高铁网络建设对物流产业集聚的影响

张乐 ZHANG Le

（安徽财经大学国贸学院，蚌埠 233030）

0 引言

当前，我国不断优化高铁网络建设，已成为世界里程最长，规模最大的高铁网络国家。高铁具备便捷、快速的功能，成为人们的首要选择，这就使得高铁车站附近形成很高的客流量，从而带动周边服务业的发展。高铁开通可以增进区位优势、促进要素的流动，这与物流业的性质保持一致。那么高铁开通是否对物流业集聚产生影响，作用方向如何，研究这些问题，对我国高铁网络建设具有重要意义。

1 高铁开通影响物流业发展的机制

在高铁开通之前，我国运输行业实行的政策为“保客限货”，货运班次不足会导致铁路货运运能偏低（嵇昊威和赵媛，2014），高铁的开通可以实现客货分线运输，减少已有线路普通客运列车数量，降低不同种类列车的速度差，释放铁路的运输能力（Combes，2011；阚红光，2014）。高铁开通释放的交通资源，可能改善运输通道的货运结构，各种运输方式能够发挥各自的优势，形成综合协调的运输体系，提升运输效率，减低物流成本（Illeris，1989；陈胜蓝和刘晓玲，2020）。同时，高铁运行对地区经济产生溢出效应（王雨飞和倪鹏飞，2016），促进经济增长，而地区经济增长将直接拉动地区的消费水平，随着消费的增多，商品物流量必然增加，对物流产生巨大需求。

根据Krugeman（1991）的“中心—外围”模型，运输成本下降带来城市发展与人口集聚。以旅客运输为主的高铁加快了要素流动，使劳动力供需能在功能更大范围空间内得到匹配，从而促使劳动力池的形成（邓涛涛等，2019；黄春芳和韩清，2021），“劳动池”效应的存在将吸引更多的企业入驻，有效促进生产性服务业的集聚发展。此外，高铁开通可能对物流枢纽的空间结构产生影响，表现在高铁带来的时空压缩效应将改变原有物流节点的连接关系，物流节点将朝两个方向融合：一是相同类型的物流节点整合形成一个更高级的物流节点；其次，原本服务于一个城市的物流节点，随着辐射范围的扩大，与其他城市物流节点的联系更紧密，二者将整合成更高等级的物流园区，同时为两个乃至多个城市提供服务，这一过程将推动物流业集聚发展（李国旗等，2015）。

2 数据、变量选取与模型设定

2.1 数据来源

本文所涉及到的高铁开通数据来自于《铁路客货运输专刊》《中国铁道年鉴》、中国铁路总公司网站，由于我国客运及货运均受到疫情影响，为避免处理数据中极端值的出现，本文将时间研究跨度定为2008-2019 年，从产业集聚角度分析中部省份各城市高铁铁路网的形成对物流业集聚的影响。物流及控制变量数据主要来源于国家统计局、《中国城市统计年鉴》，其中部分缺失值则从各省份的统计年鉴中加以整理。

2.2 变量选取

被解释变量为物流业集聚度：采用就业密度进行衡量，考虑到我国高铁以客运为主，对劳动力池具有重要影响，因此采用就业密度来衡量物流业集聚程度。

其中ρit表示城市i 在t 时期的物流业就业密度，Lit表示城市i 在t 时期的物流业就业总数，用年末城镇交通运输、仓储和邮政业就业人数来表示；areait表示城市i 在t时期的行政区划面积。本文采用各城市的数据计算就业密度，核心解释变量为高铁是否开通。controli，t为一系列控制变量，参考董艳梅和朱英明（2016）、任晓红（2020）和郭艺等（2023）学者的研究，具体包括：①城市经济发展水平（pgdp），由各城市人均实际GDP 的自然对数来表示；②高速公路货运量（road）；③对外开放程度（fdi），采用实际利用外商投资占GDP 比重表征；④第三产业占比：以第三产业产值占总产值比重来表示；⑤政府投资力度（gov），采用各城市财政支出占地区生产总值的比重表征；⑥信息化水平信息化水平（web），国际互联网用户数；⑦市场需求（market），采用社会零售总额除以城市内部距离，城市内部距离采用公式计算，areai为城市i 的行政区划面积。β1表示高铁开通对区域物流业集聚度的净效应，是本文的主要关注对象；γi为城市固定效应，μi为年份固定效应，εi，t为随机误差项，为避免可能存在的误差项和异方差相关问题，选择奖标准误聚类到城市层面。

为避免处理组与对照组城市的控制变量在处理前和处理后存在显著差异，本文采用2008-2019 年80 个城市数据，政策冲击时间为2014 年，同时利用双重差分法，将高铁在某一城市的开通视为对该城市的外生政策冲击，将中部地区80 个城市分为实验组和对照组，研究高铁对城市物流业集聚的影响，具体构建如下模型：

其中，i 表示城市，t 表示时间，ρ 为用就业密度表示的物流业集聚度；treat 是对城市进行分组的虚拟变量，treat=1 表示实验组，treat=0 表示控制组；time=1 表示2014 年以前，time=0 表示2014 年以后；γ 和μ 分别表示时间效应和固定效应；control 表示控制变量。

3 实证分析结果

3.1 描述性分析

本文人均GDP 以2000 年为基期，实际使用外资额则采用年平均汇率对数据进行美元/人民币换算处理，得到对外开放水平。在进行实证分析时，为保证结果的平稳性，对相应数值进行了对数化处理。（表1）

表1 描述性统计

表2 平稳趋势检验

3.2 平稳性检验

将处理组与控制组进行平行趋势检验，由报告结果可知，两组数据的控制变量均通过显著性检验，此时被解释变量物流业集聚度才更有可能通过政策变量的差异来解释。

3.3 计量回归结果

表3 为高速铁路对物流业集聚影响的总体效应，逐步加入控制变量，并控制时间与个体效应。由表3 可知，高铁开通对中部地区的物流业集聚有显著影响，但随着时间的推移，高铁也会促进物流业逐步呈现出扩散现象。（1）-（4）列分别是逐步加入控制变量后，高铁开通与物流业集聚发展的拟合优度情况，可见高铁开通对物流业集聚的影响越来越显著，（4）列显示，随着高铁网络的增加，物流业集聚度也越来越大。控制变量上，当加入市场化水平及开放程度时，高速公路货运量的增加会显著降低中部地区的物流集聚度，可能是因为，市场化及开放度的增加会提高对物流时效性的要求，因此会减低公路运输的需求，更加需要转换交通运输方式。此时继续增加公路运输，反而不利于物流业的发展。人均GDP 一直对物流业集聚度有显著影响，可能是因为人均GDP 代表了地区经济发展水平及居民的消费能力，随着网购消费的普及，购买能力的提升会促进物流业的发展。

表3 中部地区高速铁路网对物流业集聚的影响程度

3.4 稳健性检验

较多文献认为高铁开通的影响具有一定的滞后性，因此初开通两三年内对行业发展的作用影响并不大。通过前文的研究发现，根据本文实证结果以2014 年为政策冲击年，中部地区高铁开通对中部地区城市的物流业集聚发展具有一定的促进作用，但这也可能是其他政策或原因导致的结果。为了进一步证明实验结果的稳健性，本文采取反事实检验方法，将政策冲击时间提前一年，然后重新进行回归，以此检验高铁开通是否具有滞后性，得到结果如表4 所示。逐步加入控制变量后，高铁开通不再显著，且回归系数都在降低，因此可以有效证明高铁开通的影响具有滞后性，通过了稳健性检验。

表4 稳健性检验

4 结语

我国新发展格局是以国内大循环为主，国内国际双循环相互促进。今后几年将是我国经济发展的“窗口期”，要着重以双循环产业链与高铁网络融合展、拓展经济带为抓手，建设国际与国内双循环节点枢纽。基于此背景，根据本文的研究，结合中部地区80 个城市物流业集聚相关现状，提出如下几点建议：

第一，科学规划，建设高铁网络。各城市和政府部门要科学合理规划，建设高铁网络。政府偏向在城市边缘地修建高铁站点，为了实现与城市各商业中心、功能中心有效连接，需要配备相应的基础设施。高铁的周边城市要根据地方特点选择合适的交通发展策略，加强与高铁站点的链接，以此带动高铁站点城市人流、物流、信息流的发展。

第二，深化供给侧改革，为物流业发展提速。积极推进供给侧结构性改革，各城市要整合资源与工业存量，把握住发展机遇，承接新兴产业发展，加快推进第三产业的发展，为物流业发展提速。可以利用自身优势发展信息、技术等服务业，建立电子商务和高科技产业园区、物流园区等。

第三，发挥城市与高铁站点间的联动效应，促进城市内部合理分工与合作。一是完善站点区域之前的经济联系，合理定位高铁站点地区在城市整体功能中的作用，建立良好的物流业分工与物流业合作格局；二是在不同地域设置不同的招商引资政策，加强站点城市对临近城市人才以及信息技术的吸引力，不断发展壮大城市的物流业。