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摘 要：高铁建设为城市开放发展提供了新的基础条件.基于企业生产率构建高铁建设与国际贸易理论模型,以2007-2016年中国271个城市的高铁车次与进出口贸易数据为样本,使用面板数据模型评估高铁建设对城市进出口贸易的整体影响和异质性冲击.实证结果显示：高铁建设对城市进出口贸易具有积极影响,且对东部地区和在“八纵八横”主干线上的城市尤为明显,高铁建设促进了生产中间商的信息匹配和生产性服务业集聚.
关键词：高铁建设;进出口贸易;生产性服务业集聚;城市开放
中图分类号：F015 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2020）06-0074-09
一 引言
对外开放是中国城市经济长期高速增长和高质量发展的重要推动力量之一.交通基础设施的建设和质量改善是城市对外开放和市场一体化的关键举措.改革开放以来,我国实施了以东部沿海地区率先开放带动内陆地区开放发展的空间开放战略.在相关政策支持下,我国开放型经济发展取得了突出成就.推动了经济的长期高速增长.但是,这种增长模式也导致了我国地区之间发展不平衡、不充分矛盾突出.2008年金融危机爆发后.为了应对外贸出口需求下降和经济增长下行的压力,国家实施了一系列投资计划,高速铁路也得以掀开了建设热潮.据中国铁路总公司统计.截至2016年底,我国高铁建设里程数突破2.2万公里,是继高速公路建設之后再一次令世界震惊的“中国速度”.惊艳的建设成就和巨额的资金投入也引起了各界对高铁经济效应的讨论和研究,奠定了考察高铁经济效应的理论基础和分析框架.研究表明,高铁建设对促进要素流动、生产率提升、地区经济增长和结构转型都起到了重要推动作用.近来,高铁建设更是被寄予重要期许,《中国铁路中期发展规划》明确指出,促进城市开放发展是高铁建设的重要目标之一.
从城市发展史和实证研究经验来看,铁路和高速公路等陆地交通基础设施建设可以促进内陆城市参与全球生产分工.国际贸易进一步促进了城市经济的长期增长与繁荣.从当前我国经济发展的新形势和新要求来看,传统出口需求面临更多不确定性,迫切需要寻找新的出口市场空间.此外,党的十九大报告提出,要加快形成“陆海内外联动、东西双向互济的全面开放新格局”.作为一种新兴的旅客专运交通工具,高铁在我国城市开放中将起到怎样的作用?这些作用的发挥又受到哪些关键条件的制约?深入分析这两个问题对促进城市高质量发展和构建全面开放格局具有积极现实启示.
在此背景下,本文以2007-2016年中国271个城市为研究对象,从理论和实证两个方面探讨高铁建设影响城市开放发展的作用途径和效果.考虑到高铁作为载客专用交通工具这一独特特征,本文并未遵从既有文献做法,而是从货物运输成本转向旅行时间成本视角考察高铁建设对城市进出口贸易的影响.具体地,高铁通过降低旅客出行时间提高了出口产品生产商在市场上搜寻中间产品供应商的匹配度并促进生产性服务业集聚,中间商的高度匹配和专业服务配套都将对提升企业生产率起到至关重要的推动作用,从而拓展企业出口的二元边际.为了严谨表达上述理论观点.本文基于对高铁建设促进城市进出口贸易作用机制的归纳分析.将旅行时间成本变量拓展到Arkolakis（2010）模型的信息交流与企业出口模型.并通过构建新的地理工具变量.使用城市面板数据模型识别高铁建设与城市进出口贸易的因果关系.
二 文献评述与作用机制
(一)交通基础设施建设与国际贸易的文献述评
关于现代交通基础设施建设影响国际贸易的研究已有丰富成果.这为考察高铁建设对城市参与国际贸易的影响提供了理论基础和方法支持.例如,铁路建设显著降低了企业货物运输成本和运输时间,从而改善提高企业生产率水平、出口产品的竞争力和出口周转率.公路运输成本降低可以显著提高内陆地区的出口多样性水平.改善中国整体出口结构,降低企业库存成本.机场设施建设对提升我国出口产品质量的作用甚于其他交通基础设施.港口建设对进出口贸易的影响更加显而易见和全方位,包括出口通关时间、非关税贸易成本等.这些研究一致表明,交通基础设施建设的数量增加和质量改善对企业和国家进口贸易具有显著促进作用,由此降低了企业的货物运输费用和时间成本及库存成本.进而不仅形成企业产品出口的显著优势,也改善了地区出口产品的结构和质量.
高铁自诞生以来.城市学者对其在城市发展中的作用就产生了极大关注.早在1957年,Clark就将高铁称为“城市的创造者和破坏者”.到1999年,日本和欧洲开始大规模建设高铁网络,Albalat等（2012）、Ahlfeldt等（2017）纷纷开始使用城市统计数据和现代经济计量方法评估高铁对城市经济发展的实际影响.随着“中国高铁”时代的到来,国内学者也兴起了高铁经济效应的研究热潮,这些研究主要集中于高铁与城市经济增长、高铁与产业集聚、高铁与城市空间结构等方面,而高铁与城市进出口贸易的相关研究相对较少.Xu（2017）认为,高铁建设影响出口的机制是：高铁开通便利了生产商寻找能使自己利益最大化的供应商,但匹配率会受到地区差异的影响.唐宜红等（2019）以贸易成本为切人点,通过采用虚拟变量衡量高铁开通,考察高铁对企业出口的影响,结果发现,开通高铁显著带动了城市企业出口,弹性系数为12.7%.孙浦阳等（2019）以关税传导为切人点,探讨了高铁如何影响贸易开放,并且基于最终零售数据量化了高铁对贸易的影响.相对于其它交通基础设施建设,高铁主要是通过降低乘客旅行成本,促进人口、信息和资金的流动和生产性服务业集聚,从而提高生产商与供应商之间的匹配效率以及企业生产效率.最终增加企业在国际市场中的竞争力.
(二)高铁建设促进城市进出口贸易的作用机制
高铁以客运为主,其快速发展以及独特优势使之成为人们出行的主要选择之一.据中国铁路总公司网站和2017年民航行业发展统计公报数据显示.2016年,中国高铁运送乘客数量远远超过空中乘客数量,达15亿人次左右.从运送乘客数量占比来看,2017年,动车组列车运送乘客数量比达56.4%,比航运占比多12.8%.换言之,每天选择高铁出行的人次高达400多万.从旅客发送量增长率来看,高铁的年均增长率比航空多23.5个百分点.高铁的服务优点也使其在中长途出行方式选择中脱颖而出,实现了管理者之间的交流不再受制于地理距离,便利了企业之间的信息和资源共享,消除了搜寻信息过程中的壁垒,有利于企业高效率地进行生产.广义贸易成本包括企业搜寻成本和信息成本,在成本上有相对优势的企业更容易进入国际市场.无疑,高铁开通对企业搜寻成本和信息成本的降低,有利于提高地区平均生产率,促进城市进出口贸易的发展.
高铁发展便利了人才、资金和信息等要素的流动,充分发挥了市场在地区之间配置要素的作用,提高了要素使用效率.同时,高铁发展为知识溢出和资源共享奠定了基础.有利于实现生产性服务业集聚,促进生产性服务业结构升级和生产率水平提升.除此之外.高铁发展压缩了地区之间的时间和空间距离,密切了地区之间的经济联系,扩大了生产性服务业的经济腹地,实现了外部效益最大化.
由于高铁建设实现了经济要素的充分流动,因此,大中型制造业企业没有必要将其研发部门和大型生产制造部门都留在中心城市.一方面,将生产制造部门转移至非中心城市可以降低生产成本,另一方面,也可通过研发集聚区和生产制造集聚区的形成实现资源共享.尤其是生产制造部门集聚区的形成可以减少能源、原料消耗和库存量,降低原料和产品的运输成本,节约生产时间.除此之外,集聚理论表明.在集聚区会存在信息溢出、社会化的市场组织网络、更加专业化的供应商以及熟练的劳动力,这些都有利于最小化信息搜寻成本和交易成本带来的弊端,提高企业生产率,实现城市向外部输出.
三 模型构建与变量描述
(一)理论模型
本文以Arkolakis（2010）模型为基础,构建旅客运输时间成本、信息流动与企业出口的理论模型.具体地.假设有国际国内两个市场,在一国内部,产品市场属于垄断竞争市场,即每个企业只生产一种差异化产品.消費者为工人,每个工人贡献一单位劳动力.产品进入国际市场的前提是国内企业通过信息搜寻达到中间商之间的成功匹配,提高了地区生产率.
四 实证结果分析
(一)基准回归结果
回归结果表明（见表2）,高铁建设显著拉动了城市进出口贸易.解释变量的影响结果基本与预期一致,如式（7）所示.由人均GDP对城市进出口贸易的弹性系数可知,高经济发展水平地区在人才、资金、技术等方面具有先天优势,企业的生产率水平也往往较高,具有进入国际市场的优势.城镇化水平越高.越利于城市进出口,弹性系数为0.162.且通过了1%水平下的显著性检验.这主要在于,伴随着城镇化水平的提高.相关配套的基础设施建设日益完善,各种经济要素得以充分流动,更加有益于集聚区的形成,提高生产能力,增加国际市场竞争力.生产成本是贸易成本的重要组成部分,而劳动者的工资是生产成本中的重要部分.工资越高.生产成本越高,不利于城市的进出口.城市距港口的距离对进出口贸易的影响与预期一致.验证了内陆运输成本对进出口贸易的重要性,弹性系数为-2.150.政府支持对城市进出口贸易的影响也为正向影响,并且通过1%水平下的显著性检验.政府财政支持有利于企业在资金来源、生产成本、提高生产技术能力等方面取得相对优势,以增强国际市场竞争力.公路质量的提高显著促进了城市进出口,弹性系数为0.090.公路运输在内陆运输中有着不可替代的地位,公路网络的完善和质量提高,便利了货物运输,有利于进出口贸易.
(二)工具变量法估计结果
若高铁建设和城市进出口之间存在双向因果关系,会造成估计不准确,采用两阶段工具变量法处理.借鉴Faber（2014）的研究,本文采用的高铁建设工具变量为各城市地理坡度及通车前一年钢轨的交互项.首先,土建工程和轨道成本占修建高速铁路成本的比例最大,以350公里/小时的高铁线路为例,分别占48%和9%.根据Faber（2014）高速公路修建成本分析,地理坡度最能反映土建成本.且又能够与误差项保持不相关.其次,由于钢轨是修建高铁的另一个重要成本,地理坡度与之相乘可以解决工具变量不随时间变化的问题.由于铁路使用的钢轨具有较强的专用性,其对本地钢铁、煤炭和建筑等行业的影响较为有限,使得与地理坡度交乘后依然具有外生性.其中,各城市的地理坡度以国家数字高程数据为基础,利用arcgisl0.5进行测度;钢轨数据通过对《中国钢铁工业年鉴》中用于轨道的进出口钢轨数量和金额计算得出（见表3）.
由表3中第一行的估计结果可知,工具变量的OLS回归系数显著为负,与是否加入解释变量无关.这与预期一致,表明选取的工具变量满足假设条件.在最终回归结果中,第二列结果显示,高铁建设显著促进了城市进出口贸易,影响系数为0.872.该系数比OLS估计结果显著提高.第四列结果显示,高铁变量对进出口的弹性系数为0.472.并且通过了1%水平下的显著性检验,仍然高于OLS估计结果.总而言之,在剔除内生性问题带来的估计偏误之后,高铁建设仍然显著带动了城市进出口贸易.
(三)异质性分析
众所周知,东部地区开通高铁的城市数量远远高于西部地区.高铁建设的差异性以及城市自身的资源禀赋均可能影响高铁对城市进出口的效应.鉴于此,借助两阶段工具变量法来检验城市地理区位以及城市是否位于主干线上对前述结论的影响.具体结果见表4.
1.地理区位.首先将271个城市按传统的东中西三个区域进行划分,见表4的前三列.高铁建设对进出口贸易的影响均为正向.仅在弹性系数和显著性水平上有所差异.从弹性系数大小来看,中部地区系数最大,东部地区系数次之,西部地区系数最小.从显著性水平来看,只有东部地区的弹性系数通过5%水平下的显著性检验.由此可见,中西部地区城市进出口贸易能否借助高铁建设得到进一步提升有待商榷.这也很容易理解,从数据来看,东中西部地区单位人口里程（km/万人）来看,分别为0.255、0.313、0.205;单位GDP里程（km/亿元）分别为0.040、0.050、0.029;单位人口车次（次/万人）分别为0.168、0.177、0.115.由此可见,三大地区的高铁建设具有明显差距,尤其是西部地区高铁建设的范围小,速度较为缓慢.高铁建设对东部地区城市进出口贸易具有显著正向影响.主要是因为东部地区经济发展水平高,在技术、资源、信息、资金、人才等各个方面具有明显优势,加之众多中心城市正处于后工业化时期的快速集聚进程中.高铁建设更是对当地经济锦上添花.资源流动效率的提升和区域生产效率的提高均有助于进一步走向国际市场.高铁建设对中部城市进出口贸易的弹性系数虽然未通过显著性检验,但依然为正.一方面是因为高铁网络连通了多个中部城市,尤其是“八纵八横”的建设,且与东部地区城市紧密相邻,会受益于中心城市的辐射带动作用.另一方面,与东部地区相比.中部地区在资源禀赋、生产技术、经济发展水平等方面存在不足,导致高铁效应的发挥受限.高铁建设对西部地区城市进出口贸易的弹性系数为负且不显著,主要是由于西部地区开通高铁城市数量太少,无法形成规模化,不能有效发挥高铁的时空压缩效应.同时还会受制于东部高铁发展的“虹吸效应”.
2.“八纵八横”主干线.通过观察表4中的后两列估计结果可以发现,高铁建设对主干线上城市和非主干线城市进出口均有着显著正向影响,这也佐证了前文的研究结果.不同之处在于,主干线上的城市进出口对高铁建设的弹性系数远大于非主干线.主要是因为主干线上城市与中心城市之间高速列车车次频率高.一方面便利了人才、资金、技术、信息等各种要素的流动,尤其是与中心城市之间的要素共享,提高中间商之间的选择质量与效率,实现利益最大化,提高生产能力和生产率,增强企业在国际市场上的竞争优势;另一方面.会便利企业做出选址决策,更加优化企业的研发部门和生产部门布局,发挥成本优势和产业集聚优势对企业生产率和地区生产率的促进作用.
(四)作用机制分析
高铁发展是如何促进城市进出口贸易的呢?考虑到目前高铁仅限于客运,其作用主要体现在要素的流动,为共享投入要素、储备劳动力提供了卓越的平台.实现了企业要素的更有效匹配.推动了生产性服务业集聚.提高了中间商匹配效率,有利于提升生产率水平,带动进出口贸易.为了验证这一可能的作用机制,以生产性服务业集聚程度（insc）②为变量,检验高铁影响城市进出口贸易的效应.在此,借鉴Baron和Kenny（1986）对效应的研究并进行Sobel检验,结果见表5.
由表5可知,在高铁促进城市进出口贸易的过程中,生产性服务业集聚确实起到了部分效应.其中,（1）为基准模型,在该模型中高铁变量对城市进出口贸易的影响系数显著为正.说明可以继续检验效应.在（2）中,高铁对生产性服务业集聚有显著正向影响,表明高铁确实便利了劳动力流动,缩短旅行时间,实现了沿线城市高可达性,推动生产性服务业集聚.提升了中间商匹配效率和生产率水平,助力城市进出口贸易.在（3）中,生产性服务业集聚程度系数为O.226,且通过1%水平下的显著性检验,高铁变量系数为0.07,并通过1%水平下的显著性检验.验证了在高铁促进城市进出口贸易过程中.生产性服务业集聚起到了部分效应.并且通过了Sobel检验.
(五)稳健性检验
由上文的研究结果可知.高铁建设与城市进出口贸易之间呈正相关关系.下文将进行一系列的稳健性检验来判别前文研究的结果是否可靠,其中三类稳健性检验均采用两阶段工具变量法进行回归.结果见表6.
1.替代核心解释变量.首先,采用大多数文献的做法来衡量,即城市建设高铁年份及其之后均取1.建设高铁年份之前均取0.由表6中的第一列结果可知,即使采用虚拟变量进行量化,高铁建设显著促进城市进出口贸易的结论依然成立.其次,采用高铁站数量衡量高铁的发展状况.由第二列结果可知,城市进出口对高铁建设的弹性系数为0.489,且通过了1%水平下的显著性检验.二者间的关系进一步得到了证实.
2.安慰剂检验.虽然在模型估计过程中控制了城市固定效应.但是建设高铁的城市和未建设高铁的城市之间仍然存在一些系统性差异,且随着时间的变化而变化,不可观测、无法完全排除.同时,这些系统性差异还会影响到高铁对城市进出口贸易的弹性系数以及显著性.因此进行安慰剂检验,以查看前文结果的可靠性.本文模型估计的时间范围为2007-2016年,在该时间段建设高铁的城市.其2016年之后的进出口贸易肯定会受到高铁的影响,但是2007年之前的影响不一定存在.鉴于此.此处假设将最早建设高铁的时间提前2年.由表6第二列检验结果可知,尽管弹性系数有所下降,高铁仍然显著促进了城市进出口贸易,也进一步支持了前文的研究结论.主要原因在于,高铁的前期筹建准备工作.会加大对技术、资本和人才等资源的需求,以至于高铁在立项建设时就已开始影响城市的进出口贸易.
3.使用历史工具变量.为避免上述研究中选择的工具变量造成估计偏误.此处选取历史工具变量来解决内生性问题.该历史工具变量为虚拟变量,即选用1933年是否有铁路来量化,有则取1,无则取0.其中,数据通过整理张雨才（1997）编制的《中国铁道建设史略》而得.由表6第三列的回归结果可知.高铁建设对城市进出口贸易有着显著正向影响,并且弹性系数为0.078.与选用地理工具变量的回归结果并无差异.由此可见,高铁建设对城市进出口贸易的影响不受选择工具变量的影响.
五 结论与启示
本文先从理论上分析高铁建设对城市进出口贸易的作用机制.一方面,高铁为管理者更为有效的面对面互动交流提供了便利.降低了信息成本,提高了中间商匹配效率,增强了地区的国际竞争力;另一方面,高铁缩短了经济活动的时空距离.有助于形成生产性服务业集聚区,释放集聚效应,提高企业和地区生产率,增强国际市场竞争力.基于此,以经停车次频率量化高铁,考察高铁建设对城市进出口的影响及其内在机制.首先.在采用列车经停车次量化高铁建设的前提下.进行双向固定效应基准回归得出,高铁总体上有利于促进城市进出口贸易的结论.在此基础上剔除内生性问题.即采用两阶段工具变量法估计,发现高铁建设显著促进了城市进出口贸易,弹性系数为0.078 2.其次,鉴于高铁空间分布的不均衡性.模型考虑城市异质性对两者关系的影响发现.东部地区城市以及位于“八纵八横”主干线上的城市更加受益于高铁建设.再次,以生产性服务业集聚为变量,检验了高铁影响城市进出口贸易效应的存在性及其显著性.最后,为了保证研究结果的可靠性和可信度.进行替代核心解释变量、安慰剂检验和选用历史工具变量等相关性检验.检验结果均佐证了前文得出的研究结论.
高度重视高铁建设在城市进出口贸易和构建新开放体系中的重要作用.第一,在发展高铁的同时,重视与其他交通基础设施的衔接补充.积极构建立体化交通体系.水、陆、空交通工具的组合发展有利于资源共享、要素互补,充分发挥集聚优势,进一步提高地区和企业生产率.第二,借助“八纵八横”主干線.建设更多综合交通枢纽城市.研究发现,相较于开通高铁的城市.未开通高铁的城市以及位于非主干线上的城市较难受益于高铁建设.因此,在鼓励发展高铁的同时.更需重视高铁建设的不均衡性以及高铁发展可能存在的“虹吸效应”,积极推动“八纵八横”主干线建设.实现高铁线路网络效应的最大化.第三,实行差异化的高铁发展区域发展政策.东中部地区实行“网动带动面动”的发展方针,重视市场在信息、人才、资本等要素配置中的作用与效率：西部地区应该实行高铁“点动带动面动”“线动带动面动”的发展方针,一方面.加大高铁建设力度,便利西部地区积极参与和融人“一带一路”建设,助力新时代西部大开发形成新格局,实现东西双向开放协同并进;另一方面,通过政府干预减缓高铁建设对西部地区城市发展带来的要素资源流出.在促进其积极对接京津冀协同发展、长江经济带发展、粤港澳大湾区建设等重大战略的同时,加大对该地区经济基础相对较好城市的扶持力度.使其走在对外开放的前沿.
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