高速铁路对城市用地扩张的影响——基于多期双重差分法的验证

谭荣辉，张天琦

（天津大学管理与经济学部， 天津 300072）

1 引言

自中国第一条高速铁路（京津城际）开通以来，高速铁路（以下简称“高铁”）在中国呈现出蓬勃发展的态势。2018年，中国铁路投产新线4 683 km，其中高速铁路4 100 km①数据来源于《中国铁路总公司2018统计公报》。。到2020年，预计中国铁路网规模达到15万km，其中高速铁路3万km，覆盖80%以上的大城市②数据来源于《中长期铁路网规划》。。与此同时，中国城市建设用地面积也呈现出加速扩张趋势，由2003年的28 971.9 km2增长到2017年的55 155.5 km2，年均增长率为4.8%，而中国城镇人口比重在此阶段的年均增速仅为1.29%③城市建设用地面积原始数据引自《中国城市建设统计年鉴》，增长速率为笔者计算所得。。城市建设用地面积扩张速度远远超过城镇人口增长速度。从各年数据来看，2008年城市建设用地面积较2007年增长了7.67%，2012年城市建设用地面积较2011年增长了9.44%③。2008年恰为中国开始建设高铁的年份，2012年、2013年中国高铁建设开始进入快速发展阶段。因此，从实证出发回答高铁建设是否影响中国城市用地扩张对未来的国土空间规划具有十分重要的意义。

首先，关于高铁对城市土地利用影响的研究主要集中在高铁对土地利用效率、土地价值以及土地利用类型转换3个方面[1-8]。这些研究基于单个高铁站点或高铁新城的土地利用情况以及城市扩张过程中出现的土地利用效率低下以及人地关系等问题，分析了高铁建设与其之间的关系，但都没有明确回答高铁建设是否促进了城市用地扩张，或者潜意识采纳了先验假设，即高铁站点对周边土地利用转换有直接影响。其次，城市用地面积的增长受到多种因素的影响，主要包括城镇人口增长、经济发展水平的提高、产业结构调整以及交通等基础设施的改善等[9]。其中，在研究交通基础设施对土地利用的影响方面，以往研究主要考察城市内部交通（如公交、地铁等）改变了城市内部空间可达性，从而致使城市空间不断扩张以及土地利用结构发生转变[10]，而缺乏对城市间交通网络的研究。高铁极大地改变了各城市的空间可达性，缩短了城市间的通勤时间，增大了人们在一小时内所能到达的距离[11]。理论上，高铁建设会促进城市用地面积增长，而其是否是当前中国城市用地面积迅速增长的原因之一，以及如何影响城市用地扩张还需要进行更深入的探讨。

基于此，本文以中国223个地级市为例，采用多期双重差分法考察高铁建设与城市用地扩张的因果关系。本文的贡献主要有两个方面：一方面，本文的研究对象并不局限于某一条高铁线路或是某一开通高铁的城市，而是从全国223个地级市出发，考察高铁建设对城市用地扩张的总体影响；另一方面，本文区分了高铁站开通（高铁从无到有）、高铁站点数量和高铁线路数量对区域城市用地面积的影响。同时，基于各城市区位的异质性，进一步分析了高铁对中国不同区域城市用地扩张的影响差异。另外，在研究方法的选择上，由于各城市高铁开通的年份不同，本文在计量模型的选择上为多期双重差分法，与基本的双重差分模型相比，增强了模型的准确性与严谨性。

2 理论分析与研究假设

SPIEKERMANN与WEGENER认为高速铁路增加的速度可以转化为大量的空闲时间与活动空间，这与哈维的“时空压缩”理论类似，典型例子就是欧洲高铁网络的建设导致了西欧的“时空收缩”[12-13]。上述现象可总结为高铁通过缩短出行时间，提高了各城市的空间可达性，从而推动区域和城市经济、人口与就业等方面的发展。而经济发展水平、产业结构调整、城镇人口数量改变等恰为城市用地扩张的主要驱动因素。因此，本文提出：

假说一：高铁建设（高铁开通、高铁站数量、高铁线路数量）能够促进城市用地扩张。

第一，在空间上，由于高铁提高了其沿线城市的可达性，各城市通过高铁的连接形成了城市带、城市群等，从而促进了高铁沿线区域经济一体化[11，14]。高铁建设有利于缩小区域经济差异，促进区域内核心城市发展[15-17]。而经济的发展又增加了居民收入，提高消费水平，拉动了居民对住房娱乐等方面的需求，最终增加对建设用地的需求[18-19]。第二，高铁建设促进了区域间城市人口的流动，针对高铁开通与人口变动之间的关系，现有研究表明，城市人口通常聚集在具有高速公路或高速铁路等可达性较高的地区，高铁建设促进了该类城市人口的增加[20-21]，城市用地扩张程度恰好依赖于城镇人口数量[19]。第三，高铁对城市可达性的改善在促进区域经济一体化的同时也促进了生产要素与服务的流动，第二、三产业的生产要素和产品与第一产业相比具有更高的流动性[11]。高铁建设有利于提升城市服务业的比重，促进中心城市以及周边城市产业结构的升级[22]。产业结构的调整会使生产要素（如土地）从农业部门转移到非农业部门，影响土地利用结构，促进城市用地扩张[21]。因此，本文提出：

假说二：高铁建设（高铁开通、高铁站数量、高铁线路数量）对城市用地（城市建设用地、城市建成区）面积增长的影响依赖于高铁所在城市的人口数量以及经济、产业发展水平。

铁路网络密度在区域层面增长存在一定的差异，东部地区铁路网络密度远远高于西北地区，且高铁系统主要服务于人口密度较高的地区，因此中国东部地区高铁的发展快于其他地区[16]，高铁网络设置存在区域布局不均衡的情况。中国东、中、西三大区域在人口分布、经济发展与产业结构调整等方面存在一定的差异，如东部部分省份已进入后工业化阶段，而西部部分地区还处于工业化前期[19]。高铁建设对不同规模城市的城市人口影响差异明显，其中对特大城市与人口在100万～300万之间的城市影响较为显著[23]。而中国拥有较多人口数量的城市主要集中在东部地区，现有研究表明高铁建设对东部与北部地区经济发展具有积极影响[16]。从各城市的产业发展来看，高铁建设对制造业与服务业的影响大部分集中在东部城市，少部分为东北及部分中部城市，促进了这些城市的产业结构升级，提升了产业结构水平[22]。综上，高铁建设对三大区域人口、经济与产业等方面的影响存在一定差异。因此，结合高铁网络布局的区域差异性以及高铁对城市发展影响的区域差异性，本文提出：

假说三：高铁建设对中国城市用地扩张的影响存在区域异质性，其中对东部城市影响最显著。

3 模型与数据

3.1 多期双重差分模型

双重差分法（Difference-In-Difference, DID）可有效消除个体在政策实施前后不随时间变化的异质性和随时间变化的增量而剥离出政策实施冲击对个体的净效应，因而在公共政策评估中得到了广泛应用[24]。类似于政策实施，高铁的建设也可被视为一项自然实验。理论上，受到高铁开通影响的城市土地利用转换将与没有受到影响的城市土地利用转换在高铁开通前后有显著区别。然而，个体城市的土地利用转换还会受到时间、宏观经济和随机干扰等因素的影响。单纯比较高铁建设前后城市间土地利用转换的差异无法真实反映高铁建设的真实效应。因此，DID可检验中国高铁的开通对城市用地扩张是否存在影响。选取2003—2016年内开通高铁的地级市作为实验组，在这段时间内未开通高铁的地级市作为控制组。DID模型基本形式为：

式（1）中：Yit为城市建设用地或建成区面积；Treatedi为分组变量，取值为1时代表实验组，为0时代表控制组；Periodt为时间变量，取值为1时为政策发生之后，为0时即政策发生之前；交互项Treatedi×Periodt表示实验组在高铁开通后的效应；α0为常数项；α1和α2分别为分组变量与时间变量的回归系数；α3为高铁开通对城市用地扩张影响的净效应；εit为误差项。但是，上述模型只适用于高铁开通时间一致的情况，而各城市高铁开通时间随机分布在2003—2016年之间，若依据此方法将各地级市高铁建设的时间点统一，则最终结果与实际情况不符。因此，本文使用多期双重差分模型进行估计。多期双重差分基准模型为：

式（2）中：虚拟变量Wstationit表示地级市i在第t年是否开通高铁，若开通Wstationit则的取值为1，否则为0。由于无法确定各地级市统一建设高铁的时间Periodt，因此，在多期双重差分模型中，原模型中的分组变量与时间变量将不再存在，但新模型中应控制地区固定效应μi和时间固定效应ft。∑nControlsit为经济、社会、交通三个层面的控制变量（表1），β0为常数项；γ为控制变量回归系数。重点关注β1的回归结果，若β1＞0说明高铁开通能够促进城市用地扩张，反之则对城市用地扩张起到抑制作用。

以式（2）为基础，为检验开通高铁站与高铁线路数量对城市用地扩张的影响，本文将Wstationit分别替换Stationit、Routeit，其分别代表地级市i在第t年累计开通高铁站或高铁线路的数量。最终模型为：

3.2 IV估计

现有研究表明城市用地扩张不仅受到上文所涉及宏观层面因素（经济、人口、交通）的影响，还受到微观层面自然条件如地形、地质、地貌以及土地区位等因素的影响[25]。由于本文受限于土地微观层面数据的可获取性，模型设定存在遗漏微观层面不可观测变量的问题，导致估计偏差。据此，本文进一步使用IV估计，对高铁建设对城市用地扩张的影响进行稳健性检验。

各城市地形地势等自然条件因素为高铁建设时应考虑的重要因素之一，与是否开通高铁存在高度的相关性。本文参照周玉龙等人的做法，选择历史铁路线路，即各地级市1950年与1980年是否通铁路、1980年之前建设火车站的数量以及2000年之前通过铁路线路的数量分别作为高铁站开通与否Wstationit、高铁站数量Stationit和高铁线路数量Routeit的工具变量，采用两阶段最小二乘法进行回归[8]。首先，高铁路网的规划应考虑与历史线路的联通，因此二者之间相关性较高，满足IV估计相关性条件。其次，历史铁路线路的建设与土地微观层面遗漏变量不相关，只会独立地影响城市用地扩张，满足IV估计中工具变量与扰动项不相关的条件。

3.3 数据、变量与描述性统计

参照已有研究以及数据的可获取性，本文主要采用城市建设用地面积（aocv）和城市建成区面积（aobd）作为被解释变量对城市用地扩张进行衡量。二者原始数据均来源于《中国城市建设统计年鉴》与《中国城市统计年鉴》，其中城市建设用地面积为整个城市所在行政区地级市的城市建设用地总面积，而城市建成区面积则为地级市中心城市城区面积。通过考察高铁建设对二者的影响，可以分析高铁建设对城市土地利用转换的影响范围是仅限于高铁站点所在城市的周边，还是会扩大到高铁所在的整个地级市区域。

现有研究已证实高铁开通对城市用地扩张具有显著促进作用[7]，然而为顺应中国大规模修建高铁的趋势，某一城市在已开通高铁的基础上会继续增建高铁站以及引入新的高铁线路。一方面，高铁通过改变区域城市的可达性来促进城市发展，各城市高铁线路的增加可进一步提升城市可达性；另一方面，目前的高铁站点已由单一站房服务转变为多功能混合的城市服务项目[11]，高铁站点建设影响着周边土地的开发，随着高铁站数量的增长，高铁建设对城市用地扩张影响会发生相应的变化。同时，各城市高铁建设在“高铁是否开通”、“高铁站数量”与“高铁线路数量”具有差异。基于上述原因，除高铁是否开通之外，本文进一步引入高铁线路数以及高铁站数量来度量“高铁建设”这一核心解释变量。一是城市i在年份t是否有开通高铁站的虚拟变量Wstationit，有则取值为1，无则为0；二是城市i在年份t运营高铁站的数量Stationit；三是城市i在年份t运营高铁线路的数量Routeit。根据国家铁路局官方网站、12306网站和百度百科，笔者整理了各地级市高铁站开通的时间、车站数量以及通过线路数量的数据。本文将关于城市建设用地扩张的控制变量分为三类（表1），有关控制变量的数据来源于《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》以及2003—2016年各省份统计年鉴。

表1 主要变量描述性统计Tab.1 Descriptive statistics

4 实证结果

4.1 高铁对城市扩张的总体影响

采用城市建设用地面积与城市建成区面积的数据对式（2）进行回归，结果见表2。无论是“有无高铁站”“高铁站数量”，还是“高铁线路数量”，高铁变量的系数均显著为正。加入控制变量后，高铁对城市扩张的影响有所增加，表明有效地控制了其他因素的干扰。一个城市建设高铁站，区域城市建设用地面积平均增长4.2%，城市建成区面积平均增长6.1%，且高铁的开通对城市建成区面积影响更加显著。在一个城市已开通高铁站的基础上，每新增一个高铁站或一条高铁线路，区域城市建设用地面积将分别增长1.1%与2.5%，城市建成区面积将分别增长1.3%与3.4%，上述结果说明各城市高铁站与高铁线路数量对城市用地扩张也存在正向影响，但与首次开通高铁相比，二者对城市用地需求的冲击相对较小。更进一步分析，考察高铁线路数量对城市用地扩张的影响，当控制高铁站数量这一影响因素后发现，高铁线路数量对城市建成区面积的影响显著而不会影响城市建设用地面积，即在已有高铁站的基础上，每多通过一条高铁线路，城市建成区面积将增长2.4%。

以上结果均表明高铁建设显著地促进了城市用地的扩张，充分验证了假说一。首先，高铁开通与各城市高铁线路的增加能显著提升区域间的可达性，缩短通行时间，使高铁所在区域辐射能力更强，扩大区域服务半径，从而增加更多高端服务业市场需求，吸引更多高端服务业企业在高铁所在区域聚集，进而对商服用地的需求增加，最终导致城市不断外扩。其次，高铁建设还能有效降低高端服务业的交易成本和沟通成本，以及降低制造业的运输成本，促使产业聚集，从而增加对城市建设用地的需求。最后，高铁建设对城市建成区面积影响大于对城市建设用地的影响，进一步说明高铁建设对城市用地扩张的短期影响较大。控制变量回归结果均符合预期，在经济因素中，城市人均生产总值对城市建成区面积的影响较对区域城市建设用地面积的影响显著，固定资产投资对城市扩张的影响在此处不显著；在交通因素中，城市人均道路面积对城市建成区面积的影响较区域城市建设用地面积的影响显著。产业和人口的回归系数均为正且在1%的水平上显著，表明第二、三产业的增长和非农业人口的增加对城市用地面积的增长均有促进作用。总之，控制变量中的经济、人口、交通和产业对城市建设用地和城市建成区的影响符合经典的单中心城市空间理论。

4.2 高铁建设对城市用地扩张的影响依赖于经济、产业及人口水平

从多期双重差分模型中高铁建设对城市用地扩张影响的检验结果来看，不能拒绝高铁建设显著促进城市用地扩张的研究假设。本文进一步引入经济、人口及产业与高铁变量的交互项，考察高铁建设对在这三方面处于不同发展水平城市的影响差异性。具体的模型设计如下：

表2 高速铁路对城市扩张的总体影响Tab.2 The impact of high-speed railway on urban expansion

式（5）中：Ait为城市建设用地面积或建成区面积；B分别代表变量Wstationit、Stationit与Routeit；Yit分别为人均地区生产总值（agrp）、非农业人口数（pop）的对数值以及第二、三产业的比重（sectorc）；aYit分别为Yit的均值。此时城市建设用地面积与城市建成区面积的对数值对高铁建设的偏效应β1+β2（Yit-aYit）取决于上述三个变量的大小。

表3显示了最终的检验结果，高铁开通变量交互项的系数在1%与5%的水平上显著为正，在分别控制经济、人口和产业与高铁变量的交互效应后，高铁开通对城市建成区面积存在显著影响，而高铁站数量对上述三个变量的依赖程度并不显著，说明高铁首次开通对城市用地扩张的影响程度依赖于该城市经济、产业与人口的发展水平，即当一城市人均生产总值大于17 008.74元/年，第二、三产业比重高于82.36%或非农业人口数大于184.29万人时，城市高铁首次开通能够显著促进城市建成区面积的增长。反之，当这三方面的发展程度低于上述水平时，高铁建设对城市用地扩张会带来负向影响，即随着三个变量每下降一个单位，首次开通高铁后城市建成区面积将分别下降5.8%、6.6%及0.7%。且当人均生产总值大于27 092.16元/年，第二、三产业比重高于87.22%或城市非农业人口数大于352.482万人时，经济、产业与人口变量每增加一个单位，首次开通高铁后城市建成区面积将分别增加8.5%、10.9%及4.1%。根据克鲁格曼提出的新经济地理理论，运输成本对区域间要素流动有着重要影响，高铁建设降低了劳动力等生产要素的流动成本，在一定程度上重塑了经济活动的空间布局[26]。当一城市经济、人口与产业发展较好时，首先高铁建设会从欠发达地区吸引更多城市劳动力等生产要素，在规模报酬的驱动下生产要素进一步集聚；同时，高铁建设也加深了该类城市彼此间联系，打破了区域间的分割，扩大了城市边界，最终加深了城市用地的扩张，也更加限制了相对落后城市的发展。值得注意的是，在此处高铁线路数量对城市用地扩张的影响显著依赖于产业发展水平，当一城市第二、三产业比重高于87.22%时，第二、三产业比重每上升一个百分点，城市建成区面积将在高铁首次开通后增长2.70%，进一步说明制造业及高端服务业的发展对区域城市可达性的依赖。随着高铁线路的增多，在要素“趋优”的影响下，第二、三产业由于运输成本、交易成本以及沟通成本的降低会进一步聚集，从而增加对相应类型的土地需求，促进城市建设用地面积增长。上述结果部分证实了证实了假说二。

4.3 高铁对中国东中西部城市扩张影响的异质性

在式（2）的回归中，加入城市所属区域与高铁变量的交互项，并且同时控制地区与时间固定效应，进行区域异质性检验。本文将全国分为东部、中部和西部地区，其中，earea、carea、warea三个虚拟变量分别代表各城市所在区位。表4显示了最终回归结果，从交叉项的系数来看，高铁对三大区域城市用地面积的影响具有明显的异质性。首次开通高铁可显著促进东部区域城市用地扩张，而对中西部地区的影响并不显著。同时，高铁站数量以及高铁线路数量对城市用地扩张的影响也不存在明显的区域异质性。

首先，路网密度的差异性导致了高铁建设对城市用地扩张影响的区域差异性，东部地区高铁路网密度大，区域城市可达性高，高铁建设对城市用地扩张的影响显著。第二，结合各城市经济、产业以及人口发展水平，开通高铁后经济发展水平小于17 008.74元/年的城市中有62.5%的城市处于东北与西部地区，第二、三产业比重小于82.36%以及非农业人口数小于184.285万人的城市中分别有64%与52%的城市处于中西部地区。由此可见，中西部地区由于社会经济发展相对落后，人口城镇化进程缓慢等原因，现阶段其城市用地扩张的主要驱动力为经济发展、城市人口增加与产业结构调整等传统因素，而高铁建设对其城市用地扩张的影响并不显著。最后，从东部地区三大城市群中部分城市来看，京津冀、珠三角、长三角城市就业人口数量年均增长速率在高铁开通后分别提高了1.11%、2.95%与0.70%，而中西部地区城市就业人口数量随着高铁建设呈现下降的趋势。由于高铁建设带来的时空压缩效应以及城市可达性的改变，东部地区对高素质人口及创新型企业的吸引力进一步增强，使得中西部地区资源要素更多的流向东部地区，最终导致城市用地需求在东部城市增加而在中西部城市减少，拉大了三大区域城市扩张水平的差距，这一结果也进一步印证了克鲁格曼提出的新经济地理理论。因此本文的检验结果说明，高铁首次开通对城市建设用地面积扩张的影响主要发生在中国东部片区，进而部分验证了假说三。

表3 高铁对城市用地扩张影响对经济、产业与人口的依赖性Tab.3 The dependence of the impact of high-speed railway towards urban land expansion on economy, industry and population

（18）（17）-0.001（0.168）-0.000（-0.006）是是是是是是3068 3068 0.565 0.562 463.068 462.189（16）：lnaobd （15）变量释（14）解被（13）（12）（11）（10）0.078***（9）（8）（7）（6）：lnaocv量变（5）释解被（4）（3）（2）（1）0.046*量变Wstation×earea（5.324）（1.909）0.000 0.001 station×earea（0.024）（0.152）-0.000-0.002 route×earea（-0.036）（-0.118）0.013-0.017 Wstation×warea（0.572）（-0.546）0.001 0.001 station×warea（0.160）（0.078）0.001-0.004 route×warea（0.054）（-0.234）0.011-0.041 Wstation×carea（-0.598）（-1.605）-0.002 station×carea（-0.239）0.005 route×carea（0.326）是是是是是是是是是是是是是是是是量变制控是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是是应效定固区地3068 3068 3068 3068 3068 3068 3068 3068 3068 3068 3067 3067 3067 3067 3067 3067 0.558 0.564 0.562 0.558 0.563 0.562 0.562 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 0.417 r2_a 512.576 463.069 462.188 512.567 463.068 462.182 521.13 269.291 269.659 269.443 269.280 269.649 268.974 269.271 269.652 269.663

4.4 平行趋势检验

DID有效的前提条件是平行趋势假设成立。为了验证平行趋势假设，本文借助LI ZHIGANG等的做法[21]，若平行趋势假设成立，则高铁开通对城市扩张的影响只会发生在各城市高铁开通后，而在高铁开通前，开通高铁城市与未开通高铁城市的城市用地面积变动趋势不存在显著差异。

为检验平行趋势假设，本文在式（2）的基础上设定如下模型：

式（6）中：Yearpit是一个虚拟变量，若城市i在2003—2016年之间开通了高铁，第t年为i城市高铁开通前或开通后的第p年，则Yearpit取值为1，否则为0。在此处，衡量高铁开通前13年与开通后13年城市建设用地面积与建成区面积的变化，若β-13到β-1不显著则说明平行趋势假说成立。图1与图2显示了βp系数的大小及其95%的置信区间，其中横坐标代表式（6）中βp的下角标p。图1与图2分别表示城市建设用地面积与城市建成区面积在高铁建设前后系数变化情况。由回归结果显示，无论是城市建设用地面积还是城市建成区面积，β-13～β-1的系数的变化未表现出一定的规律，同时β-13～β-1的系数不显著异于0，由此表明平行趋势假设成立。

图1 城市建设用地面积平行趋势Fig.1 Paralled trend of urban construction land area

图2 城市建成区面积平行趋势Fig.1 Paralled trend of urban built-up area

4.5 稳健性检验

（1）倾向得分匹配（PSM）后的双重差分法。由于各城市高铁开通的不完全随机性，实验组（开通高铁的城市）和控制组（未开通高铁的城市）可比性较差。因此，采用PSM法进行匹配得到新的可比控制组。本文使用最邻近匹配方法，选取固定资产投资（fixeda）、城市就业人口数（labf）、各地级市人均城市道路面积（apr）三个匹配变量，分别控制了城市层面的经济、社会以及交通因素，实验组样本和控制组样本数量的匹配比例为1∶1。表5显示了匹配后的样本均通过平衡性检验，由此证明了匹配后样本的有效性。在获得匹配后的新样本后，再次对式（2）—式（4）进行回归，表6中（1）—（3）列与（7）—（9）列为最终回归结果。首次开通高铁，增设一个高铁站或一条高铁线路，均能显著促进城市用地的扩张，与上文回归结果一致。因此，使用多期双重差分回归的结果是稳健的。

（2）IV估计。表6中（4）—（6）列以及（10）—（12）列显示了IV估计结果。由表6可知，因第一阶段的F值均大于10，所以拒绝了弱工具变量的假设。由于本文选择了两个的工具变量需进行过度识别检验，城市建设用地面积在10%的水平上拒绝了原假设，城市建成区面积在5%的水平上拒绝了原假设，表明工具变量满足外生性条件。从回归结果来看，高铁的开通仍能有效地促进城市建设用地面积的扩张，与上文回归结果相同，因此工具变量回归结果再一次证实了上文回归结果的稳健性。

表5 匹配后的平衡性检验Tab.5 Banlanced test after PSM

表6 PSM、工具变量回归Tab.6 PSM、IV regression

5 结论与启示

5.1 主要结论

本文采用中国223个地级市的相关数据，通过多期双重差分模型检验了各地级市高铁站开通、高铁站数量和高铁线路数量对区域城市用地扩张的影响，并采用PSM与工具变量法验证了实证结果的稳健性。通过研究得出如下结论：（1）高铁从无到有、多建设一个高铁站与多开通一条高铁线路都会显著促进城市用地的扩张；（2）高铁首次开通对城市用地扩张的影响依赖于城市经济、产业与人口发展水平，城市发展越好，高铁首次开通对城市用地扩张的正向影响越大；（3）高铁对中国城市用地扩张的影响存在区域异质性，东部地区的高铁首次开通会显著促进城市用地的扩张，而中西部城市高铁建设对城市用地扩张的影响并不显著。

5.2 政策启示

第一，高铁建设与高铁站点布局应成为各城市用地空间布局的重点考虑因素。本文证实了高铁建设对城市用地扩张具有显著的促进作用，鉴于当前中国高铁发展迅猛这一事实，未来国土空间规划中的用地空间布局研究应当将高铁这一大型公共交通设施视为对用地潜力与需求有影响的重要因素之一，据此合理进行用地空间布局；同理，在对高铁站点选址时也要考虑未来会对周边土地利用转换造成的冲击。虽然高铁选址通常受到地方政府间博弈、施工技术和公共安全的影响，但高铁站点应尽量避免规划于优质农田、水域和林地等连片生态用地周边，否则高铁站点可能对未来周边生态环境带来不可逆的负面影响。

第二，在考虑自身经济产业等发展水平的前提下各城市要充分利用好高铁建设所带来的优势及其影响的区域异质性。使一个区域拥有高铁站点比使一个已有高铁站点的城市增设站点更能释放区域间的用地与经济活力。从此角度而言，高铁站点规划也可作为一种统筹平衡区域内部发展的政策工具。但需要注意的是，高铁首次开通对土地利用的影响具有显著的东、中、西区域间异质性，且这种影响依赖于城市本身的经济、产业与人口规模。因此，对中、西部欠发达地区而言，在一定时期内建设高铁站点是否能吸引更多高端服务业与制造业聚集，并通过“规模效应”、“流量效应”和“互动效应”激活当地经济发展活力，还需要从全国层面来看是否提高了宏观资源配置效率为准来评估。

本文受数据所限，还存在以下不足：首先，本文仅量化了高铁对城市用地扩张数量的影响，而未涉及其对城市用地扩张空间分布的影响。其次，中国高铁建设年限相对较短，本文仅考察了短期内高铁的建设对城市用地扩张影响，长期影响需要进一步研究。再次，本文只将全国分为东中西三个区域分析高铁对城市用地的扩张影响的异质性，而这种异质性在不同地域内部的差异还需进行深入研究。