高铁开通的减贫效应——基于中国280个地级及以上城市的双重差分法实证研究＊

李建萍，辛大楞，宋彩霞

（山东师范大学经济学院，济南250358）

一、引 言

2015 年，习近平总书记在中央扶贫开发工作会议上明确指出，2020 年我国现行标准下农村贫困人口实现脱贫，贫困县全部摘帽，解决区域性整体贫困。“扶贫攻坚”不仅是我国实现“两个一百年”奋斗目标的战略要求，而且能为国际社会和其他发展中国家的反贫困提供经验与方案借鉴。对于如何实现脱贫致富，学者们提出了一系列思路，如产业扶贫、金融扶贫、以及公共转移支付减贫等。其中，交通基础设施对减贫具有重要作用。［1］近十几年来，我国对交通基础设施的投资不断增加，道路基础设施建设亦被列为国家扶贫计划中的优先事项。但是我国幅员辽阔，资源分布和经济发展存在空间非均衡性，铁路、公路等传统方式的运输能力长期无法满足人员和物资跨区域流动的巨大需求。高速铁路作为一种“高级化”的铁路运输方式，以其速度快、承载能力强、覆盖面广等特点，成为促进地区经济增长和削减贫困的新选择。

诸多学者的研究表明，高铁开通对于经济增长具有显著正向促进作用。［2-4］但是，高铁开通的减贫效应究竟如何？其背后的影响机理是什么？高铁对经济发展程度不同的区域，如我国东部地区和西部地区，其减贫效应是否存在差异性？不同类型的高铁，如城际高铁和非城际高铁，其减贫效应又是否存在差异性？总体来看，现有研究并不能很好解答上述问题。基于此，本文运用2003—2013 年我国280 个地级及以上城市数据和双重差分法实证检验了高速铁路的减贫效应及其作用机制。

在现有文献基础上，本文尝试在以下几个方面有所改进：首先，从理论层面探讨高铁开通的减贫效应及其作用机制；其次，采用我国地级及以上城市的面板据对高铁开通对农村的减贫效应及其机制进行实证检验；最后，通过划分不同的高铁类型以及不同区域，进一步探索高铁减贫效应的异质性。本文余下部分安排如下：第二部分是文献综述，第三部分是研究假设与实证策略，第四部分为实证结果与分析，第五部分是对高铁减贫机制的实证分析，第六部分是稳健性检验，第七部分是结论与政策启示。

二、文献综述

如何降低贫困率向来是学术界关注的重要问题。在各项减贫措施中，交通基础设施建设被认为是减贫的首要贡献力量，其中公路建设投资增加显著减少了贫困［5］，格鲁吉亚和印度的数据也验证了道路基础设施具有减贫效应［6-7］，交通的便捷程度和密度［8-9］、流通产业的发展［10］都能产生减贫效应。许多学者发现交通基础设施通过增加收入［11-12］、改善收入分配和降低交易成本［1］等多种机制有力降低了贫困率。因此，要改善我国地区经济发展差距、促进城乡和地区经济协调发展，增加落后和贫困地区的道路基础设施投入非常重要。［13］但是也有学者指出，基础设施投资减贫效应的发挥还有赖于降低转移成本、增加农村剩余劳动力在城市的就业机会［14］、改善贫困地区的人力资本状况［15］。铁路交通基础设施和铁路运输业的减贫效应是有条件的，只有当其发展达到一定规模后，才能显著降低城乡收入差距从而减少贫困。［16］

随着我国高铁建设的发展，高铁开通带来的各种经济效应也成为学界关注的重要问题。已有实证研究表明高铁开通能够显著促进地区经济增长，但增长的幅度并不一致。刘勇政和李岩发现高铁开通城市的年经济增长速度高于未开通城市2.7个百分点，而高铁开通城市的相邻城市年均经济增长速度高于其它未开通城市2个百分点；［3］刘怡等发现高铁开通使得京津冀区域内交通获得改善的区和县级市的GDP 增长率上升0.5%，人均GDP 增加0.32万元。［17］高铁的经济增长效应大小依赖于高铁的效率和城市所处区位等因素；［2］对有高铁的县级市经济增长贡献达34.64%，而对县级单位的影响不明显；［18］高铁开通虽然降低了城乡收入差距，但是这种作用更偏向于中东部地区的城市、人口规模大的城市以及与大城市时空距离近的城市。［19］

综上所述，学术界对于基础设施建设对贫困的影响、以及高铁开通对经济增长和收入的影响已经积累了相当有价值的研究成果，但较少关注高铁开通的减贫效应。Zou W.等运用我国1994—2002 年的时间序列数据分析了铁路投资建设对贫困削减的影响，［5］但没有涉及高铁的减贫问题①我国的高铁大规模开通和运营始于2008年。。相对于普通交通方式而言，高铁具有高速、舒适、安全等特点，对地区的减贫作用可能与普通铁路不一致。基于此，本文首先对高铁开通影响贫困率的机制进行解析，进而采用280个地级及以上城市的面板数据实证检验高铁开通的减贫效应，以期对相关部门合理布局高铁网络和实施精准扶贫提供理论和经验参考。

三、研究假设和实证策略

（一）研究假设

高铁作为道路基础设施的“升级版”，既可以通过提高地区可达性、创造劳动力就业和转移机会、改善产品输出等路径直接降低地区贫困水平，又可以通过提高地区人力资本积累等路径间接降低地区贫困水平。第一，高铁通过提高地区可达性发挥减贫效应，如明显缩短旅行时间，从而促进地区旅游业发展。第二，高铁通过创造就业和转移就业机会发挥减贫效应。开通高铁能够创造就业机会，高铁沿线站点需要相应的餐饮、批发零售、交通、住宿等服务业配套运行，因此，高铁开通能显著提高这些地区的服务业就业水平；高铁开通能够促进就业转移，高铁网络建设使得高铁“公交化”成为趋势，为劳动力在高铁沿线城市流动提供更为便捷的条件，高铁沿线城市第一产业的就业水平显著降低；［20］更多的农村剩余劳动力可以沿高铁线路在城市的第二、三产业实现就业，获得更高收入报酬。第三，高铁通过促进地区产品输出发挥减贫效应。高铁既增加了当地产品“走出去”的广度，又降低了“走出去”的成本，特别对那些不适合长时间运输的生鲜农产品来讲，高铁运输的高效率对销售渠道的改善尤为显著。当地特色产品销售渠道拓宽，生产规模扩大，获得规模经济效应，促进经济利润增长。第四，人力资本投资是影响农村居民收入差距的重要因素，高铁通过促进地区人力资本积累发挥减贫效应。高铁建设增加了农村地区教育和医疗服务的可获得性，使得贫困人口能够更多享受到这些公共资源的服务，［1］进而提升农村居民受教育水平和身体素质，有利于地区收入水平的长期增长；另一方面，高铁作为铁路技术创新的产物，涵盖了电子、信息等一系列高新技术领域，可以充当知识与技术扩散的载体，显著促进区域技术创新，［21］从而促进地区人力资本积累。由此，提出以下研究假设：

H1：高铁开通具有减贫效应，可以从总体上降低开通高铁地区的贫困率。

高铁开通可以提高劳动生产率和收入，但是高铁的类型不同，其减贫效应很可能存在差异性。当前我国高铁有城际高铁和长距离高铁之分，城际高铁是指建设于各都市圈内部的短途高速铁路，一般只贯穿2至5座近距离的相邻城市，线路长度一般在500公里以下。相对于非城际高铁而言，城际高铁的减贫效应可能较弱。首先，城际高铁主要是针对人口稠密的相邻城市专门开设的，线路距离通常较短，其辐射范围和惠及区域相对有限。其次，城际高铁往往设置在省内的核心城市之间，这可能导致大城市的可达性增强和小城市的边缘化，即高铁的时空压缩效应在省内各个城市之间发挥失衡，大城市受益颇多，小城市可能受损。大城市居民本身的生活水平已经达到一定层次，高铁对其收入水平和消费结构的影响可能较弱，而身处被边缘化的小城市居民从城际高铁开通中获得的溢出效应非常有限。最后，城际高铁的可替代性交通工具较多，削弱其减贫效应。对于短途旅程，普通空调火车、大巴客车、自驾车等都是可替代选择。高铁站通常设在郊区，从市区通往高铁站的时间成本和货币成本可能要高于其他替代出行形式。因此，综合考虑各种因素，在短途出行时，城际高铁的优势并不显著。而非城际高铁里程长、连接站点既包括大城市，也包括中小城市，辐射范围广，不仅带动核心大城市发展，而且能相对惠及中小城市。由于具有高速性和舒适性，在长途出行中，其他出行方式对非城际高铁的可替代性较弱，从而非城际高铁的减贫效应要强于城际高铁。由此提出以下研究假设：

H2：不同类型高铁的减贫效应可能存在差异性，相对于城际高铁，非城际高铁的减贫效应更强。

高铁开通产生的各种经济效应会受到区位因素影响［21-22］，高铁开通的减贫效应在不同地区也可能存在异质性。首先，高铁的现有布局与我国经济发展的非均衡格局特点相似，东部地区高铁发展水平最高，西部地区最低。这一布局使得东部地区拥有更多的发展机遇，更好的交通便利性扩大了就业的规模与人均收入，区域内部收入差距显著缩小，而西部地区从交通建设过程中获取的实际利益较低。［23］其次，高铁发挥减贫效应所依赖的中介效应强度在我国东中西部亦呈现一定的阶梯性。例如，高铁通过促进地区旅游业发展而减贫，经济发达地区的旅游业发展水平较高，景区建设完善，旅游产品丰富，从而能够发挥较强的中介效应，而经济欠发达地区旅游业本身水平较低，中介效应较弱。最后，高铁发挥减贫效应可能存在门槛，只有跨越某一门限值后高铁才能对地区经济增长产生正影响。当前我国西部地区高铁里程存量较低，可能难以有效改善地区可达性、吸引产业聚集，从而导致其对就业和收入的影响不明显。因此，高铁开通可能会显著降低我国东部地区的贫困率，而对西部地区的减贫效应不显著。由此提出以下研究假设：

H3：高铁的减贫效应存在区域差异性，相对于经济较发达地区，经济落后地区高铁的减贫效应较弱。

（二）实证策略

1.模型设定

本文采用我国280个地级及以上城市数据，运用双重差分法（DID，Difference-in-Differences）实证检验高铁开通对地区贫困水平的影响。借鉴已有文献［20，25，26］，本文将计量模型设定为如下形式：

其中，i 表示个体，即地级市，t 表示年份，Poverty 表示贫困水平。参考赵磊等［27］的研究，基于数据可得性和研究需要，本文采用恩格尔指数来衡量农村地区贫困水平，即农村居民食品支出占生活费总支出的比重。①衡量地区贫困水平的另一个重要指标是贫困发生率，本文没有采用这一指标的原因是：第一，相关部门公布的这一指标时间段较短且不连续，无法满足本文计量分析的需要；第二，当前主要公布的是全国或省级层面的贫困发生率数据，而本文以地级市为研究对象，当前获取大量地级市层面的贫困发生率数据困难较大。但为了计量估计的稳健性，本文在稳健性检验部分以农村用电数量替代恩格尔系数进了稳健性检验。HSR 为高铁开通变量，为二值选择变量，如果该城市在2003—2013 年期间开通了高铁，则取值为1，即该部分城市为实验组。相反，如果该城市在此期间内没有开通高铁，则取值为0，即该部分城市为控制组。Post为时间虚拟变量，如果该城市在t年开通了高铁，那么该城市t 年及以后的年份Post 取值为1，之前的年份则取值为0。交互项HSR×Post 是本文关注的核心解释变量，其估计系数β1反映了高铁开通的减贫效应，如果β1显著为负值，则表明高铁开通显著降低了地区贫困水平。ψ为时间固定效应，μ为随机误差项。

参考现有文献［8-10］，本文控制了以下可能影响地区贫困水平的因素：地区经济发展水平（lnRGDP），以人均实际GDP 的对数度量，一般来说，地区经济发展水平越高，贫困水平越低；对外开放度（FDI），以实际利用外资总额占GDP 的比重衡量；政府规模（Gov），以政府财政支出占GDP的比重衡量；教育水平（EDU），以在校大学生人数占总人口数的比重衡量；地区交通基础设施建设水平（lnRoad），以地区运输公里里程的对数度量；金融发展水平（Deposit），采用地区金融机构存款占GDP 的比重度量，一般来说，金融发展水平提高可以有效提高农村地区的金融可得性，从而降低贫困水平。

2.数据来源和主要变量的描述性统计

本文计算恩格尔指数的数据主要来自2004—2014年《中国区域经济统计年鉴》。变量lnRGDP、FDI、Gov、EDU、lnRoad 以及Deposit 的数据来自2004—2014年《中国城市统计年鉴》。由于城市层面的GDP 平减指数缺失严重，所以本文统一使用省级层面数据将各城市的人均GDP 平减为2003 年的不变价格GDP，数据来自《中国统计年鉴》。本文的高铁开通数据来自国家铁路局网站。

表1 主要变量描述性统计

表1 列出了主要变量的描述性统计。可以看出，各个变量在样本中的变化很大，如Poverty 的最大值为0.9027，最小值仅为0.0037。

3.典型事实

图1a 描绘了实验组城市和控制组城市贫困率均值的变化趋势，可以看出，两组城市的贫困率总体呈稳定下降趋势，且在2007年之前差别不大；但在2007 年之后，实验组的贫困率下降幅度明显大于控制组。图1b 更加清晰地呈现了两组城市的贫困率差异变动趋势，在2007 年之前，两组城市的贫困率差异并不大，但2007 年之后，二者之间的差异明显拉大，且呈日趋扩大趋势。我国高铁大规模开通始于2008年，从图1a和图1b可以初步判断高铁开通对地区贫困率下降有积极作用。当然，除了开通高铁之外，一个地区的贫困率还受其他多种因素影响，下文将通过DID 方法严格控制其它因素，更准确地揭示高铁开通的减贫效应。

图1a 实验组与控制组贫困率的变化趋势

图1b 实验组与控制组贫困率的差异趋势

四、回归结果与分析

（一）基准结果分析

表2 的模型1 和2 列出了基准回归结果。与预期一致，HSR×Post的估计系数在两个模型中均为负数，且至少在10%的水平上通过显著性检验，说明高铁开通显著降低了地区贫困水平，从而验证了本文提出的研究假设H1，即高铁开通对农村具有减贫效应。作为道路基础设施的“高级形式”，高铁能够从总体上降低地区贫困水平，这为我国实施精准扶贫提供了一条可选择的路径。

从其他解释变量的回归结果看，地区经济发展水平（lnRGDP）、对外开放度（FDI）、政府规模（Gov）、交通基础设施建设水平（lnRoad）的估计系数均显著为负值，显示当地区经济发展水平越高、对外开放度越高、政府财政支出越大、交通基础设施建设越完善时，地区贫困水平越低。教育水平（EDU）的参数估计值为负，没有达到通常的显著性水平，表明教育水平降低地区贫困的作用有限，这可能与教育的代理变量选择有关。在校大学生仅从事学习活动，并且他们毕业之后大部分没有回本地就业，对当地经济和社会发展贡献不大；甚至基于高等教育的高花费问题，有不少研究指出“教育致贫”现象［28］。地区金融发展水平（Deposit）的估计系数也不显著，显示金融机构存款对地区贫困程度没有显著影响；这一结果并不突兀，因为金融发展与贫困减缓之间不是单纯的线性关系，而是存在倒“U”型关系；

［29］我国有些学者也发现金融发展对贫困率存在不确定性的影响［30］。

（二）高铁减贫效应的异质性检验

1.高铁减贫效应的类型异质性检验

将高铁分为城际高铁和非城际高铁，检验高铁的不同类型对地区贫困的影响，估计结果如表2的模型3、4、5所示。模型3检验城际高铁的减贫效应，HSR×Post的估计系为正，且不显著，说明仅开通城际高铁对地区贫困水平并不能产生实质性影响。原因可能如前文所述，城际高铁里程较短，惠及区域较少，且主要连接核心城市，对周边小城市的溢出效应有限，从而导致其减贫效应不显著。表2 的模型4 检验非城际高铁的减贫效应，HSR×Post的估计系数显著为负值，说明开通非城际高铁存在显著的减贫效应。非城际高铁里程较长，连接沿线众多大、中、小等不同类型城市，尤其对于沿途中小城市而言，较长的里程增加了地区“通达性”，促进了地区生产要素及制成品的“引进来”和“走出去”，起到显著的减贫效应。表2的模型5检验城际高铁和非城际高铁同时开通的减贫效应，HSR×Post的系数显著为负，说明同时开通两种类型的高铁有显著减贫效应。

综合表2 的模型3、4、5，开通城际高铁和非城际高铁对降低贫困的作用不同，假设H2得到证据支持，即不同类型高铁的减贫效应存在异质性。

表2 基准回归及类型异质性检验

2.高铁减贫效应的区域异质性检验

为了验证高铁减贫效应的地区异质性，将我国全部省份划分为东部、中部和西部三大地区①东部地区包括：北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南；中部地区包括：山西、黑龙江、吉林、安徽、江西、河南、湖北、湖南；余下省份划分为西部地区。，分别检验高铁开通的减贫效应，估计结果如表3所示。东部和中部地区模型HSR×Post估计系数在显著为负值，说明东部和中部地区城市开通高铁产生了显著减贫效应；西部地区模型HSR×Post的估计系数不显著，说明西部地区城市开通高铁并没有产生显著的减贫效应；假设H3得到验证，即高铁开通的减贫效应在不同地区存在异质性，相对于经济较发达的地区，经济落后地区高铁的减贫效应较弱。西部地区高铁较弱的减贫效应可能来源于多方面的因素，但高铁网络的密度是一个重要因素。我国高铁区域布局存在非均衡性，东中部中心城市在站点分布上竞争优势显著［31］，东部地区密集的高铁网络使其减贫效应效果较好；高铁的减贫效应可能存在门槛，高铁网络只有达到一定密度才能起到减贫效果，当前西部地区可能没有跨过这一门槛。

表3 高铁减贫效应的区域异质性估计结果

五、高铁减贫的机制检验

高铁可能通过四条路径发挥减贫效应：第一，开通高铁可以提高地区可达性从而降低贫困；第二，高铁可以提高就业和转移就业的机会降低贫困；第三，高铁可以增加当地产品输出从而降低贫困；第四，高铁可以促进地区人力资本积累从而降低贫困。前三条路径直接增加贫困人口的收入，第四条路径间接增加贫困人口的收入。机制检验的计量模型如下：

其中，Factor 表示待检验的各项机制因素①Factor在表4第（1）—（3）列为国内旅游人数的对数值（lnTourism），第（4）—（6）列为第三产业生产总值的对数（lnService），在表5第（1）—（3）列为出口额的对数（lnExport），第（4）—（6）列为大学生人数占总人口比重（EDU）。这些变量的相关数据均来源于《中国区域经济统计年鉴》。，如果交乘项HSR×Factor的估计系数β2显著负值，则表明高铁通过该项因素起到减贫作用。

可达性机制。表4 的模型12、13 和14 检验高铁通过提高地区可达性的减贫机制估计结果。一个地区可达性的提高会显著促进该地区旅游业发展，因此我们以高铁与地区旅游业的交互作用来检验该机制。地区旅游业发展首先表现为国内游客增加，所以以国内旅游人数的对数值（lnTourism）作为地区旅游业发展的代理变量。表4 的模型12 是对全部样本回归的结果，lnTourism 的符号不显著，而HSR×lnTourism 的符号显著为负值，说明没有高铁旅游业不能显著降低地区贫困水平。表4 的模型13 和14 分别是对东部和西部子样本回归的结果，HSR×lnTourism 的符号均显著为负值，说明高铁提高旅游业发展而减贫的机制在东部和西部地区均成立。

就业机制。表4 的模型15、16 和17 是对高铁通过创造就业和转移就业而减贫的就业机制估计结果。通过促进地区第三产业发展，高铁能够提高地区就业水平，因此我们以高铁与地区第三产业的交互作用来检验这一机制。以第三产业生产总值的对数（lnService）作为衡量地区第三产业发展的代理变量，模型15是对全部样本回归的结果，模型16和17分别是对东部和西部子样本回归的结果。根据表4，三个模型HSR×lnService 的符号显著为负值，说明在整个地区，特别是东部和西部地区高铁能够促进第三产业发展而减贫，高铁减贫的就业机制成立。

贸易机制。表5 的模型18、19 和20 是高铁通过增加当地产品输出而减贫的贸易机制估计结果。我们以出口额的对数（lnExport）作为地区产品输出的代理变量。模型18、19 和20 分别为全样本、东部和西部样本模型。根据表5，在模型18 中ln-Export的估计系数不显著，说明单独出口对降低贫困的作用并不显著，而HSR×lnExport 的估计系数显著负值，说明高铁能够促进出口显著降低地区贫困水平。根据模型19和20，东部地区出口因素就具有独立的显著减贫效应，而西部地区只有同时发展高铁与出口才能产生显著减贫效应，这为在扩大西部地区开放程度的同时，加速西部高铁网络布局提供了经验支撑。

人力资本机制。我们以大学生人数占总人口比重（EDU）作为地区人力资本的代理变量，模型21、22和23分别是全部样本、东部和西部子样本回归的结果。EDU 的估计系数都不显著，说明单纯依靠地区人力资本积累不能显著降低贫困水平，而HSR×EDU 的估计系数在模型21 和模型23显著为负值，说明同时发展高铁与人力资本能够显著从总体上降低贫困率，并且这一作用对西部地区更为有效，这一结果为西部地区在当前实施强有力的“抢人”大战策略提供了参考。

六、稳健性检验

（一）DID模型的平行性检验

平行趋势是运用DID 模型必须满足的前提条件，实验组和控制组的贫困水平在高铁开通前具有可比性才能保证本文DID 估计是无偏的。我们以我国高铁大规模开通的2008 年为界，选择在高铁大规模开通前三年（Before1、Before2、Before3）和高铁大规模开通后三年（After1、After2、After3①After3是指高铁开通后3年及以后的年份。）进行对比，如果两组地区存在平行趋势，那么在高铁开通前三年（Before3）、前两年（Before2）和前一年（Before1）的回归结果将不显著。在控制了相关变量后，Before1、Before2 和Before3的回归系数均不显著，说明实验组和控制组的贫困率在高铁开通之前并没有明显差异，从而本文双重差分模型满足平行趋势假定。②限于篇幅，估计结果省略，备索：xindaleng@163.com。

图2 高铁减贫效应的动态效果模拟

高铁开通对地区贫困率的动态影响模拟见图2。可以看到，边际效应曲线总体向右下方倾斜。在高铁开通之前，边际效应线的95%置信区间与0轴相交，但在高铁开通当年及其之后的各年，边际效应线的95%置信区间均离开0轴，并且处于0轴之下，从而说明高铁开通对减贫具有正向效应。图2进一步说明高铁开通前实验组和控制组的贫困率满足平行趋势假设。

（二）替换被解释变量

当一个家庭经济来源有限时，基本用电都会节约，家用电器及农业生产用电也会减少。我们用“农村用电量”作为地区贫困率的代理变量③数据来自《中国区域经济统计年鉴》，因为该年鉴只提供了地级市层面2006—2013年的农村用电量数据，所以此部分的观测值减少。，替换恩格尔指数，以验证结论的稳健性。如果高铁开通使得农村用电量显著增加，则认为高铁产生了显著的减贫效应。表6 的模型24 是全样本模型，HSR×Post的系数显著为正值，说明高铁开通显著增加农村用电量。模型25和26分别以仅开通城际高铁和仅开通非城际高铁为实验组进行回归，模型25 的HSR×Post 估计系数不显著，表明仅开通城际高铁对农村用电量的没有显著影响，模型26 的HSR×Post 估计系数显著为正值，说明仅开通非城际高铁能显著增加农村用电量。表6的模型27、28 和29 分别是东部、中部和西部子样本模型，HSR×Post 的估计系数只在模型27 显著为正值，其他两模型都不显著，说明高铁仅对东部地区的农村用电量产生显著正影响，对中西部地区的农村用电量影响不显著，说明高铁的减贫效应具有地区异质性。

表6 以农村用电量为被解释变量的估计结果

（三）安慰剂检验

为了进一步验证结论的稳健性，我们参考刘灿雷等［32］的做法，运用反事实方法进行安慰剂检验。我们进行了四种反事实检验：第一、二、三分别假设所有未开通高铁的城市统一在2006 年、2010 年和2013 年开通了高铁，同时假设已开通高铁的城市在此时并未开通高铁；最后假设开通高铁的城市在与事实相反的时间开通了高铁。估计结果显示，HSR×Post 的估计系数都显著为正值，说明在这四种假设情况下，安慰剂检验的估计系数与基准回归的估计系数符号相反，支持高铁开通存在减贫效应的结论，核心结论稳健，检验结果省略。

七、结论与启示

本文运用我国280 个地级及以上城市2003—2013 年数据和双重差分法实证检验了高铁开通的减贫效应及其作用机制。发现高铁通过提高地区可达性、创造就业和转移就业、增加产品输出、促进人力资本积累等四种机制和途径有效降低了地区贫困水平。但高铁的减贫效应因高铁类型和地区而存在类型和地区异质性，非城际高铁显著降低地区贫困水平，城际高铁的减贫效应不显著；高铁对经济发达地区存在显著减贫效应，对经济落后地区的减贫效应不显著。值得注意的是高铁减贫的部分机制在我国西部地区有效，随着西部地区高铁布局逐步完善，可以预见高铁的减贫效果会日臻显著。

本文结论对于完善高铁网络，降低地区贫困具有重要启示。首先，继续推进高速铁路建设。当前，高速铁路已经成为地区产品和要素“引进来”及“走出去”的重要载体，在地区经济发展和收入增长中发挥显著作用。基于扶贫角度，继续推进高速铁路建设，是确保2020 年全部脱贫目标实现的可选择路径。其次，优化高铁开通类型。城际高铁和非城际高铁的减贫效应存在一定差异性，在总体推进高铁网络建设的同时，合理把握城际高铁和非城际高铁的线路比例和布局，是有效利用高铁这一新型基础设施降低地区贫困率的重要措施。再者，高铁是降低西部地区贫困率、促进区域协调发展的一把“钥匙”。当前西部地区高铁的减贫效应并不显著，随着减贫机制作用的增强，在不断完善西部地区高速铁路网络的同时，如何结合“西部大开发”“一带一路”建设带来的机遇，形成高铁开通——人力资本和物力资本聚集——地区经济增长——地区贫困率降低的良性循环，是地方政府应着重考虑的问题。