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摘 要：以高铁开通这一事件构造准自然实验，基于2006～2017年中国271个地级市的平衡面板数据，首先通过数据包络分析法测算城市绿色发展效率，进而使用双重差分模型和中介效应模型检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响及作用机制。研究发现：（1）整体上，高铁开通显著提升了城市绿色发展效率。在缓解内生性问题和进行多项稳健性检验后，这一结论依然成立。从动态效应上看，高铁对城市绿色发展效率的拉动呈逐年上升的趋势。（2）机制分析表明，高铁开通凭借创新效应、结构效应与配置效应提升了城市绿色发展效率，其中创新效应发挥的作用最强，而结构效应的影响较弱。（3）异质性研究发现，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用在东部地区和大中型城市更为显著。（4）基于地理距离圈层的扩展分析表明，高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的促进效应呈“倒U”型变化趋势，且在距中心城市200 km处达到最大。
关键词：高铁开通;绿色发展效率;双重差分模型;中介效应
文章编号：2095-5960（2020）05-0100-11;中图分类号：F532;文献标识码：A
一、引言
在过去40多年中国经济发展高歌猛进的过程中，交通基础设施扮演了重要角色[1]，而高速铁路（以下简称“高铁”）建设作为一项重要的基础设施改善，不仅改变了人们的出行方式与交通运输方式，更对中国区域经济分布格局、要素流动和产业结构产生了深远影响[2]，进而为城市绿色发展带来契机。[3]截至2018年底，我国高铁运营里程已突破2.9万公里，约占全球的70%，拥有高铁的地级城市数量已经突破200个，占中国地级城市的60%以上，是世界上唯一高铁成网运行的国家。根据国务院《中长期铁路网规划》，到2025年，我国高铁网规模将达到3.8万公里左右，完成“四纵四横”到“八纵八横”的飞跃。与此同时，我国传统经济增长模式的弊端也开始不断显现，实现区域经济绿色发展成为“新常态”下我国经济实现高质量发展的必然要求。党的十八届五中全会将绿色发展纳入“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念并加以系统化，成为引领我国经济社会发展的新的“指挥棒”。十九大报告进一步指出，要加快国家生态文明体制改革，为把我国建设成为富强民主文明和谐美丽的社会主义现代化强国而奋斗。那么，高铁作为国家重要的交通基础设施，其开通所带来的外部性是否提升了城市绿色发展效率？如果是，那么高铁开通对城市绿色发展效率的影响机制和作用途径为何？进一步地，高铁开通对不同城市的绿色发展效率有何异质性？回答这些问题，对于有效发挥高铁对城市绿色发展的积极效应，推动我国经济高质量发展具有重要意义。
目前关于高铁开通的相关研究主要集中在高铁开通对地区经济增长[4，5]、空间布局重塑[2][6]、环境污染[7，8]、产业集聚[9，10]、创新效率[11，12]、旅游业发展[13，14]等几个方面。这些研究中与区域绿色发展较为密切的是高铁开通带来的经济效应与环境效应。对于高铁开通带来的经济效应，众多学者从不同角度进行了分析。余泳泽等[11]认为高铁开通显著提升了区域可达性，促进了不同城市间的经济往来，带来了包括知识外溢等在内的巨大的外部效應;董艳梅和朱英明[15]认为高铁可以通过降低交通成本和增加地区工资水平等方式间接影响经济增长;李欣泽等[16]指出高铁改善了要素配置扭曲，提高了区域资源配置效率。对于高铁开通带来的环境效应，一方面，高铁兼具高效率与低能耗特性，本身就是一种绿色环保的运输方式[17]，在运营过程中直接降低了环境污染;另一方面，高铁通过对传统交通方式的替代[18]、促进产业升级[9]等途径间接改善了环境治理。王成新等[19]基于运营阶段的行车碳排放换算， 认为高铁较其他交通运输方式更具减碳效果，其人均碳排放量约为航空运输的1/5和高速公路运输的1/3，且随着中国能源结构的逐步优化，其减碳效果越明显。此外，高铁作用的发挥还存在一定的时空差异，孙广召和黄凯南[20] 基于中国直辖市和地级市的面板数据，认为整体上高铁促进了开通城市全要素生产率增长率的提升，但该影响效果存在显著的区域异质性和动态效应异质性。
综上所述，已有文献大多单一地关注了高铁的经济效应或环境效应，而随着经济增长与环境污染矛盾的日益突出，如何实现城市绿色发展成为政府和学者们共同关注的话题，但鲜有学者以经济和环境双重视角分析高铁对城市绿色发展效率的影响及其作用机制。基于此，本文的边际贡献可能在于：（1）在研究内容上，统筹高铁的经济效应与环境效应，引入绿色发展效率指标进行研究，契合了当前绿色发展的时代背景，丰富了高铁相关领域研究。（2）在研究方法及样本上，基于多时点的双重差分法考察高铁开通对城市绿色发展效率的影响效应，并使用2SLS、PSM-DID等方法解决潜在的内生性问题，确保研究结论的可靠性。此外，将绿色发展效率的测度延伸至地级市层面，使得研究更加深入和具有针对性。（3）借鉴地理学相关理论，基于不同城市距离中心城市的远近，将样本城市划分入不同的地理圈层，进一步探讨高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的差异性影响。
二、理论分析与研究假设
高铁作为我国交通基础设施的重要组成部分，极大地丰富了人们的出行方式。相比传统交通工具，高铁拥有更快的运营速度以及更为先进的通信系统[21]，具有高速度与高运行密度的双重优势，大幅缩短了城市间的空间距离，加快了区域间的连接速度，这在一定程度上对城市技术创新水平、产业结构转换及资源配置效率产生了强烈冲击。本文以经济增长与环境改善的双重视角，分别从创新效应、结构效应和配置效应三个角度探究高铁开通对城市绿色发展效率的影响机理。
（一）创新效应。高铁可以通过技术创新效应提高企业生产率并降低污染排放水平。一方面，高铁打破了城市间的原有边界，加速了人才、商品与信息的跨区域流动，使得知识和技术在长距离上的溢出成为可能。高铁为不同地区企业和科研机构间的信息交流与技术合作提供了便利条件，有利于企业扩大创新活动和生产率的提高。Okabe[22]对日本新干线沿线城市的商业活动进行调查，发现高铁开通后新干线沿线城市的知识和技术交流活动（例如商业服务、研发活动和教育培训）显著增加，进一步带动了沿线城市商业发展。另一方面，由高铁引致的技术创新和改进有利于提高资源利用效率，进而减少污染物排放，实现城市绿色发展。Grossman和Krueger[23]认为，技术进步理论上可以对环境产生积极影响。此外，Wang等[24]还指出，高铁开通可显著提升企业技术创新水平，尤其是与能源消耗和环境污染密切相关的节能减排技术，这对于企业改进生产方式，实现清洁生产具有重要意义。 （二）结构效应。高铁建设有利于改善城市产业结构。首先，作为运输服务业，高铁建设刺激了服务业的快速发展，促使经济结构由制造业向服务业转变，由此降低了作为城市污染主要来源的二产占比，有利于城市经济增长方式由粗放型向绿色发展过渡[25]。其次，对高铁建设投资的增加也有利于三次产业的协同发展[26]，进而通过产业结构的升级带来城市绿色发展效率提升。刘勇政和李岩[4]的研究发现，与非高铁城市相比，高铁城市第二产业比重下降了近10%，第三产业比重上升了近9%，证明了高铁在第二产业和产业之间的产业结构替代效应。最后，高铁改善了城市服务业的集聚程度[27]，并显著提高了相关行业的就业密度。高铁建设促进了沿线城市餐饮业、旅游业等服务业的集聚发展，并对工业生产要素产生一定的“挤出效应”[6]，在此过程中增加的就业机会同时提高了居民的可支配收入，进而带来消费水平的提升，推动地区经济发展。由此，高铁通过降低二产比重，促进服务业集聚与增加就业，实现产业结构的高级化和绿色化，进而提升城市绿色生态效率。
（三）配置效应。高铁还可以通过资源配置效应提升城市绿色发展效率。首先，高铁开通实现了城市间的“串联”，日趋完善的高铁网络削弱了要素流通障碍，打破了城市间原有的市场分割，缩短了劳动力、资源和技术等生产要素从市场到企业的距离;同时高铁建设压缩了商品流通环节，降低了企业交易成本与运输成本，有利于企业获取优廉的生产要素，提高要素配置效率，从而推动企业绿色全要素生产率的增长，最终实现城市绿色发展。其次，高铁的“时空收敛效应”使得企业与消费市场之间的时空距离得到压缩[6]。企业比以往能更快、更准确地了解消费者的偏好与需求，有利于企业提高商品分配效率，减少资源浪费，降低生产能耗[28]，从而提升绿色发展效率。
结合以上分析，本文提出如下假设：
H1：高铁开通对城市绿色发展效率具有提升效应。
H2：高铁开通凭借创新效应、结构效应和配置效应三条途径提升城市绿色发展效率。
三、模型构建与变量选取
（一）模型构建
双重差分法通常适用于大范围的公共政策研究，其通过构建个体与时间虚拟变量，对实验组与控制组进行倍差，以实现政策效应的有效评估。该方法不仅能在一定程度上避免模型可能产生的内生性问题，而且将政策效应有效地剥离出来，是目前学者们进行政策效应评估时普遍使用的方法之一。本文将高铁开通视为一次准自然实验，以开通高铁的城市作为处理组，未开通高铁的城市作为对照组，采用上述双重差分法检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响效应。由于各城市高铁开通的时间存在先后差异，并不存在一个统一的“政策实施点”，故本文借鉴Shao等 [29]、张华和冯烽 [8]等学者设计的双重差分模型，以各城市开通高铁的实际年份虚拟变量作为核心解释变量，构建面板双向固定效应模型如下：
其中，i表示城市，t表示年份;被解释变量lngde表示城市绿色发展效率;核心解释变量hsr为高铁是否开通的虚拟变量，也是本文最为关注的变量。具体地，定义某城市在高铁开通当年及之后各年取值为1，否则为0。Xit表示一系列控制变量，以控制其他因素对城市绿色发展效率的影响;μi与δt分别表示个体固定效应与时间固定效应，εit为随机误差项。
此外，为检验高铁开通对城市绿色发展效率的动态效应，本文参考卞元超等[30]的研究方法，设置高铁开通后第1年、第2年、第3年、第4年及第5年的年份虚拟变量，并将其与地区是否开通高铁的虚拟变量相乘，以此作为核心解释变量检验高铁开通对城市绿色发展效率的时间动态效应及变化趋势，模型具体设定如式（2）所示：
其中，yearj表示上文设定的年份虚拟变量，具体地，取高铁开通后的第j年为1，其余年份为0（j=1，2，3，4，5），其他变量含义同上。
（二）变量选取
1.被解释变量
绿色发展效率（gde）是生态、环境和资源的综合利用效率，旨在实现经济发展与环境保护间的和谐统一和可持续性。本文沿用目前大多数学者青睐的数据包络分析模型（DEA），基于松弛测度的方向距离函数（SBM-DDF）的Luenberger 生产率指数法，将期望产出与非期望产出同时考虑在内，运用MAXDEA6.0测算得到环境约束下我国城市绿色发展效率。该方法同时考虑了经济增长与环境污染的产出效应，充分体现了区域绿色发展的内涵。具体地，在运用该方法进行城市绿色发展效率的测算时，需要选取两大类指标：投入指标与产出指标（包括期望产出与非期望产出）。
（1）投入指标。参考罗能生等[31]的研究，假定生产过程的要素投入包括土地、资本、劳动和能源。①土地投入。以历年城市建成区面积作为土地要素投入的代理变量;②资本投入。使用“永续盘存法”进行资本存量的估算，并以此表征资本要素投入。i地区第t年的资本存量即等于该地区第t年的投资额与上一年扣除折旧率后的资本存量之和。在折旧率的选取上，借鉴单豪杰[32]的研究，将资本折旧率设定为10.96%，并以2006年为不变价对数据进行平减;③劳动投入。以各城市城镇单位年末从业人员数表示;④能源投入。以各城市歷年人均电力消耗量表征。
（2）产出指标。①期望产出。尽管存在部分缺陷，GDP仍是衡量经济发展、展现地方经济实力的重要指标，本文选取各城市实际GDP表征期望产出，为消除物价因素影响，以2006年为基期进行平减。②非期望产出。污染物是区域绿色发展进程中的主要非期望产出，选取各城市历年工业二氧化硫排放量、工业废水排放量和工业烟尘（粉尘）排放量三项指标作为非期望产出。
2.其他解释变量
（1）核心解释变量
高铁开通（hsr）是本文的核心解释变量。自2008年我国第一条高铁线路京津城际铁路开通运营以来，中国高铁建设发展迅猛。在本文所涉及的271个城市样本中，超过60%的城市已经开通高铁。而相比于高铁建设，本文更关心某城市高铁开通的状态，即“已开通”或“未开通”，故以虚拟变量的形式对高铁开通的状态进行表征，即定义某城市在高铁开通当年及之后各年取值为1，否则为0。 （2）控制变量
为控制其他变量对城市绿色发展效率的影响，本文参照Zhang等[33]、彭小辉和王静怡[26]、武宵旭和葛鹏飞[34]的研究，引入如下控制变量：①人口密度（pop）。人口增长在为经济发展带来红利的同时也造成了一定的环境污染，考虑到中国各行政区域和城市间巨大的人口差异，采用绝对的人口数量在科学上不具有可比性，因此使用人口密度指标，以各城市行政区域内每单位面积的人口数表示;②经济发展水平（gdp）。同人口密度指标类似，经济发展水平以各地区实际人均GDP衡量，并通过GDP平减指数以2006年为基期进行平减;③政府干预（gov）。地方政府对经济政策的制定和财政支出的分配在一定程度上影响地区经济发展的模式和效率。本文以各城市年末财政支出总额衡量政府干预，并以2006年为基期进行折算。④对外开放度（open）。以外商直接投资（FDI）为代表的对外开放程度是研究环境问题要考虑的基本因素，现有研究主要形成两种观点：一是认为发展中国家为发展经济主动降低环境规制标准以吸引外资，成为发达国家的“污染避难所”，二是认为外商直接投资提供的新技术有利于改善环境质量，发挥“污染光环”效应。本文以各地级市实际利用外商直接投资额占GDP的比重衡量对外开放度。⑤人力资本（hum）。经济发展与环境治理离不开高素质人才的参与，本文以每万人在校大学生数衡量地区人力资本。⑥产业结构（ind）。城市间不同的产业结构对绿色发展效率的影响不同。本文以第三产业占GDP的比重衡量产业结构。
（3）中介变量
创新效应以各地区专利申请授权数表示;结构效应以第三产业产值与第二产业产值的比重表示;配置效应以不考虑非期望产出的城市全要素生产率表示，测算方法同被解释变量。
（三）数据说明
本文研究样本区间为2006～2017年，样本数据为包含中国271个地级市的平衡面板数据。其中高铁数据主要来源于《中国铁道年鉴》、国家铁路局相关公告及12306网站，作为工具变量的明朝驿路数据来源于360doc个人图书馆明代全国驿路图及手动搜集整理。其他数据均来源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》以及各省份历年统计年鉴。对于部分缺失数据，本文通过计算平均增长率进行补齐。此外，为控制模型的异方差，对所有变量进行自然对数处理。
四、实证结果与分析
（一）平行趋势检验
应用双重差分法的一个重要前提条件是处理组和对照组在政策实施之前必须具有相同的变化趋势，即平行趋势假设。具体到本文，即无论样本城市是否开通高铁，其在高铁开通之前绿色发展效率的变化趋势不存在系统性差异。也就是说，高铁这一外生冲击并未对处理组与对照组绿色发展效率的变化趋势造成影响。本文参照Tanaka[35]、刘瑞明和赵仁杰[36]等学者的做法，通过绘制被解释变量的时间趋势图来研判处理组与对照组在高铁开通前是否具有一致的变动趋势。对于政策节点的选择，通过观察数据，我们发现中国各地级市高铁开通的年份主要集中在2012年，2014年与2016年，由于2014年与2016年后样本数据较少，所以选择2012年作为时间节点。图1绘制了开通高铁与未开通高铁城市绿色发展效率的平行趋势图。可以看到，在2012年之前，开通高铁与未开通高铁城市的绿色发展效率变化趋势基本一致，说明本文的平行趋势假设得到验证，双重差分模型具有适用性。
（二）基准回归
使用双重差分法检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响，结果如表1所示。模型（1）、（2）反映了高铁开通对城市绿色发展效率的平均效应，可以看到，无论是否加入控制变量，高铁开通虚拟变量均在1%的水平上显著为正，说明高铁开通有效促进了城市绿色发展效率的提升，梁喜和李思遥[37]也得出与此相一致的结论，本文假设H1得到验证。具体地，在其他条件不变的情况下，高铁开通这一外生冲击为城市绿色发展效率带来了5.95%的提升，由于高铁开通始于2008年，所以在样本期内双重差分法共捕捉了10年的平均处理效应，相当于高铁开通每年促使城市绿色发展效率提升约0.60%。
对于各控制变量，人口密度的估计系数在1%的水平上显著为负，表明人口集聚为城市带来的环境压力不利于绿色发展效率的提升;经济发展水平的估计系数显著为负，表明我国现阶段的经济发展在某种程度上依然以牺牲环境治理为代价，粗放型的经济发展模式亟待转变;政府干预的估计系数显著为正，政府财政支出有利于完善城市交通基础设施，使得居民在出行方式的选择上更倾向于清洁、高效的公共交通，从而有利于提升城市绿色发展效率;对外开放度的估计系数显著为负，外商直接投资的“污染避难所”效应显现，其带来的环境污染问题不容忽视;人力资本的估计系数显著为正，人才是创新的基础，是企业产出能力的保障，较高的人力资本水平能有效提升绿色发展效率;产业结构的估计系数显著为正，表明合理的产业结构对城市绿色发展具有正向的促进作用。
进一步地，考虑交通基础设施对经济增长及环境污染的滞后效应[38]，根据式（2）对高铁开通影响城市绿色发展效率的动态效应进行检验，结果见表1（3）、（4）列。可以看到，高鐵开通后第1年城市绿色发展效率提升了6.85%，大于高铁开通当年对城市绿色发展效率的提升效应。在高铁开通后的第2年、第3年、第4年及第5年，其对城市绿色发展效率的提升效应分别为7.21%、7.57%、11.73%、16.17%，呈显著的上升趋势。故随着高铁开通时间的延续，其对城市绿色发展效率的提升效应也逐渐增大，这一结论在加入控制变量后同样成立，表明高铁开通对城市绿色发展效率提升具有显著的时间动态效应。
（三）作用机制检验
上文基准回归结果表明，高铁开通显著提升了城市绿色发展效率。那么高铁开通是如何提升城市绿色发展效率的呢？如以上理论分析部分所述，高铁可能通过创新效应、结构效应和配置效应影响城市经济发展与环境治理，最终表现为绿色发展效率的提升。为验证这三种效应，本文借鉴Baron & Kenny（1986）[39]对中介效应的分析思路，设定如下计量模型： 其中，M表示中介变量，其他变量设定同上。根据中介效应的三步检验法，首先对式（3）进行回归，检验高铁是否提升了城市绿色发展效率，如果系数显著，则表明高铁开通对城市绿色发展效率有影响。其次对式（4）进行回归，即将高铁开通与三种影响效应分别回归，如果系数显著，即说明高铁开通带来了该三种效应。最后，对式（5）进行回归，将高铁开通与中介变量同时纳入方程中，若高铁开通系数仍然显著，则表明该中介效应是显著的。此外，本文基于Bootstrap方法检验作用机制的稳健性并给出间接效应的占比，结果如表2所示。
从表2回归（1）可以看出，高铁开通对城市绿色发展效率的总效应为0.0595，且通过了1%的显著性水平检验，与前文结论一致。回归（2）、（3）分别给出了高铁开通对专利申请授权数的估计结果和高铁开通、专利申请授权数对城市绿色发展效率的估计结果。从回归（2）可以看出，高铁开通对地区专利申请授权数的回归系数在1%的水平上显著为正，说明高铁开通增加了地区专利申请授权数，有利于提升城市的技术创新水平。回归（3）中，专利申请授权数对城市绿色发展效率的回归系数同样在1%的水平上显著为正，说明技术创新水平能够有效提升城市绿色发展效率。综合以上分析，高铁开通通过提升城市技术创新水平进而提升城市绿色发展效率，其中介效应为0.0129，约占总效应的21.68%。Sobel检验及Bootstrap检验均至少在5%的水平上显著，表明创新效应的中介作用显著存在。回归（4）、（5）与回归（6）、（7）分别为结构效应和配置效应的检验结果，其中结构效应的中介效应为0.0012，约占总效应的2.02%，配置效应的中介效应为0.009，约占总效应的15.13%。本文假设H2得到验证。进一步比较三种中介效应的大小，创新效应最大，配置效应次之，结构效应最小，这表明高铁开通发挥的技术创新效应对城市绿色发展效率提升最为有效，而产业结构替代效应的作用较为有限。
（四）异质性检验
1.城市地理区位
上文的研究结果证实，高铁开通可显著提升城市绿色发展效率。然而作为一个幅员辽阔的大国，我国不同区位城市在资源禀赋、要素配给、政策落实等方面均存在较大差异，基于城市样本总体的回归分析可能会掩盖地区差异，故本文根据城市所处地理区位的不同，将样本划分为东部城市和中西部城市，通过分组回归考察高铁开通对城市绿色发展效率的差异性影响。结果显示，高铁开通对城市绿色发展效率的提升效应仍然显著，但对东部地区的促进作用更为明显。一方面，东部城市普遍拥有较高的经济发展水平，地区间经济联系较为频繁，高铁开通更加速了城市间的商品流通与信息交流，有利于提升高铁覆盖区域的协同创新水平，进而提升效率水平[20];另一方面，东部地区覆盖了较多的高铁开通城市，庞大的高铁网络有利于发挥高铁带来的外部效应与空间溢出效应[40]，进而带来效率的提升。而中西部地区高铁网络相对稀疏，不同城市间的地理距离相对较远，由高铁开通所引致的区域交流与合作较东部地区较少，故中西部地区城市高铁开通对绿色发展效率提升效应小于东部地区。
2.城市规模
已有研究表明，高铁对不同规模城市经济发展、环境污染的影响作用呈现差异性。一方面，大城市资源的分配和利用效率较高，具有显著的经济集聚效应;另一方面，大城市又容易产生拥挤效应、城市疾病和环境污染问题[41]。故本文进一步以城市规模作为划分依据，考察高铁开通对不同规模城市绿色发展效率的差异性影响。根据国务院关于调整城市规模划分标准的通知（国发〔2014〕51号），基于2014年各地级市城区常住人口数据，本文将城市人口大于等于100万的城市定义为大型城市，将城市人口小于100万的城市定义为中小型城市，并对两组城市样本进行分组回归，结果见表3。可以发现，高铁开通对城市绿色发展效率仍表现为显著的促进作用，但对不同规模城市的促进效果不同。在大型城市，高铁开通为城市绿色发展效率带来8.91%的提升，而这一比例在中小型城市下降至6.01%。造成这一差异的可能原因在于：一方面，高铁经济效应及绿色效应的发挥在一定程度上依赖于城市相应基础设施的建设与“软环境”的完善，而中小型城市在短期内很难完成相应资源的配套，另一方面，高铁还可能发挥“虹吸效应”[42]，促使生产要素由中小型城市流向大型城市，在一定程度上对高铁的“扩散效应”造成冲击，故高铁开通对中小型城市绿色发展效率的提升作用较弱。
（五）内生性问题与稳健性检验
1.内生性问题
根据前文分析，高铁开通对城市绿色发展效率具有显著的提升作用，但不可否认的是，城市绿色发展效率还可能受到其他因素的影响，这种由遗漏变量所引致的内生性问题可能带来估计的偏误，故本文使用工具变量法进行内生处理，以获得更可靠的估计。借鉴Banerjee等[43]和孙学涛等[44]的做法，采用明朝驛路作为高铁开通的工具变量。其合理性体现在：其一，明朝驿路建设的目的与当今高铁建设类似，即都是为了连接重要城市，增强地区间的可达性。同时，明朝驿路与高铁经过的地区大多地势平坦，海拔较低。因此，选取明朝驿路作为工具变量满足工具变量设定的相关性假设。其二，明朝驿路是外生的历史变量，不会随时间变化而改变，且明朝驿路建设最重要的目的是传情达令，并不会直接影响地区经济发展与环境污染[45]，满足工具变量设定的外生性假设。因此，采用明朝驿路作为高铁开通的工具变量是合适的。以两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计，结果见表4。F统计量大于10，拒绝了弱工具变量的原假设，说明工具变量选取有效。第一阶段回归结果表明高铁开通与明朝驿路呈正相关，第二阶段工具变量的回归结果与基准回归结果基本一致，表明高铁开通显著提升了城市绿色发展效率这一结论较为可信。
2.稳健性检验
本文拟从以下几个方面对上述研究结果进行稳健性检验：①反事实检验。参照张永庆和张金月[7]的做法，本文将271个城市样本随机分为控制组与对照组构造高铁是否开通的反事实，在此前提下重新进行回归。结果显示，高铁开通的估计系数为正但不显著，表明上述结论是由高铁开通这一外生冲击引起的，而不是由于其他因素所导致的安慰剂效应的结果。②基于PSM-DID方法的回归分析。虽然我国高铁建设是在国家综合规划下统一推进的，但高铁选址与建设仍不可避免地受到城市区位、发展水平等因素的干扰，故本文应用倾向得分匹配法，通过倾向得分值重新划分处理组与对照组，最后再使用双重差分法进行估计。表5第（2）列显示了PSM-DID的估计结果，可以看到，高铁开通系数仍为正并通过了1%的显著性水平检验，进一步支持了前文的结论。③被解释变量重新测算。为避免因测算问题导致的结果偏差，本文以规模报酬可变的超效率DEA模型对城市绿色发展效率进行重新测算，并保持其他控制变量不变进行回归分析。结果与上文基本一致，本文结论具有稳健性。④改变样本范围。在排除省会城市、副省级城市等31个重点城市后，回归结果仍一致于前文结论。⑤所有解释变量滞后一期。考虑到高铁效应发挥的滞后性，同时为避免联立方程偏误，取高铁开通及所有控制变量的滞后一期代入方程进行回归[8]，结果见表5第（5）列。可见，回归结果与前文基本一致，本文结论具有稳健性。 （六）进一步讨论：基于地理圈层的推论
前文理论分析与实证结果表明高铁能够带来显著的“时空压缩效应”，通过加速知识、技术和劳动力等生产要素的流通頻率与空间溢出进而带来城市绿色发展效率的提升。而中心城市往往聚集了较多的创新技术与高等人才，且具有较强的区域辐射能力。由此，我们得到以下推论：离中心城市地理距离的远近将显著影响高铁开通对城市绿色发展效率的提升程度。为此，本文根据国家发改委和住建部《全国城镇体系规划》中对城市的规划和定位，将北京、天津、上海、广州、重庆、成都、武汉、郑州和西安设定为中心城市，分别以100 km、150 km、200 km、250 km、300 km为半径，划分相应的地理圈层，以期检验高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的差异性影响，估计结果如表6所示。
据表6可知，高铁开通对不同地理圈层内城市绿色发展效率的影响均表现为显著的促进作用，但作用效果呈现差异性。具体地，在100 km～200 km的圈层范围内，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用依次增强，而在越过200 km的地理距离阈值后，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用逐步减弱，呈现出一种“倒U”型的变化趋势。故本文的推论得到验证，且进一步得到如下结论：高铁开通对于距离中心城市200公里左右范围内城市的绿色发展效率的提升效果最好。如前文所述，高铁开通可能同时产生“扩散效应”与“虹吸效应”，其对城市绿色发展效率的影响则在很大程度上取决于这两种效应的大小。由于中心城市在资源禀赋、人才政策、公共福利等方面的先天优势，当距离中心城市过近时，周边落后地区的人口、资金等要素可能更容易流入中心区域[42]，“虹吸效应”的存在削弱了高铁开通对城市绿色发展效率的提升作用。而随着地理距离的增加，“虹吸效应”的影响作用逐渐弱化，加之高铁“扩散效应”的有效发挥，高铁开通对城市绿色发展效率的提升作用达到最大。但持续增加的地理距离可能抑制劳动力等生产要素的流动意愿，不利于中心城市知识和技术的外溢，“扩散效应”减弱，最终表现为城市绿色发展效率的随机衰减。
五、结论及政策建议
高铁开通极大地改善了城市交通基础设施，并在一定程度上影响了地区技术创新水平、产业结构升级与资源配置效率，进一步对城市绿色发展效率造成影响。本文以高铁开通这一事件构造准自然实验，采用2006～2017年中国271个地级市的平衡面板数据，首先通过数据包络分析法测算城市绿色发展效率，进而使用双重差分模型和中介效应模型检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响及作用机制。研究结果表明：（1）整体上，高铁开通显著提升了城市绿色发展效率。相比于未开通城市，高铁开通平均为城市绿色发展效率带来5.95%的提升，在缓解内生性问题和进行多项稳健性检验后，这一结论依然成立。从动态效应上看，高铁对城市绿色发展效率的拉动呈逐年上升的趋势。（2）机制分析表明，高铁开通凭借创新效应、结构效应与配置效应提升了城市绿色发展效率，其中创新效应带来的影响最为有效，而结构效应的影响较弱。（3）异质性研究发现，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用在东部地区和大中型城市中更为显著。（4）基于地理圈层的扩展分析表明，高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的促进效应呈“倒U”型变化趋势，且在距离中心城市200 km处达到最大。
本文研究结论蕴含如下政策建议：第一，地方政府应充分利用高铁带来的信息技术外溢、产业结构升级与资源配置优势，把握发展机遇，加速地区间创新合作与科技成果转化，推进企业环保技术普及与清洁生产。此外，以绿色发展为导向，积极推动服务业发展，促进产业转型升级。与此同时，政府应逐步破除人才流动在户籍、住房等方面的制度障碍，促进生产要素的自由流动，提高资源配置效率。第二，要逐步改善高铁网络在“东部相对密集，中西部相对稀疏”的特征现状，加强中西部高铁建设，推进区域协调发展。完善中小型城市基础设施，因地制宜地进行高铁规划，推进高铁建设，警惕因“虹吸效应”所带来的对中小型城市绿色发展的负面效应。第三，积极融入高铁“辐射圈”，充分利用中心城市对周边城市的正向扩散效应，加强软硬环境建设，发挥“1小时经济圈”对城市绿色发展效率提升的积极意义。
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关键词：高铁开通;绿色发展效率;双重差分模型;中介效应
文章编号：2095-5960（2020）05-0100-11;中图分类号：F532;文献标识码：A
一、引言
在过去40多年中国经济发展高歌猛进的过程中，交通基础设施扮演了重要角色[1]，而高速铁路（以下简称“高铁”）建设作为一项重要的基础设施改善，不仅改变了人们的出行方式与交通运输方式，更对中国区域经济分布格局、要素流动和产业结构产生了深远影响[2]，进而为城市绿色发展带来契机。[3]截至2018年底，我国高铁运营里程已突破2.9万公里，约占全球的70%，拥有高铁的地级城市数量已经突破200个，占中国地级城市的60%以上，是世界上唯一高铁成网运行的国家。根据国务院《中长期铁路网规划》，到2025年，我国高铁网规模将达到3.8万公里左右，完成“四纵四横”到“八纵八横”的飞跃。与此同时，我国传统经济增长模式的弊端也开始不断显现，实现区域经济绿色发展成为“新常态”下我国经济实现高质量发展的必然要求。党的十八届五中全会将绿色发展纳入“创新、协调、绿色、开放、共享”五大发展理念并加以系统化，成为引领我国经济社会发展的新的“指挥棒”。十九大报告进一步指出，要加快国家生态文明体制改革，为把我国建设成为富强民主文明和谐美丽的社会主义现代化强国而奋斗。那么，高铁作为国家重要的交通基础设施，其开通所带来的外部性是否提升了城市绿色发展效率？如果是，那么高铁开通对城市绿色发展效率的影响机制和作用途径为何？进一步地，高铁开通对不同城市的绿色发展效率有何异质性？回答这些问题，对于有效发挥高铁对城市绿色发展的积极效应，推动我国经济高质量发展具有重要意义。
目前关于高铁开通的相关研究主要集中在高铁开通对地区经济增长[4，5]、空间布局重塑[2][6]、环境污染[7，8]、产业集聚[9，10]、创新效率[11，12]、旅游业发展[13，14]等几个方面。这些研究中与区域绿色发展较为密切的是高铁开通带来的经济效应与环境效应。对于高铁开通带来的经济效应，众多学者从不同角度进行了分析。余泳泽等[11]认为高铁开通显著提升了区域可达性，促进了不同城市间的经济往来，带来了包括知识外溢等在内的巨大的外部效應;董艳梅和朱英明[15]认为高铁可以通过降低交通成本和增加地区工资水平等方式间接影响经济增长;李欣泽等[16]指出高铁改善了要素配置扭曲，提高了区域资源配置效率。对于高铁开通带来的环境效应，一方面，高铁兼具高效率与低能耗特性，本身就是一种绿色环保的运输方式[17]，在运营过程中直接降低了环境污染;另一方面，高铁通过对传统交通方式的替代[18]、促进产业升级[9]等途径间接改善了环境治理。王成新等[19]基于运营阶段的行车碳排放换算， 认为高铁较其他交通运输方式更具减碳效果，其人均碳排放量约为航空运输的1/5和高速公路运输的1/3，且随着中国能源结构的逐步优化，其减碳效果越明显。此外，高铁作用的发挥还存在一定的时空差异，孙广召和黄凯南[20] 基于中国直辖市和地级市的面板数据，认为整体上高铁促进了开通城市全要素生产率增长率的提升，但该影响效果存在显著的区域异质性和动态效应异质性。
综上所述，已有文献大多单一地关注了高铁的经济效应或环境效应，而随着经济增长与环境污染矛盾的日益突出，如何实现城市绿色发展成为政府和学者们共同关注的话题，但鲜有学者以经济和环境双重视角分析高铁对城市绿色发展效率的影响及其作用机制。基于此，本文的边际贡献可能在于：（1）在研究内容上，统筹高铁的经济效应与环境效应，引入绿色发展效率指标进行研究，契合了当前绿色发展的时代背景，丰富了高铁相关领域研究。（2）在研究方法及样本上，基于多时点的双重差分法考察高铁开通对城市绿色发展效率的影响效应，并使用2SLS、PSM-DID等方法解决潜在的内生性问题，确保研究结论的可靠性。此外，将绿色发展效率的测度延伸至地级市层面，使得研究更加深入和具有针对性。（3）借鉴地理学相关理论，基于不同城市距离中心城市的远近，将样本城市划分入不同的地理圈层，进一步探讨高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的差异性影响。
二、理论分析与研究假设
高铁作为我国交通基础设施的重要组成部分，极大地丰富了人们的出行方式。相比传统交通工具，高铁拥有更快的运营速度以及更为先进的通信系统[21]，具有高速度与高运行密度的双重优势，大幅缩短了城市间的空间距离，加快了区域间的连接速度，这在一定程度上对城市技术创新水平、产业结构转换及资源配置效率产生了强烈冲击。本文以经济增长与环境改善的双重视角，分别从创新效应、结构效应和配置效应三个角度探究高铁开通对城市绿色发展效率的影响机理。
（一）创新效应。高铁可以通过技术创新效应提高企业生产率并降低污染排放水平。一方面，高铁打破了城市间的原有边界，加速了人才、商品与信息的跨区域流动，使得知识和技术在长距离上的溢出成为可能。高铁为不同地区企业和科研机构间的信息交流与技术合作提供了便利条件，有利于企业扩大创新活动和生产率的提高。Okabe[22]对日本新干线沿线城市的商业活动进行调查，发现高铁开通后新干线沿线城市的知识和技术交流活动（例如商业服务、研发活动和教育培训）显著增加，进一步带动了沿线城市商业发展。另一方面，由高铁引致的技术创新和改进有利于提高资源利用效率，进而减少污染物排放，实现城市绿色发展。Grossman和Krueger[23]认为，技术进步理论上可以对环境产生积极影响。此外，Wang等[24]还指出，高铁开通可显著提升企业技术创新水平，尤其是与能源消耗和环境污染密切相关的节能减排技术，这对于企业改进生产方式，实现清洁生产具有重要意义。 （二）结构效应。高铁建设有利于改善城市产业结构。首先，作为运输服务业，高铁建设刺激了服务业的快速发展，促使经济结构由制造业向服务业转变，由此降低了作为城市污染主要来源的二产占比，有利于城市经济增长方式由粗放型向绿色发展过渡[25]。其次，对高铁建设投资的增加也有利于三次产业的协同发展[26]，进而通过产业结构的升级带来城市绿色发展效率提升。刘勇政和李岩[4]的研究发现，与非高铁城市相比，高铁城市第二产业比重下降了近10%，第三产业比重上升了近9%，证明了高铁在第二产业和产业之间的产业结构替代效应。最后，高铁改善了城市服务业的集聚程度[27]，并显著提高了相关行业的就业密度。高铁建设促进了沿线城市餐饮业、旅游业等服务业的集聚发展，并对工业生产要素产生一定的“挤出效应”[6]，在此过程中增加的就业机会同时提高了居民的可支配收入，进而带来消费水平的提升，推动地区经济发展。由此，高铁通过降低二产比重，促进服务业集聚与增加就业，实现产业结构的高级化和绿色化，进而提升城市绿色生态效率。
（三）配置效应。高铁还可以通过资源配置效应提升城市绿色发展效率。首先，高铁开通实现了城市间的“串联”，日趋完善的高铁网络削弱了要素流通障碍，打破了城市间原有的市场分割，缩短了劳动力、资源和技术等生产要素从市场到企业的距离;同时高铁建设压缩了商品流通环节，降低了企业交易成本与运输成本，有利于企业获取优廉的生产要素，提高要素配置效率，从而推动企业绿色全要素生产率的增长，最终实现城市绿色发展。其次，高铁的“时空收敛效应”使得企业与消费市场之间的时空距离得到压缩[6]。企业比以往能更快、更准确地了解消费者的偏好与需求，有利于企业提高商品分配效率，减少资源浪费，降低生产能耗[28]，从而提升绿色发展效率。
结合以上分析，本文提出如下假设：
H1：高铁开通对城市绿色发展效率具有提升效应。
H2：高铁开通凭借创新效应、结构效应和配置效应三条途径提升城市绿色发展效率。
三、模型构建与变量选取
（一）模型构建
双重差分法通常适用于大范围的公共政策研究，其通过构建个体与时间虚拟变量，对实验组与控制组进行倍差，以实现政策效应的有效评估。该方法不仅能在一定程度上避免模型可能产生的内生性问题，而且将政策效应有效地剥离出来，是目前学者们进行政策效应评估时普遍使用的方法之一。本文将高铁开通视为一次准自然实验，以开通高铁的城市作为处理组，未开通高铁的城市作为对照组，采用上述双重差分法检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响效应。由于各城市高铁开通的时间存在先后差异，并不存在一个统一的“政策实施点”，故本文借鉴Shao等 [29]、张华和冯烽 [8]等学者设计的双重差分模型，以各城市开通高铁的实际年份虚拟变量作为核心解释变量，构建面板双向固定效应模型如下：
其中，i表示城市，t表示年份;被解释变量lngde表示城市绿色发展效率;核心解释变量hsr为高铁是否开通的虚拟变量，也是本文最为关注的变量。具体地，定义某城市在高铁开通当年及之后各年取值为1，否则为0。Xit表示一系列控制变量，以控制其他因素对城市绿色发展效率的影响;μi与δt分别表示个体固定效应与时间固定效应，εit为随机误差项。
此外，为检验高铁开通对城市绿色发展效率的动态效应，本文参考卞元超等[30]的研究方法，设置高铁开通后第1年、第2年、第3年、第4年及第5年的年份虚拟变量，并将其与地区是否开通高铁的虚拟变量相乘，以此作为核心解释变量检验高铁开通对城市绿色发展效率的时间动态效应及变化趋势，模型具体设定如式（2）所示：
其中，yearj表示上文设定的年份虚拟变量，具体地，取高铁开通后的第j年为1，其余年份为0（j=1，2，3，4，5），其他变量含义同上。
（二）变量选取
1.被解释变量
绿色发展效率（gde）是生态、环境和资源的综合利用效率，旨在实现经济发展与环境保护间的和谐统一和可持续性。本文沿用目前大多数学者青睐的数据包络分析模型（DEA），基于松弛测度的方向距离函数（SBM-DDF）的Luenberger 生产率指数法，将期望产出与非期望产出同时考虑在内，运用MAXDEA6.0测算得到环境约束下我国城市绿色发展效率。该方法同时考虑了经济增长与环境污染的产出效应，充分体现了区域绿色发展的内涵。具体地，在运用该方法进行城市绿色发展效率的测算时，需要选取两大类指标：投入指标与产出指标（包括期望产出与非期望产出）。
（1）投入指标。参考罗能生等[31]的研究，假定生产过程的要素投入包括土地、资本、劳动和能源。①土地投入。以历年城市建成区面积作为土地要素投入的代理变量;②资本投入。使用“永续盘存法”进行资本存量的估算，并以此表征资本要素投入。i地区第t年的资本存量即等于该地区第t年的投资额与上一年扣除折旧率后的资本存量之和。在折旧率的选取上，借鉴单豪杰[32]的研究，将资本折旧率设定为10.96%，并以2006年为不变价对数据进行平减;③劳动投入。以各城市城镇单位年末从业人员数表示;④能源投入。以各城市歷年人均电力消耗量表征。
（2）产出指标。①期望产出。尽管存在部分缺陷，GDP仍是衡量经济发展、展现地方经济实力的重要指标，本文选取各城市实际GDP表征期望产出，为消除物价因素影响，以2006年为基期进行平减。②非期望产出。污染物是区域绿色发展进程中的主要非期望产出，选取各城市历年工业二氧化硫排放量、工业废水排放量和工业烟尘（粉尘）排放量三项指标作为非期望产出。
2.其他解释变量
（1）核心解释变量
高铁开通（hsr）是本文的核心解释变量。自2008年我国第一条高铁线路京津城际铁路开通运营以来，中国高铁建设发展迅猛。在本文所涉及的271个城市样本中，超过60%的城市已经开通高铁。而相比于高铁建设，本文更关心某城市高铁开通的状态，即“已开通”或“未开通”，故以虚拟变量的形式对高铁开通的状态进行表征，即定义某城市在高铁开通当年及之后各年取值为1，否则为0。 （2）控制变量
为控制其他变量对城市绿色发展效率的影响，本文参照Zhang等[33]、彭小辉和王静怡[26]、武宵旭和葛鹏飞[34]的研究，引入如下控制变量：①人口密度（pop）。人口增长在为经济发展带来红利的同时也造成了一定的环境污染，考虑到中国各行政区域和城市间巨大的人口差异，采用绝对的人口数量在科学上不具有可比性，因此使用人口密度指标，以各城市行政区域内每单位面积的人口数表示;②经济发展水平（gdp）。同人口密度指标类似，经济发展水平以各地区实际人均GDP衡量，并通过GDP平减指数以2006年为基期进行平减;③政府干预（gov）。地方政府对经济政策的制定和财政支出的分配在一定程度上影响地区经济发展的模式和效率。本文以各城市年末财政支出总额衡量政府干预，并以2006年为基期进行折算。④对外开放度（open）。以外商直接投资（FDI）为代表的对外开放程度是研究环境问题要考虑的基本因素，现有研究主要形成两种观点：一是认为发展中国家为发展经济主动降低环境规制标准以吸引外资，成为发达国家的“污染避难所”，二是认为外商直接投资提供的新技术有利于改善环境质量，发挥“污染光环”效应。本文以各地级市实际利用外商直接投资额占GDP的比重衡量对外开放度。⑤人力资本（hum）。经济发展与环境治理离不开高素质人才的参与，本文以每万人在校大学生数衡量地区人力资本。⑥产业结构（ind）。城市间不同的产业结构对绿色发展效率的影响不同。本文以第三产业占GDP的比重衡量产业结构。
（3）中介变量
创新效应以各地区专利申请授权数表示;结构效应以第三产业产值与第二产业产值的比重表示;配置效应以不考虑非期望产出的城市全要素生产率表示，测算方法同被解释变量。
（三）数据说明
本文研究样本区间为2006～2017年，样本数据为包含中国271个地级市的平衡面板数据。其中高铁数据主要来源于《中国铁道年鉴》、国家铁路局相关公告及12306网站，作为工具变量的明朝驿路数据来源于360doc个人图书馆明代全国驿路图及手动搜集整理。其他数据均来源于《中国统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》以及各省份历年统计年鉴。对于部分缺失数据，本文通过计算平均增长率进行补齐。此外，为控制模型的异方差，对所有变量进行自然对数处理。
四、实证结果与分析
（一）平行趋势检验
应用双重差分法的一个重要前提条件是处理组和对照组在政策实施之前必须具有相同的变化趋势，即平行趋势假设。具体到本文，即无论样本城市是否开通高铁，其在高铁开通之前绿色发展效率的变化趋势不存在系统性差异。也就是说，高铁这一外生冲击并未对处理组与对照组绿色发展效率的变化趋势造成影响。本文参照Tanaka[35]、刘瑞明和赵仁杰[36]等学者的做法，通过绘制被解释变量的时间趋势图来研判处理组与对照组在高铁开通前是否具有一致的变动趋势。对于政策节点的选择，通过观察数据，我们发现中国各地级市高铁开通的年份主要集中在2012年，2014年与2016年，由于2014年与2016年后样本数据较少，所以选择2012年作为时间节点。图1绘制了开通高铁与未开通高铁城市绿色发展效率的平行趋势图。可以看到，在2012年之前，开通高铁与未开通高铁城市的绿色发展效率变化趋势基本一致，说明本文的平行趋势假设得到验证，双重差分模型具有适用性。
（二）基准回归
使用双重差分法检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响，结果如表1所示。模型（1）、（2）反映了高铁开通对城市绿色发展效率的平均效应，可以看到，无论是否加入控制变量，高铁开通虚拟变量均在1%的水平上显著为正，说明高铁开通有效促进了城市绿色发展效率的提升，梁喜和李思遥[37]也得出与此相一致的结论，本文假设H1得到验证。具体地，在其他条件不变的情况下，高铁开通这一外生冲击为城市绿色发展效率带来了5.95%的提升，由于高铁开通始于2008年，所以在样本期内双重差分法共捕捉了10年的平均处理效应，相当于高铁开通每年促使城市绿色发展效率提升约0.60%。
对于各控制变量，人口密度的估计系数在1%的水平上显著为负，表明人口集聚为城市带来的环境压力不利于绿色发展效率的提升;经济发展水平的估计系数显著为负，表明我国现阶段的经济发展在某种程度上依然以牺牲环境治理为代价，粗放型的经济发展模式亟待转变;政府干预的估计系数显著为正，政府财政支出有利于完善城市交通基础设施，使得居民在出行方式的选择上更倾向于清洁、高效的公共交通，从而有利于提升城市绿色发展效率;对外开放度的估计系数显著为负，外商直接投资的“污染避难所”效应显现，其带来的环境污染问题不容忽视;人力资本的估计系数显著为正，人才是创新的基础，是企业产出能力的保障，较高的人力资本水平能有效提升绿色发展效率;产业结构的估计系数显著为正，表明合理的产业结构对城市绿色发展具有正向的促进作用。
进一步地，考虑交通基础设施对经济增长及环境污染的滞后效应[38]，根据式（2）对高铁开通影响城市绿色发展效率的动态效应进行检验，结果见表1（3）、（4）列。可以看到，高鐵开通后第1年城市绿色发展效率提升了6.85%，大于高铁开通当年对城市绿色发展效率的提升效应。在高铁开通后的第2年、第3年、第4年及第5年，其对城市绿色发展效率的提升效应分别为7.21%、7.57%、11.73%、16.17%，呈显著的上升趋势。故随着高铁开通时间的延续，其对城市绿色发展效率的提升效应也逐渐增大，这一结论在加入控制变量后同样成立，表明高铁开通对城市绿色发展效率提升具有显著的时间动态效应。
（三）作用机制检验
上文基准回归结果表明，高铁开通显著提升了城市绿色发展效率。那么高铁开通是如何提升城市绿色发展效率的呢？如以上理论分析部分所述，高铁可能通过创新效应、结构效应和配置效应影响城市经济发展与环境治理，最终表现为绿色发展效率的提升。为验证这三种效应，本文借鉴Baron & Kenny（1986）[39]对中介效应的分析思路，设定如下计量模型： 其中，M表示中介变量，其他变量设定同上。根据中介效应的三步检验法，首先对式（3）进行回归，检验高铁是否提升了城市绿色发展效率，如果系数显著，则表明高铁开通对城市绿色发展效率有影响。其次对式（4）进行回归，即将高铁开通与三种影响效应分别回归，如果系数显著，即说明高铁开通带来了该三种效应。最后，对式（5）进行回归，将高铁开通与中介变量同时纳入方程中，若高铁开通系数仍然显著，则表明该中介效应是显著的。此外，本文基于Bootstrap方法检验作用机制的稳健性并给出间接效应的占比，结果如表2所示。
从表2回归（1）可以看出，高铁开通对城市绿色发展效率的总效应为0.0595，且通过了1%的显著性水平检验，与前文结论一致。回归（2）、（3）分别给出了高铁开通对专利申请授权数的估计结果和高铁开通、专利申请授权数对城市绿色发展效率的估计结果。从回归（2）可以看出，高铁开通对地区专利申请授权数的回归系数在1%的水平上显著为正，说明高铁开通增加了地区专利申请授权数，有利于提升城市的技术创新水平。回归（3）中，专利申请授权数对城市绿色发展效率的回归系数同样在1%的水平上显著为正，说明技术创新水平能够有效提升城市绿色发展效率。综合以上分析，高铁开通通过提升城市技术创新水平进而提升城市绿色发展效率，其中介效应为0.0129，约占总效应的21.68%。Sobel检验及Bootstrap检验均至少在5%的水平上显著，表明创新效应的中介作用显著存在。回归（4）、（5）与回归（6）、（7）分别为结构效应和配置效应的检验结果，其中结构效应的中介效应为0.0012，约占总效应的2.02%，配置效应的中介效应为0.009，约占总效应的15.13%。本文假设H2得到验证。进一步比较三种中介效应的大小，创新效应最大，配置效应次之，结构效应最小，这表明高铁开通发挥的技术创新效应对城市绿色发展效率提升最为有效，而产业结构替代效应的作用较为有限。
（四）异质性检验
1.城市地理区位
上文的研究结果证实，高铁开通可显著提升城市绿色发展效率。然而作为一个幅员辽阔的大国，我国不同区位城市在资源禀赋、要素配给、政策落实等方面均存在较大差异，基于城市样本总体的回归分析可能会掩盖地区差异，故本文根据城市所处地理区位的不同，将样本划分为东部城市和中西部城市，通过分组回归考察高铁开通对城市绿色发展效率的差异性影响。结果显示，高铁开通对城市绿色发展效率的提升效应仍然显著，但对东部地区的促进作用更为明显。一方面，东部城市普遍拥有较高的经济发展水平，地区间经济联系较为频繁，高铁开通更加速了城市间的商品流通与信息交流，有利于提升高铁覆盖区域的协同创新水平，进而提升效率水平[20];另一方面，东部地区覆盖了较多的高铁开通城市，庞大的高铁网络有利于发挥高铁带来的外部效应与空间溢出效应[40]，进而带来效率的提升。而中西部地区高铁网络相对稀疏，不同城市间的地理距离相对较远，由高铁开通所引致的区域交流与合作较东部地区较少，故中西部地区城市高铁开通对绿色发展效率提升效应小于东部地区。
2.城市规模
已有研究表明，高铁对不同规模城市经济发展、环境污染的影响作用呈现差异性。一方面，大城市资源的分配和利用效率较高，具有显著的经济集聚效应;另一方面，大城市又容易产生拥挤效应、城市疾病和环境污染问题[41]。故本文进一步以城市规模作为划分依据，考察高铁开通对不同规模城市绿色发展效率的差异性影响。根据国务院关于调整城市规模划分标准的通知（国发〔2014〕51号），基于2014年各地级市城区常住人口数据，本文将城市人口大于等于100万的城市定义为大型城市，将城市人口小于100万的城市定义为中小型城市，并对两组城市样本进行分组回归，结果见表3。可以发现，高铁开通对城市绿色发展效率仍表现为显著的促进作用，但对不同规模城市的促进效果不同。在大型城市，高铁开通为城市绿色发展效率带来8.91%的提升，而这一比例在中小型城市下降至6.01%。造成这一差异的可能原因在于：一方面，高铁经济效应及绿色效应的发挥在一定程度上依赖于城市相应基础设施的建设与“软环境”的完善，而中小型城市在短期内很难完成相应资源的配套，另一方面，高铁还可能发挥“虹吸效应”[42]，促使生产要素由中小型城市流向大型城市，在一定程度上对高铁的“扩散效应”造成冲击，故高铁开通对中小型城市绿色发展效率的提升作用较弱。
（五）内生性问题与稳健性检验
1.内生性问题
根据前文分析，高铁开通对城市绿色发展效率具有显著的提升作用，但不可否认的是，城市绿色发展效率还可能受到其他因素的影响，这种由遗漏变量所引致的内生性问题可能带来估计的偏误，故本文使用工具变量法进行内生处理，以获得更可靠的估计。借鉴Banerjee等[43]和孙学涛等[44]的做法，采用明朝驛路作为高铁开通的工具变量。其合理性体现在：其一，明朝驿路建设的目的与当今高铁建设类似，即都是为了连接重要城市，增强地区间的可达性。同时，明朝驿路与高铁经过的地区大多地势平坦，海拔较低。因此，选取明朝驿路作为工具变量满足工具变量设定的相关性假设。其二，明朝驿路是外生的历史变量，不会随时间变化而改变，且明朝驿路建设最重要的目的是传情达令，并不会直接影响地区经济发展与环境污染[45]，满足工具变量设定的外生性假设。因此，采用明朝驿路作为高铁开通的工具变量是合适的。以两阶段最小二乘法（2SLS）进行估计，结果见表4。F统计量大于10，拒绝了弱工具变量的原假设，说明工具变量选取有效。第一阶段回归结果表明高铁开通与明朝驿路呈正相关，第二阶段工具变量的回归结果与基准回归结果基本一致，表明高铁开通显著提升了城市绿色发展效率这一结论较为可信。
2.稳健性检验
本文拟从以下几个方面对上述研究结果进行稳健性检验：①反事实检验。参照张永庆和张金月[7]的做法，本文将271个城市样本随机分为控制组与对照组构造高铁是否开通的反事实，在此前提下重新进行回归。结果显示，高铁开通的估计系数为正但不显著，表明上述结论是由高铁开通这一外生冲击引起的，而不是由于其他因素所导致的安慰剂效应的结果。②基于PSM-DID方法的回归分析。虽然我国高铁建设是在国家综合规划下统一推进的，但高铁选址与建设仍不可避免地受到城市区位、发展水平等因素的干扰，故本文应用倾向得分匹配法，通过倾向得分值重新划分处理组与对照组，最后再使用双重差分法进行估计。表5第（2）列显示了PSM-DID的估计结果，可以看到，高铁开通系数仍为正并通过了1%的显著性水平检验，进一步支持了前文的结论。③被解释变量重新测算。为避免因测算问题导致的结果偏差，本文以规模报酬可变的超效率DEA模型对城市绿色发展效率进行重新测算，并保持其他控制变量不变进行回归分析。结果与上文基本一致，本文结论具有稳健性。④改变样本范围。在排除省会城市、副省级城市等31个重点城市后，回归结果仍一致于前文结论。⑤所有解释变量滞后一期。考虑到高铁效应发挥的滞后性，同时为避免联立方程偏误，取高铁开通及所有控制变量的滞后一期代入方程进行回归[8]，结果见表5第（5）列。可见，回归结果与前文基本一致，本文结论具有稳健性。 （六）进一步讨论：基于地理圈层的推论
前文理论分析与实证结果表明高铁能够带来显著的“时空压缩效应”，通过加速知识、技术和劳动力等生产要素的流通頻率与空间溢出进而带来城市绿色发展效率的提升。而中心城市往往聚集了较多的创新技术与高等人才，且具有较强的区域辐射能力。由此，我们得到以下推论：离中心城市地理距离的远近将显著影响高铁开通对城市绿色发展效率的提升程度。为此，本文根据国家发改委和住建部《全国城镇体系规划》中对城市的规划和定位，将北京、天津、上海、广州、重庆、成都、武汉、郑州和西安设定为中心城市，分别以100 km、150 km、200 km、250 km、300 km为半径，划分相应的地理圈层，以期检验高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的差异性影响，估计结果如表6所示。
据表6可知，高铁开通对不同地理圈层内城市绿色发展效率的影响均表现为显著的促进作用，但作用效果呈现差异性。具体地，在100 km～200 km的圈层范围内，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用依次增强，而在越过200 km的地理距离阈值后，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用逐步减弱，呈现出一种“倒U”型的变化趋势。故本文的推论得到验证，且进一步得到如下结论：高铁开通对于距离中心城市200公里左右范围内城市的绿色发展效率的提升效果最好。如前文所述，高铁开通可能同时产生“扩散效应”与“虹吸效应”，其对城市绿色发展效率的影响则在很大程度上取决于这两种效应的大小。由于中心城市在资源禀赋、人才政策、公共福利等方面的先天优势，当距离中心城市过近时，周边落后地区的人口、资金等要素可能更容易流入中心区域[42]，“虹吸效应”的存在削弱了高铁开通对城市绿色发展效率的提升作用。而随着地理距离的增加，“虹吸效应”的影响作用逐渐弱化，加之高铁“扩散效应”的有效发挥，高铁开通对城市绿色发展效率的提升作用达到最大。但持续增加的地理距离可能抑制劳动力等生产要素的流动意愿，不利于中心城市知识和技术的外溢，“扩散效应”减弱，最终表现为城市绿色发展效率的随机衰减。
五、结论及政策建议
高铁开通极大地改善了城市交通基础设施，并在一定程度上影响了地区技术创新水平、产业结构升级与资源配置效率，进一步对城市绿色发展效率造成影响。本文以高铁开通这一事件构造准自然实验，采用2006～2017年中国271个地级市的平衡面板数据，首先通过数据包络分析法测算城市绿色发展效率，进而使用双重差分模型和中介效应模型检验高铁开通对城市绿色发展效率的影响及作用机制。研究结果表明：（1）整体上，高铁开通显著提升了城市绿色发展效率。相比于未开通城市，高铁开通平均为城市绿色发展效率带来5.95%的提升，在缓解内生性问题和进行多项稳健性检验后，这一结论依然成立。从动态效应上看，高铁对城市绿色发展效率的拉动呈逐年上升的趋势。（2）机制分析表明，高铁开通凭借创新效应、结构效应与配置效应提升了城市绿色发展效率，其中创新效应带来的影响最为有效，而结构效应的影响较弱。（3）异质性研究发现，高铁开通对城市绿色发展效率的拉动作用在东部地区和大中型城市中更为显著。（4）基于地理圈层的扩展分析表明，高铁开通对不同圈层内城市绿色发展效率的促进效应呈“倒U”型变化趋势，且在距离中心城市200 km处达到最大。
本文研究结论蕴含如下政策建议：第一，地方政府应充分利用高铁带来的信息技术外溢、产业结构升级与资源配置优势，把握发展机遇，加速地区间创新合作与科技成果转化，推进企业环保技术普及与清洁生产。此外，以绿色发展为导向，积极推动服务业发展，促进产业转型升级。与此同时，政府应逐步破除人才流动在户籍、住房等方面的制度障碍，促进生产要素的自由流动，提高资源配置效率。第二，要逐步改善高铁网络在“东部相对密集，中西部相对稀疏”的特征现状，加强中西部高铁建设，推进区域协调发展。完善中小型城市基础设施，因地制宜地进行高铁规划，推进高铁建设，警惕因“虹吸效应”所带来的对中小型城市绿色发展的负面效应。第三，积极融入高铁“辐射圈”，充分利用中心城市对周边城市的正向扩散效应，加强软硬环境建设，发挥“1小时经济圈”对城市绿色发展效率提升的积极意义。
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