刺激產業(yè)轉型升級。因此各級政府應該因地制宜，挖掘自身的比較產業(yè)優(yōu)勢與發(fā)展特色，強化與其他區(qū)縣的產業(yè)分工與合作，優(yōu)化產業(yè)布局，做大經(jīng)濟總量，發(fā)展新興產業(yè)，利用鐵路優(yōu)勢吸引高素質人才與產業(yè)緊缺型人才落戶，提供相應配套的產業(yè)政策，創(chuàng)造更多的就業(yè)機會，為縣域的產業(yè)技術進步與企業(yè)發(fā)展注入力量。此外，政府不要盲目地為鐵路站點的設立而失去發(fā)展其他產業(yè)的機會成本，進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。各級政府應該強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)濟效率的提升作用，通過構建立體化的交通體系，實現(xiàn)資源整合與要素互補。地方政府必須著力增強服務質量，不要認為存在鐵路站點就萬事大吉，還應該積極修建高速公路、國道、省道、縣道、鄉(xiāng)村公路網(wǎng)絡， 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該主動接駁鐵路站點城市，以完善交通網(wǎng)絡體系來彌補跨大區(qū)域曲度空間的鐵路建設所產生的消極影響。

由于鐵路對地區(qū)經(jīng)濟的發(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）是指設計開行時速250公里以上（含預留），并且初期運營時速200公里以上的客運列車專線鐵路。快速鐵路定義是時速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 通過查閱相關文獻（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)。

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