高鐵對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)影響解析

歐國立， 王文麗

(北京交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100044)

一、引言

2018年11月《中共中央國務(wù)院關(guān)于建立更加有效的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新機(jī)制的意見》提出，未來中國將建立以中心城市引領(lǐng)城市群發(fā)展、城市群帶動區(qū)域發(fā)展新模式，推動區(qū)域板塊之間融合互動發(fā)展。2020年4月，國家發(fā)展和改革委員會印發(fā)《2020年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)和城鄉(xiāng)融合發(fā)展重點任務(wù)》，明確提出全面實施城市群發(fā)展規(guī)劃，加快發(fā)展重點城市群，構(gòu)建大中小城市和小城鎮(zhèn)協(xié)調(diào)發(fā)展的城鎮(zhèn)化空間格局。城市群已經(jīng)成為發(fā)達(dá)國家社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的一個重要標(biāo)志：美國波士華城市群——2%的土地居住了17%的人口，創(chuàng)造了20%的GDP；日本太平洋沿岸城市群——9%的土地居住了53%的人口，創(chuàng)造了60%的GDP(1)數(shù)據(jù)源于中國頂級智庫《長三角、珠三角和京津冀是穩(wěn)就業(yè)重點》。。我國以城市群引領(lǐng)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的模式已初步顯現(xiàn)，2018年中國19個城市群GDP合計79.3萬億元，以25%的土地承載了75.3%的人口，創(chuàng)造了占全國88.1%的GDP，其中五大城市群GDP超過全國GDP總額的50%，占19個城市群GDP總額的61.2%，形成城市群經(jīng)濟(jì)增長極(2)數(shù)據(jù)源于2019年“中國城市群發(fā)展?jié)摿ε琶?。?019年4月，國家發(fā)改委發(fā)布的《2019年新型城鎮(zhèn)化建設(shè)重點任務(wù)》提出深入推進(jìn)城市群發(fā)展，培育形成重要增長極，增強(qiáng)要素集聚、發(fā)揮規(guī)模效應(yīng)和輻射帶動作用。

從城市經(jīng)濟(jì)學(xué)的角度，城市城鎮(zhèn)化帶來的人口增加、經(jīng)濟(jì)規(guī)模擴(kuò)大等提高了城市對交通基礎(chǔ)設(shè)施的需求，反過來，交通基礎(chǔ)設(shè)施的發(fā)展提高了可達(dá)性，促進(jìn)人口向該地區(qū)聚集，進(jìn)一步提高城鎮(zhèn)化水平。高速鐵路增強(qiáng)了城市間的可達(dá)性，加快了資源要素流動，推動了產(chǎn)業(yè)布局、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整，對城市群發(fā)展起到重要促進(jìn)作用。截至2019年底，我國高鐵營運里程超過3.5萬公里，高鐵網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建完善、綜合交通運輸?shù)陌l(fā)展將進(jìn)一步助推國內(nèi)出行交通圈及國內(nèi)循環(huán)圈的形成。本文以中國城市群之首的長三角城市群為例，旨在研究長三角城市群覆蓋浙、蘇、皖、滬三省一市的26個城市，該區(qū)域占地35.8萬平方公里，2019年底常住人口2.27億人，區(qū)域GDP占全國總量約1/4，高鐵里程4974.1公里，城市群內(nèi)基本實現(xiàn)高鐵全覆蓋。

影響城鎮(zhèn)化發(fā)展的因素眾多，本文將綜合人口、經(jīng)濟(jì)和社會因素，構(gòu)建長三角城市群城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系，探究高鐵對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的影響。本研究的邊際貢獻(xiàn)主要在于：梳理影響城鎮(zhèn)化水平的人口、經(jīng)濟(jì)和社會因素，構(gòu)建城鎮(zhèn)化評價指標(biāo)體系，運用ArcGis地理空間分析工具，從地理空間視角分析長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的時空分布規(guī)律；將高鐵開通視作“準(zhǔn)自然實驗”，運用多時點DID模型分析城市類型，探究高鐵開通對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的影響，并從經(jīng)濟(jì)、人口和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)三個方面進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，探尋高鐵影響城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的作用路徑。

二、文獻(xiàn)綜述

高鐵開通能夠提高城際間可達(dá)性[1-4]，必然會引起人口和資源的遷移與聚集[5-6]，從而進(jìn)一步影響區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展[7-11]和城市空間格局[12-16]，而且高鐵在運營期較建設(shè)期對經(jīng)濟(jì)的助推作用更強(qiáng)[17]。高鐵對區(qū)域經(jīng)濟(jì)及城鎮(zhèn)化產(chǎn)生影響主要源于時空距離的壓縮，但目前關(guān)于高鐵對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長及城鎮(zhèn)化等的影響仍存在較大分歧。

首先，當(dāng)前學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為高鐵促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。高鐵通過影響城市就業(yè)水平，從而進(jìn)一步促進(jìn)城市工資和經(jīng)濟(jì)增長，高鐵建設(shè)擴(kuò)大了高鐵城市和非高鐵城市之間的經(jīng)濟(jì)增長差距[18]；王雨飛和倪鵬飛指出，高鐵縮短了城市間的時空距離，通過使城市經(jīng)濟(jì)空間外溢效應(yīng)增強(qiáng)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長[11]；高鐵在不同階段對區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響存在差異，具有一定的滯后性[17]。其次，高鐵建設(shè)促進(jìn)資源要素的流動。高鐵的開通運營促進(jìn)人口、投資以及消費活動等從非高鐵城市流向高鐵城市，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)空間活動再分配[19]；Knaap和Oosterhaven指出高鐵開通不僅促進(jìn)城市經(jīng)濟(jì)增長，還加快就業(yè)人口的流動[20]；李祥妹等以滬寧城際高鐵為例，通過人口流動空間聯(lián)系指數(shù)變化，得出高鐵沿線核心城市人口聚集效應(yīng)明顯，出現(xiàn)極核效應(yīng)[21]。在當(dāng)前關(guān)于城鎮(zhèn)化的相關(guān)研究中，一部分學(xué)者采用普遍接受的用城鎮(zhèn)(非農(nóng))人口占區(qū)域總?cè)丝诘谋戎乇碚鞒擎?zhèn)化率的方法，例如劉金鳳和趙勇在探究高鐵對中國城鎮(zhèn)均衡發(fā)展的影響中采用此方法，指出高鐵開通短期內(nèi)阻礙了中西部城市城鎮(zhèn)化提高，并在三年以后出現(xiàn)負(fù)面影響[22]。還有一部分學(xué)者由于數(shù)據(jù)的可得性問題，采用其他表征城鎮(zhèn)化率的方法，如：魯萬波和賈婧在探究高鐵對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展及城鎮(zhèn)化的影響中采用土地城鎮(zhèn)化率[23]；余壯雄和張明慧在探究城鎮(zhèn)化進(jìn)程中的序貫增長機(jī)制時也采用該方法[24]；朱新華和鐘蘇娟的研究表明，高鐵開通會通過生產(chǎn)要素的流動影響土地利用狀態(tài)[5]。高鐵的開通運營在提升區(qū)域可達(dá)性的同時，加快生產(chǎn)要素流動，促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，推動城市化進(jìn)程。盡管已有文獻(xiàn)對高鐵之于區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長、人口要素流動等方面的影響做了比較深刻的探究，但關(guān)于高鐵開通對城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)影響方面的研究相對較少，同時現(xiàn)有研究多使用傳統(tǒng)的DID 模型，不能很好反映高鐵開通帶來的動態(tài)效應(yīng)。因此，本文借鑒已有研究成果，通過構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系，探究高鐵開通對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的影響，揭示其內(nèi)在邏輯和規(guī)律。

三、長三角城市群城鎮(zhèn)化評價指標(biāo)體系構(gòu)建

影響城市群城鎮(zhèn)化的因素眾多，本文基于經(jīng)濟(jì)水平、人口規(guī)模、綜合實力等，參考近年來相關(guān)文獻(xiàn)[22-24]，選取年末常住人口、城市GDP等11個指標(biāo)構(gòu)建城鎮(zhèn)化指標(biāo)體系，具體方法如下。

首先，針對m個城市n個指標(biāo)、k年的數(shù)據(jù)，運用下面的公式對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。

對于正向指標(biāo)，運用如下公式

其中，xij是指標(biāo)數(shù)據(jù)的原始值，i表示評價指標(biāo)的項數(shù)，j表示城市數(shù)，k表示年份，xi，max、xi，min表示第i個指標(biāo)在全部數(shù)據(jù)中的最大值和最小值。

本文選取指標(biāo)不包含負(fù)向指標(biāo)，因此不涉及負(fù)向指標(biāo)標(biāo)準(zhǔn)化處理。

表1 長三角城市群城鎮(zhèn)化評價指標(biāo)體系

用變異系數(shù)法確定各項指標(biāo)的權(quán)重，指標(biāo)的變異系數(shù)越大，則表示其對最終綜合評價的影響越大。具體公式如下

基于長三角城市群26個城市2001—2018年的數(shù)據(jù)，構(gòu)建綜合評價指標(biāo)體系如表1所示，根據(jù)相應(yīng)權(quán)重可以計算得到對應(yīng)城市的指數(shù)值。

四、高鐵影響下的長三角城市群城鎮(zhèn)化水平及空間結(jié)構(gòu)演變分析

(一)基于城市首位律的城市群總體發(fā)展分析

在城市發(fā)展過程中，人口遷移往往會帶動經(jīng)濟(jì)及社會資源的聚集，從而形成不同規(guī)模等級的城市。一個區(qū)域中主要城市的發(fā)展通常會對整個區(qū)域起到一定的推動作用，確定一個地區(qū)內(nèi)主要城市的地位變化對綜合研究該區(qū)域發(fā)展情況有一定的參考價值。本文選取城市首位律(Law of the Primate City)方法探究長三角城市群的主要城市地位變化及其發(fā)揮的作用，為探究高鐵對城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的影響奠定基礎(chǔ)。該方法由馬克·杰斐遜(M．Jefferson)于1939年提出，指就某一指標(biāo)而言最大城市在總體中所處的地位，一定程度上反映了城市發(fā)展要素在首位城市的集中程度。相關(guān)公式如下

其中，P1、P2……P11表示某一指標(biāo)排序在1～11的城市。根據(jù)位序—規(guī)模法則，S2理想值為2，越是超過2，區(qū)域規(guī)模分布越符合首位規(guī)律，小于2表示符合“位序—規(guī)?！币?guī)律；S4和S11在理想狀態(tài)下為1，大于1表示區(qū)域規(guī)模分布符合首位規(guī)律，小于1則符合“位序—規(guī)?！币?guī)律。

根據(jù)城市首位律相關(guān)公式，分別計算長三角城市群2001—2018年間基于測算得到的城市指數(shù)的首位度。如圖 1所示，S2、S4、S11變化趨勢基本一致，2008年以前首位度處于波動狀態(tài)，區(qū)域內(nèi)發(fā)展不穩(wěn)定；自2008年區(qū)域內(nèi)高鐵逐漸開通以來，城市首位指數(shù)開始趨于下降并逐漸達(dá)到均衡狀態(tài)，S2、S4、S11分別在1、0.4、0.3附近波動，說明長三角城市群首位度符合“位序—規(guī)?！币?guī)律。2008年以前，上海市城鎮(zhèn)化發(fā)展較快，一直處于首位，2009年上海和蘇州相繼開通高鐵，兩城市在城鎮(zhèn)化發(fā)展上不相上下，成為長三角城市群城鎮(zhèn)化發(fā)展的“領(lǐng)頭羊”城市。

(二)長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)演變分析

1.長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)

高速鐵路的開通運營在提高城市可達(dá)性、提升出行效率的同時，也為城市群內(nèi)經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)帶來了顯著變化，以無錫、寧波等為代表的非省會城市在城鎮(zhèn)化水平上有很大提升。2013年7月寧杭高鐵開通后，與滬寧城際鐵路、滬杭甬客運專線等共同構(gòu)筑起長三角快速城際軌道交通網(wǎng)，寧杭高鐵以沿線城市為中心向外輻射的影響力帶動產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移和消費升級，降低了沿線乘客出行成本，沿線城市等級結(jié)構(gòu)發(fā)生梯度性變化，對沿線城市發(fā)展帶來一定程度的沖擊。

該部分主要運用ArcGis可視化分析工具，探討高鐵開通前后長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)特征。2001年是研究起始年份，基于人均GDP的長三角城市群經(jīng)濟(jì)空間結(jié)構(gòu)分布表現(xiàn)為，長三角城市群經(jīng)濟(jì)主要聚集區(qū)域在上海、蘇州、無錫三個城市，東部沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平明顯高于內(nèi)陸地區(qū)。截至2018年，長三角城市群高鐵網(wǎng)已基本形成，隨著其他高鐵城市的發(fā)展，上海對周邊城市的虹吸效應(yīng)逐漸減弱，經(jīng)濟(jì)重心開始向內(nèi)陸地區(qū)轉(zhuǎn)移，南京、常州發(fā)展成為新的經(jīng)濟(jì)中心。

運用反距離插值工具(Inverse Distance Weighted，簡稱IDW)對2001年和2018年城市群內(nèi)各城市的城市指數(shù)進(jìn)行插值分析，2001年區(qū)域呈現(xiàn)明顯的以上海為中心、向外逐漸減弱的單中心環(huán)狀圈層結(jié)構(gòu)，且總體上呈現(xiàn)由東向西遞減的趨勢；到2018年長三角城市群高鐵網(wǎng)絡(luò)基本完善，且多數(shù)城市的高鐵已開通運營一段時間，區(qū)域內(nèi)各城市城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)隨之發(fā)生變化，仍呈現(xiàn)環(huán)狀圈層結(jié)構(gòu)，但已由以上海為中心的單中心結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)樯虾！⑻K州為主，南京、無錫、杭州為輔的多中心結(jié)構(gòu)，總體上依舊呈現(xiàn)由東向西遞減趨勢。南京、杭州、無錫三城市在研究期內(nèi)，高鐵開通頻次分別處于26個城市中的第1、2、4位，進(jìn)一步說明城鎮(zhèn)化的演變與高鐵開通存在一定的關(guān)聯(lián)?；诖耍瑢?018年城市指數(shù)值減去2001年數(shù)值，再除以2001年數(shù)值，得到長三角城市群城鎮(zhèn)化變化率，IDW結(jié)果呈明顯的圈層結(jié)構(gòu)。與前述圈層結(jié)構(gòu)相異的是，位于東部沿海的上海變化率最低，總體呈現(xiàn)由東向西遞增趨勢。這表明，一方面以上海等為首的城市充分發(fā)揮增長極作用，帶動周邊城市發(fā)展，周邊城市增長速度加快，區(qū)域內(nèi)各城市發(fā)展水平趨于均衡；另一方面這些城市的發(fā)展水平已相對較高，高鐵開通對其影響較小，城市間不均衡現(xiàn)象有所緩解。

2.長三角城市群城鎮(zhèn)化空間自相關(guān)性分析

莫蘭指數(shù)(Moran’s I)可以用來表征區(qū)域空間自相關(guān)性，其值在-1～1之間。如果莫蘭指數(shù)為正值，表明區(qū)域內(nèi)空間相關(guān)性大；莫蘭指數(shù)為負(fù)值，說明區(qū)域內(nèi)各城市存在差異性；莫蘭指數(shù)為0，則表明區(qū)域空間隨機(jī)分布。運用ArcGis 10.7計算，得到2001年長三角城市群全局莫蘭指數(shù)值為0.36；2018年該值有所減小，為0.34(其中P<0.05，z>1.96，通過顯著性檢驗)。這說明本文研究樣本的末尾年份(2018年)較起始年份(2001年)空間自相關(guān)的趨勢有所減弱，集聚性有所減弱，區(qū)域內(nèi)各城市城鎮(zhèn)化發(fā)展趨于均衡。

莫蘭指數(shù)的結(jié)果證明長三角城市群內(nèi)存在空間聚類特征，進(jìn)一步通過熱點分析(Getis-Ord Gi*)將空間聚類情況做可視化分析。從熱點分析結(jié)果來看，以90%和95%的置信水平為例，長三角城市群西部即安徽境內(nèi)的安慶、池州和銅陵的經(jīng)濟(jì)一直處于低迷狀態(tài)，出現(xiàn)冷點分布特征，而熱點區(qū)域普遍集中在上海及其周邊地區(qū)，并且在2018年輻射范圍有所擴(kuò)大。

(三)高鐵對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)影響的模型分析

1.變量選取及數(shù)據(jù)來源

被解釋變量為城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)系數(shù)(W)。本文城鎮(zhèn)化水平(Urban)，由綜合經(jīng)濟(jì)、人口和社會因素構(gòu)建起來的評價指標(biāo)體系測度而來，區(qū)別于傳統(tǒng)的用城鎮(zhèn)人口占比或城鎮(zhèn)建設(shè)用地占比表示城鎮(zhèn)化率的方法。城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)系數(shù)用同一年份該城市城鎮(zhèn)化指數(shù)得分占長三角城市群所有城市的比重替代，表征某一城市在該年份區(qū)域內(nèi)的權(quán)重大小。如果其數(shù)值趨于增大，表明城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)趨于聚集，反之則發(fā)散。

解釋變量為高鐵開通(HSR)，表示某城市高鐵開通情況。高鐵開通變量是一個虛擬變量，本文考慮時間因素對其賦值。如果該城市在觀測期內(nèi)有高鐵開通，則高鐵開通當(dāng)年及以后年份的賦值為1，否則為0； 如果該城市在觀測期內(nèi)無高鐵開通，則變量賦值均為0。

中介變量有三個。一是經(jīng)濟(jì)聚集(ED)。根據(jù)現(xiàn)有研究，高鐵開通會影響城市的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)聚集現(xiàn)象，本文參考張般若和李自杰的做法[25]，用城市第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與城市建設(shè)用地面積的比值來衡量經(jīng)濟(jì)聚集。經(jīng)濟(jì)聚集表示經(jīng)濟(jì)活動的密度，城市在城鎮(zhèn)化過程中必然會放棄第一產(chǎn)業(yè)(農(nóng)業(yè))的發(fā)展，加快第二、第三產(chǎn)業(yè)的進(jìn)程，因此更偏重非農(nóng)產(chǎn)業(yè)。二是城鎮(zhèn)人口聚集度(PD)。同經(jīng)濟(jì)聚集相似，已有研究表明高鐵可以顯著提高城市之間的可達(dá)性，加速人口在城際間的流動與聚集。參考以上方法，用城市城鎮(zhèn)人口占城市建設(shè)用地的比值來衡量人口聚集。在城鎮(zhèn)化過程中，人口開始向城市流動，非農(nóng)人口的比重逐步增加，但非農(nóng)人口數(shù)據(jù)在2009年以后便不再統(tǒng)計，因此選取城鎮(zhèn)人口比重表征。三是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(IS)，用第二、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占城市GDP的比重表示。高鐵開通提高城市可達(dá)性不僅促進(jìn)人口遷移，更進(jìn)一步加快城市間資源要素的流動，進(jìn)一步推動城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級。

控制變量。為控制其他因素的影響及避免內(nèi)生性問題，加入包括人口、經(jīng)濟(jì)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和城鎮(zhèn)居民人均可支配收入等一系列控制變量。其中經(jīng)濟(jì)規(guī)模(GDP)用地區(qū)生產(chǎn)總值表示，是衡量城市經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵指標(biāo)，影響城市資源的聚集、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等多個方面；人口規(guī)模(people)是測度城鎮(zhèn)化水平的重要因素，選擇年末常住人口作為控制變量，以控制人口規(guī)模對城市的影響；此外，城市的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(sav、tav)、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入(cdpi)等都會客觀反映城市發(fā)展水平，因此加入相關(guān)變量作為控制變量。

數(shù)據(jù)來源。本研究選取2001—2018年間長三角城市群各城市相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行指標(biāo)測度和影響分析，所涉及的各城市數(shù)據(jù)來源于EPS數(shù)據(jù)庫及《中國城市統(tǒng)計年鑒》，并查閱相關(guān)年度地方統(tǒng)計年鑒及《國民經(jīng)濟(jì)和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》，補(bǔ)充完善缺失的數(shù)據(jù)，部分無從獲取的數(shù)據(jù)運用插值法處理而得。

2.計量模型

前述已構(gòu)建長三角城市群城鎮(zhèn)化評價指標(biāo)體系，根據(jù)指標(biāo)體系得到各城市指數(shù)值，通過比對高鐵開通前后城市指數(shù)的變化情況，探討高鐵開通對城市群城鎮(zhèn)化結(jié)構(gòu)的影響。既往研究多將高鐵開通看作一項“準(zhǔn)自然實驗”，運用差分模型來評估高鐵開通的影響，經(jīng)典差分模型認(rèn)為政策在某一確定時間點實施，區(qū)分受影響的處理組和不受影響的控制組，但對于高鐵開通這一特殊“政策”而言，不同城市高鐵開通時間存在差異，也就是說個體受政策干預(yù)的情況在不斷發(fā)生變化，傳統(tǒng)的差分模型已不再適用，因此本文使用更具有一般性的多時點雙重差分模型(Time-varying Differences in Differences Model)來探究高鐵開通的“政策效果”，并構(gòu)建模型如下

lnWi，t=α+δHSRi，t+μi+λt+βXi，t+εi，t，

(1)

其中，Wi，t表示i城市t時期城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)系數(shù)，此處取對數(shù)處理；HSRi，t是虛擬變量，等于1代表開通高鐵，等于0代表未開通，依賴于個體i的處理期，如對于一個第二期開通高鐵的五期面板數(shù)據(jù)而言，其HSRi，2=(0，1，1，1，1)；μi和λt分別表示個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)；Xi，t表示控制變量，εi，t表示殘差值，HSRi，t的系數(shù)δ是整體的平均處理效應(yīng)，如果為正值，代表高鐵開通對城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)系數(shù)產(chǎn)生正向影響，反之則表示產(chǎn)生負(fù)向影響。

探究高鐵開通帶來的影響，需分析城市開通高鐵前后的若干年份，并且運用多時點DID模型進(jìn)行平行趨勢檢驗，也要考察高鐵開通之前若干年的相關(guān)情況，因此設(shè)定如下模型

(2)

其中δ-τ表示高鐵開通前τ期產(chǎn)生的影響，δ+τ表示高鐵開通后τ期產(chǎn)生的影響，δ表示處理當(dāng)期產(chǎn)生的影響，當(dāng)年份為處理當(dāng)期時，HSRi，t=1，其余年份為0。

(四)實證結(jié)果及分析

1.描述性統(tǒng)計

如表2所示為全部變量的描述性統(tǒng)計。

表2 變量描述性統(tǒng)計

2.基準(zhǔn)回歸分析

表3中，模型(1)是僅包含核心解釋變量HSR的回歸結(jié)果，模型(2)在核心解釋變量的基礎(chǔ)上添加經(jīng)濟(jì)、人口、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等控制變量。結(jié)果顯示，核心解釋變量HSR的系數(shù)δ均比較顯著，在添加各控制變量之后擬合優(yōu)度R2增大，表明被解釋變量的解釋力提高，說明高鐵開通對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)有顯著影響。從HSR的系數(shù)δ值來看，隨著控制變量的加入(未在表中表示)，其值依次為-0.1592、-0.1411、-0.1324、-0.1314、-0.1236，均通過在95%的置信度下顯著且為絕對值逐漸減小的負(fù)值，這表明高鐵開通對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的負(fù)效應(yīng)大于正效應(yīng)。在無控制變量情況下，高鐵開通導(dǎo)致城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)系數(shù)下降15.92%，隨著控制變量的增加，高鐵開通帶來的負(fù)向影響減小，說明某些因素的干擾得到有效控制。高鐵開通帶來的負(fù)效應(yīng)并不能簡單認(rèn)為會阻礙長三角城市群的城市發(fā)展，出現(xiàn)該現(xiàn)象的原因可能是：高鐵網(wǎng)絡(luò)的完善使得長三角地區(qū)城際間可達(dá)性提高，高鐵運營后中心地區(qū)與外圍地區(qū)運輸成本下降，中小城市與大城市之間往來更加便利，更有利于重點地區(qū)人口和產(chǎn)業(yè)集聚[22]，中小城市的人口、投資等要素沿高鐵線路流向大城市，加劇城市間分配不均的狀況，經(jīng)濟(jì)極化現(xiàn)象更突出，從而使得很多中小型城市城鎮(zhèn)化水平不增反降。根據(jù)2014年頒布的《關(guān)于調(diào)整城市規(guī)模劃分標(biāo)準(zhǔn)的通知》，將長三角城市群26個城市劃分為三類城市，分別是一線和新一線城市、二線城市、三四線城市，基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表3中(3)～(5)所示，從回歸結(jié)果來看，存在控制變量的情況下，高鐵開通對一二線城市影響不顯著，在三四線城市顯現(xiàn)明顯的負(fù)效應(yīng)，主要表現(xiàn)為高鐵開通導(dǎo)致城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)指數(shù)下降21.87%。

綜上，高鐵開通對長三角城市群總體城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)向影響。將26個城市劃分等級進(jìn)行差異化分析，高鐵開通對城市群內(nèi)一二線城市影響不顯著，對三四線城市產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。高鐵開通對人口規(guī)模較小、實力較弱的城市城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)向影響，但對于大規(guī)模城市的影響并不顯著，這樣的影響可能是由于高鐵開通帶來的擴(kuò)散效應(yīng)導(dǎo)致人口、資源等沿高鐵線路涌入大城市，而大城市本身體量大，對于小城市中比較重要、數(shù)量較大的資源流入并不會出現(xiàn)明顯波動。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

3.平行趨勢及穩(wěn)健性檢驗

實驗組與對照組在政策實施前具有相同趨勢是應(yīng)用雙重差分模型的前提條件，在多時點DID 模型中，由于高鐵開通年份不同，于是選擇一個相對時間點來判斷這一時間之前是否有共同變化趨勢。為保證估計結(jié)果有實際意義，本文用OLS方法基于模型(2)進(jìn)行平行趨勢檢驗，結(jié)果表明，高鐵開通的之前4年，HSR回歸系數(shù)在10%的置信水平上不顯著，而開通后的6年(d1～d6)HSR系數(shù)均顯著且為負(fù)值，說明長三角城市群各城市指數(shù)值變化符合平行趨勢假設(shè)前提，高鐵開通前長三角城市群內(nèi)各城市發(fā)展具有共同趨勢，因此模型估計結(jié)果具備參考價值。

為保證觀察到的城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)變化是由高鐵開通引起而不是由系統(tǒng)性差異帶來，保證回歸估計結(jié)果的準(zhǔn)確性，盡可能消除遺漏變量的影響。本研究采用變更高鐵開通時間節(jié)點的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，提前高鐵開通時間，將實際高鐵未開通年份人為假設(shè)為高鐵開通年份，結(jié)果顯示HSR變量系數(shù)為負(fù)值但不顯著，也就是說在“偽高鐵開通年份”，高鐵對城鎮(zhèn)化結(jié)構(gòu)無影響，從而證明在實際高鐵開通年份城市指數(shù)值的變動確實是由高鐵開通引起的，避免了系統(tǒng)性差異及遺漏變量的影響。

4.作用機(jī)制檢驗

在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，本文認(rèn)為高鐵開通可能會通過影響經(jīng)濟(jì)聚集、城鎮(zhèn)人口聚集以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)來影響城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)，因此采用Baron和Kenny提出的逐步回歸法[26]驗證中介效應(yīng)是否存在。表4為中介效應(yīng)檢驗的結(jié)果。

表4中，第(1)列中HSR系數(shù)為負(fù)，表明高鐵開通對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)向影響；第(2)列將經(jīng)濟(jì)聚集取對數(shù)(lnED)作為被解釋變量，HSR系數(shù)不顯著，第(3)列將HSR和lnED同時作為解釋變量加入模型中，HSR系數(shù)顯著且為負(fù)(δ=-0.1051，p<0.05)，lnED為正值但不顯著；同樣，第(4)列和第(5)列是將城鎮(zhèn)人口聚集度取對數(shù)(lnPD)作為被解釋變量時，HSR系數(shù)不顯著，作為解釋變量時，HSR系數(shù)顯著且為負(fù)(δ=-0.1051，p<0.05)，lnPD系數(shù)不顯著，高鐵開通對于經(jīng)濟(jì)聚集和城鎮(zhèn)人口聚集度影響不顯著的原因可能是，對一些城市而言，高鐵為其帶來虹吸效應(yīng)和擴(kuò)散效應(yīng)，兩種效應(yīng)都對聚集程度有影響，能否顯現(xiàn)經(jīng)濟(jì)聚集或人口聚集取決于兩種效應(yīng)的強(qiáng)弱，當(dāng)二者同時作用于某城市，從而使得整體效應(yīng)不顯著，同時經(jīng)濟(jì)聚集和人口聚集不會對城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生顯著的直接影響，也不會影響高鐵開通對于城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的抑制作用。第(6)列是將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(第二、第三產(chǎn)業(yè)占GDP的比重)作為被解釋變量，此時HSR系數(shù)為-0.01且顯著，即高鐵開通會對城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(即第二、第三產(chǎn)業(yè)占比)產(chǎn)生負(fù)向影響，第(7)列是將產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為解釋變量，回歸結(jié)果顯示 HSR的系數(shù)顯著且為負(fù)值(δ=-0.0987，p<0.05)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的系數(shù)顯著且為正(δ=2.4991，p<0.01)，這說明產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有利于城鎮(zhèn)化水平的提升，可以說高鐵開通通過阻礙城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級來對長三角城市群的城鎮(zhèn)化產(chǎn)生負(fù)向影響，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)帶來的中介效應(yīng)得到證明。

表4 中介效應(yīng)檢驗

五、結(jié)論及啟示

長三角城市群內(nèi)高鐵網(wǎng)絡(luò)日益完善，“一小時通行圈”目標(biāo)已基本實現(xiàn)，城際間聯(lián)系更加密切，進(jìn)而影響城市群城鎮(zhèn)化水平及空間結(jié)構(gòu)。本文構(gòu)建長三角城市群城鎮(zhèn)化評價指標(biāo)體系，以此得到各年份長三角城市群內(nèi)各城市指數(shù)值，借助ArcGis工具和多時點DID模型，探討高鐵開通對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的影響。

研究結(jié)果顯示：第一，2008年高鐵的開通使得長三角城市群的城鎮(zhèn)化首位度開始下降并趨于均衡，城市群首位度符合“位序—規(guī)?！币?guī)律。2008年以前上海占據(jù)首要地位，高鐵開通以后蘇州后來居上，與上?！安Ⅰ{齊驅(qū)”，成為引領(lǐng)長三角城市群發(fā)展的兩大城市。第二，從空間上看，高鐵開通前后城市群的城鎮(zhèn)化水平由單中心環(huán)狀圈層結(jié)構(gòu)向多中心環(huán)狀圈層結(jié)構(gòu)演變，總體趨勢由東向西遞減不變，且形成的圈層中心與研究期內(nèi)高鐵開通頻次相關(guān)；從全局莫蘭指數(shù)來看，城市群空間集聚性有所減弱，沿海、內(nèi)陸城市差異顯著；隨著高鐵的開通運營，上海市虹吸效應(yīng)有所減弱，輻射范圍變廣。 第三，運用多時點DID模型進(jìn)行基準(zhǔn)回歸、差異性和異質(zhì)性分析，結(jié)果顯示高鐵開通對長三角城市群總體城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)向影響；劃分城市等級進(jìn)行差異化分析顯示，高鐵開通對不同類型城市城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生的影響有差異，主要影響三四線城市，對一線和新一線及二線城市影響不顯著。第四，本文選取經(jīng)濟(jì)聚集、城鎮(zhèn)人口聚集以及產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作為中介變量，探討高鐵開通影響長三角城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)的作用機(jī)制，結(jié)果顯示經(jīng)濟(jì)聚集和城鎮(zhèn)人口聚集不是高鐵影響城鎮(zhèn)化的直接因素，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出部分中介效應(yīng)，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有利于城鎮(zhèn)化水平的提升，高鐵開通通過抑制產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級對長三角城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)產(chǎn)生負(fù)效應(yīng)。

基于以上研究和長三角城市群城鎮(zhèn)化發(fā)展現(xiàn)狀，得出以下啟示：第一，長三角城市群現(xiàn)階段總體城鎮(zhèn)化水平相對較高，未來發(fā)展應(yīng)注意優(yōu)化無錫、常州等中型城市的節(jié)點功能，全局規(guī)劃長三角城市群整體高鐵網(wǎng)絡(luò)，充分挖掘樞紐城市的功能，督促當(dāng)前暫未開通高鐵的城市以及大型城市中的縣市有條件的盡快開通，充分發(fā)揮高鐵網(wǎng)絡(luò)效益。第二，加強(qiáng)高鐵城市基礎(chǔ)設(shè)施完善，增加工作崗位等。人口城鎮(zhèn)化是高鐵開通影響城市城鎮(zhèn)化的一個重要方面，城市通過完善自身高鐵網(wǎng)建設(shè)來吸引人口到本城市聚集，充分發(fā)揮人口規(guī)模優(yōu)勢，縮小城市差距，進(jìn)一步實現(xiàn)區(qū)域均衡發(fā)展。第三，關(guān)注第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，推動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有助于推動本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平發(fā)展，有利于推動城市群城鎮(zhèn)化空間結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級。各城市應(yīng)充分利用高鐵開通的契機(jī)，優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，進(jìn)一步推動第二、第三產(chǎn)業(yè)發(fā)展，助推本城市城鎮(zhèn)化發(fā)展。