一、引言

自2008年修编《中长期铁路网规划》实施以来，我国高速铁路建设迅猛发展，取得了举世瞩目的成绩。截止至2017年底，中国运营高铁里程达2.5万公里，“四纵四横”高铁网络基本实现高铁运营，且里程约占世界高铁总里程的60%以上，成为世界上唯一高铁成网运行的国家，同时还是世界上拥有动车组列车最多、高铁在建规模最大、高铁运行最高效的国家。高速铁路网基本连接省会城市和其他50万人口以上大中城市，实现相邻大中城市间1~4小时交通圈，城市群内0.5~2小时交通圈，进一步实现客运换乘“零距离”、物流衔接“无缝化”、运输服务“一体化”的长期目标。随着我国全面进入“高铁时代”，高铁将深刻影响我国区域经济发展格局和产业结构优化升级。

改革开放以来，依托丰富的资源禀赋及劳动力优势，以劳动密集型产业为主的粗放型发展模式加速了国家工业化进程，但由于初期东部优先发展策略的实施，我国地区发展不平衡问题依然凸显。尤其在2008年金融危机后，国际经济形势低迷，人口红利带来的劳动力成本优势逐渐丧失，要素资源和生态环境的约束日益导致大量劳动密集型加工企业搬迁，过去我国以要素投入为主的外向型、粗放型经济增长方式已经难以为继，我国经济结构转型升级迫在眉睫。而受之于诸多产业自主创新能力不足、产业布局过于分散及产能过剩等严重问题，目前我国产业结构转型升级的速度和质量还远远不足。中共十八届三中全会提出要发挥“市场在资源配置中的决定性作用”，通过市场竞争的高效调节来实现资源配置的帕累托最优。然而，由于垄断、外部性等市场失灵的存在，这导致我国要素资源的初始分布存在严重行业间、地区间的错配问题(韩剑、郑秋玲，2014)。而高铁建设大大缩小了地区间的时空距离，必然对我国地区资源要素结构重构及经济时空格局产生重要影响，借此契机为地区产业结构升级创造有利条件。

鉴于此，本文从资源再配置视角采用“反事实”框架下的双重差分方法探讨高铁建设对地区产业结构升级的影响及作用机制。本文发现：①高铁建设显著加快了东、中部地区产业结构高度化进程，而对西部地区无明显影响；②通过“反事实”检验、平行趋势检验、PSM-DID、替换样本及替换变量等稳健性检验发现，基准结果依然稳健；③进一步从资源再配置视角检验高铁建设影响地区产业结构升级的作用机制，研究表明，高铁开通加速了地区劳动力流通和资本积累，并且高铁建设主要通过提升资本和劳动力再配置效应来实现地区产业结构由低级向高级的动态转化。

二、文献综述与理论假说 (一) 文献综述

交通基础设施建设的经济效应向来是经济领域的经典话题(Duranton and Turner, 2012；Javier，1996)。由于目前我国交通基础设施之一的高铁仍处于持续完善阶段，且经济效应尚未完全释放，因此，大部分学者基本认可高铁建设对我国经济增长的正向效应(Peter et al., 2003；陈丰龙等，2018)。具体地，高铁建设直接通过降低成本、促进地区就业及投资，同时加大地区间的空间溢出效应，从而促进地区收入增长。另外，也有部分学者指出，尽管高铁建设通过改进区域可达性加速优势资源向中心城市流动，有利于中心城市经济集聚和产业发展，但这却以牺牲外围地区的利益为代价，从而进一步拉大区域间的贫富差距(Zhang et al., 2010)。从异质性劳动力转移视角看，高铁开通还能缩小城乡收入差距，且随着高铁通达度提升，缩小城乡收入差距的效果越明显(余泳泽、潘妍，2019)。

宏观经济绩效由微观经济行为主体引起，近年来随着Melitz企业异质性理论的兴起，越来越多的学者开始通过宏观经济数据和微观企业数据匹配后研究交通基础设施建设对企业行为的影响(刘秉镰、刘玉海，2011；陈婧等，2019)。不论宏观层面经济增长效应还是微观层面企业行为特征的影响，最终都可以归因于企业或地区间的源配置效率(Hopenhayn，1992)。由于地区经济发展差异引起的空间溢出效应对经济增长发挥着重要作用(潘文卿，2012)，而高铁建设正是强化了空间溢出所带来的经济增长效应，同时高铁建设对经济空间格局的作用也体现在对区域经济发展的结构效应上(王雨飞、倪鹏飞，2016)。一般而言，经济增长和结构效应主要依托地区产业产出水平和产业结构高度化程度，因此，衡量高铁建设能否带来经济增长效应和结构效应双重作用的核心在于高铁建设所引起的产业结构升级效应。显然，产业结构调整与升级的基础是地区所拥有的要素资源(如劳动力、资本)，高铁建设将加速要素资源的跨区流动，进而优化地区资源配置效率、提高地区产业产出效率(Kwang Sik Kim，2000；卞元超等，2018)。

在当前中国资源要素配置效率低下和区域经济发展仍不平衡、不稳定的双重背景下，大规模高铁建设浪潮在释放部分货运资源的同时能否重塑地区要素资源再配置过程，兼顾公平与效率，更好地发挥地区比较优势、实现区域协同发展及产业转型升级，是目前宏观经济领域的一个重要议题。现有研究较为深刻地探讨了高铁建设对区域经济格局及要素资源空间动态配置的影响，但尚且缺乏高铁建设的产业效应及作用机制的研究。而且高铁建设所引起的要素资源再配置效应与产业效应及区域经济发展的内在关联还有待进一步深化。另外，高铁建设在资源配置和产业效应的区域差异性及其内在成因也是研究中不可忽略的部分。基于以上考虑，本文从资源再配置视角探讨了高铁建设对地区产业结构升级的影响及内在机理，并合理解释了引起区域差异性的内在原因。

(二) 理论假说

高铁建设作为一种公共服务，高铁开通可以有效节省出行成本、缩小跨区域时空距离、提升客运效率及加强区域经济联系(Leunig，2006；周玉龙等，2018)，这似乎成为了一种共识。随着我国各地高铁建设的逐年开通及加速成网，这势必形成一种强有力的外部冲击态势，对地区产业结构优化调整的影响必然是多样化且复杂的，尤其在当前经济转型及高质量发展战略背景下的作用将更加凸显。

产业结构升级得益于要素资源的持续积累和高端化进程。而高铁建设可进一步强化区域特征优势，加速要素资源的跨区域流通及思维观念、生活方式的传播。这种要素市场结构的调整为本地产业转型升级创造了初始条件和机遇。就企业而言，由于高铁建设带来社会成本^①的改进，使得企业进行异地投资或跨地建厂成为可能，并提高地区资本结构合理配置及资本投资效率而形成产业集聚效应。就全社会资源配置而言，高铁建设强化了地区间的联动性及时空收敛效应，成为要素自由流动和交易成本下降的重要推动力(邓涛涛、王丹丹，2018)，最终实现要素资源向配置效率更高的地区转移。另外，高铁建设可能带来经济溢出效应，对要素资源的跨地区流通产生乘数效应。一方面，高铁开通后中心地区经济辐射范围扩大可以获得更大市场和经济腹地，随之加速边缘地区要素资源向中心区集聚；另一方面，高铁建设加强边缘区与核心区的经济互动和要素往来，加速中心区新技术、先进管理经验和经营模式等向边缘区扩散。故本文提出：

① 主要包括时间成本、运输成本、交易成本及环境成本。

假说1：高铁开通能够促进地区产业结构由低级向高级的动态转变。

由于各个地区市场化程度和资源禀赋都不尽相同，高铁开通后对其产业结构升级影响必然存在差异性。由于东部地区高速铁路网密度和总里程均远高于中西部地区，高铁开通大大增强东部地区经济辐射范围，加速中西部地区人才、资源等流入东部地区，东部地区则凭借大量要素流入加速现代产业和服务业发展，推进产业结构高度化进程。中部地区高铁建设日益完善且与东部发达地区接壤，更易获取东部地区新技术、先进管理技术等溢出效应，同时中部地区有着更大经济发展潜力，得以承接更多的东部产业转移和技术转移，甚至吸纳东部地区资本、人才回流。更为关键的是，中部地区可以凭借自身优势条件更好的消化吸收高铁开通后带来的各种利好，培育自身现代化产业和淘汰落后产业，实现产业升级换代以加速区域内一体化发展。而西部地区高铁开通前的初始条件及吸收能力远不如中部地区，并且区域内资本、劳动力资源相对匮乏，在无政策扶持前提下，高铁开通后反而会加速劳动力、资本外流，产业结构升级受限，甚至催生区域内经济不平衡发展。故本文提出：

假说2：高铁建设对产业结构升级的影响力度存在区域异质性，东、中部地区城市的净效应要高于西部地区城市。

高铁开通主要通过降低综合成本来整合区域内资源及提升资源利用率，进而加速本地要素资源的集聚及由低级向高级的动态转换，最终实现地区产业结构的高度化进程。由厂商理论可知，加速产业结构优化调整的可跨地区流动的基本要素为资本和劳动力。对于资本而言，资本流通表现出一定的市场化原则，不仅向投资回报率及生产效率更高的中心区集聚，同时还流向具有较高经济发展潜力的次中心区，中心区和次中心区的资本积累加速营造本地更好的融资环境，并提升区域内资本配置效率和对产业结构调整的贡献度。对于劳动力而言，高铁开通降低出行成本，使得跨地区人员往来更频繁、快捷。一方面，劳动者可以在区域内更高效的寻找与自身职业技能匹配的职业，降低区域内摩擦失业；另一方面，市场自由化流通使不同地区层面的劳动力得以与地区产业结构更加匹配。因此，可预期高铁开通后对区域内的资本、劳动力资源进行有效再配置，促进整个地区合理高效利用要素资源，从而实现产业结构由低级向高级转变。

要素资源再配置过程主要通过经济溢出效应、虹吸效应及同城效应这三种效应来实现。首先，依赖于运输成本缩减及便利性增加，高铁城市对沿线非高铁城市形成经济溢出效应，加速资源要素的跨地区流通与积累。其次，高铁沿线中心城市依赖技术、管理经验、经营模式等优势，加速要素资源从高铁沿线边缘城市向中心城市集聚，即“虹吸效应”。最后，高铁开通有利于区域内各分散市场形成更大的一体化市场，区域内各种要素资源得以实现高效无缝对接，如此一来，整个区域内高铁城市都会纳入一体化发展轨道，产生“同城效应”，提高局部区域要素资源的高效配置。因此，本文提出：

假说3：高铁建设通过要素资源再配置效应促进产业结构由低级向高级转变。

三、研究设计 (一) 策略识别

本文主要研究高铁建设对地区产业结构升级的影响效应。假设外生因素基本稳定前提下，高铁开通后，地区产业结构升级主要源于两方面：一是随时间自然增长或经济趋势变动引起的效应，即“时间趋势效应”；二是受高铁开通引发的政策处理效应，即“净政策效应”。我国高铁高通后，自然形成高铁开通城市和非高铁开通城市两个组，这也就符合了准自然实验方法构建实验组和控制组的逻辑事实，而且“反事实”框架下的双重差分法(Difference in Difference)能够有效分离时间趋势效应和政策效应。因此，本文选择DID方法对高铁建设对地区产业结构升级的政策效应进行评估。具体地，将indus stru_i1⁰和indus stru_i1¹分别表示城市i在时间t的高铁开通前、后的产业结构升级指标，HSR_it=1表示城市i在时间t已开通高铁，设定为实验组，HSR_it=0表示城市i在时间t未开通高铁，设定为控制组。那么，高铁开通对地区产业结构升级的影响效应可表示为：

$ E\left\{ {indus_{struit}^1 - indus_{struit}^0\left| {HS{R_{it}} = {\rm{1}}} \right.} \right\} = E\left\{ {indus{\rm{\_}}str{u_{it}}^{\rm{1}}\left| {HS{R_{it}} = {\rm{1}}} \right.} \right\} - E\left\{ {indus{\rm{\_}}str{u_{it}}^{\rm{0}}\left| {HS{R_{it}} = {\rm{1}}} \right.} \right\} $

(1)

鉴于各个地级市高铁开通时间存在先后之分，而标准的DID方法一般要求政策发生点为同一时间，故采用非一致政策节点的“多期双重差分方法”(Bertrand and Mullainathan, 1999)来识别高铁建设的因果效应：

$ indus{\rm{\_}}str{u_{it}} = \alpha + {\beta _1}\left( {cit{y_i} \times pos{t_t}} \right) + \gamma \sum {Contro{l_{it}} + {\delta _i} + {\varphi _t} + {\varepsilon _{it}}} $

(2)

其中，i代表城市，t为时间，indus-stru_it表示地区产业结构升级指标。样本研究时间跨度内高铁开通city取值为1，否则为0。若城市高铁开通的时间为t，则开通之前post取值为0，反之为1。其交互项city_i×post_t的系数β₁表示高铁开通对实验组和控制组的影响差异，即高铁开通的影响净效应。control_it代表影响地区产业结构升级且随时间和城市变动的控制变量，δ_i表示个体固定效应，phi_t为时间效应, ε_it为残差项。

2008年，我国首条高铁—京津城际高铁的开通，标志着我国已进入高铁时代。而后每年都有城市加入高铁城市行列，随着高铁建设的逐年增加，非高铁城市可能受到邻近城市高铁开通的外部性而降低自身高铁建设的影响效应。因此，本文还考察了高铁开通对地区产业结构升级的动态影响效应，构建动态DID模型如下：

$ indus{\rm{\_}}str{u_{it}} = \alpha + \sum\nolimits_{\mu = 2009}^{2016} {{\beta _\mu }\left( {cit{y_i} \times post_t^\mu } \right)} + \gamma \sum {Contro{l_{it}} + {\delta _i} + {\varphi _t} + {\varepsilon _{it}}} $

(3)

(二) 数据及变量说明

数据选择。本文研究数据由《中国城市统计年鉴》、《中国统计年鉴》、中国铁路客户服务网站“12306网站”及相应城市交通管理部门网站整理得到。研究对象为地级市市辖区，由于统计年鉴中个别指标数据缺失，因此，研究采用时间跨度为2000-2016年的非平衡面板数据。数据处理说明：①为确保核心变量样本信息的完备性和估计结果的准确性，剔除核心变量缺失数量大于等于4年的样本，同时样本期内新设立的地级市无法反映出高铁开通前后的信息，因此剔除2012年以来新设立的地级市样本^①。最终得到282个地级市的研究数据。②由于我国第一条高铁开通时间为2008年，为了尽可能体现高铁开通前的样本信息且确保实验组和控制组具有平行趋势性，因此，本文研究的时间跨度为2000-2016年。③本文研究的关键在于对各个地级市高铁开通时间的搜集和识别，我们搜集整理出各地级市高铁车站建设和开通时间、车站数量、通过线路情况、运行速度和线路总里程等数据信息，与邓涛涛、王丹丹(2018)的识别方法略有差异，新开通的高铁路线包括主要包括G字头、D字头和C字头列车^②。高铁开通时间识别规则：若地级市高铁开通时间为上半年(6月30日之前)，则认为为当年高铁开通，若地级市高铁开通时间为下半年(7月1日及以后)，则将下一年作为高铁开通时间(张克中、陶东杰，2016)。

① 据统计，三沙市设立于2012年，海沙市设立于2013年，日喀则市、昌都市设立于2014年，儋州市、林芝市、吐鲁番市设立于2015年，哈密市设立于2016年。由于这些新设立的地级市数据缺失并且无完整的样本期信息，故样本中未包括这8个地级市。

② 2014年1月1日起正式实施的《铁路安全管理条例》中明确规定：高速铁路是指设计开行时速250公里以上(含预留)，并且初期运营时速200公里以上的客运列车专线铁路。

需要说明的是，由资本invest、劳动力labor与高铁变量的交叉项构建的异质性回归，需要构建资本和劳动力的虚拟变量，本文具体的做法如下：由于东部地区的高铁建设和经济发展特征与中西部地区存在较大差异，因此，首先得到东、中、西地区资本和劳动力指标的均值，若地级市资本和劳动力水平高于所在地区均值水平，赋值为1，否则为0。另外，东、中、西部地区省市划分方法按国家统计局网站标准^①划分，根据地级市所属地区划分为东、中、西三个分样本。

① 东、中、西地区依据《中国城市统计年鉴》上的方法进行划分。

变量说明。本文的被解释变量为地区产业结构升级指标Indus stru，产业结构升级衡量的是由低级向高级结构的动态转化过程，对于整体而言，也是经济结构“服务化”程度不断加深的过程。因此，本文采用第三产业与第二产业比值来衡量产业结构高度化(干春晖等，2011；黎绍凯等，2019)。核心解释变量为高铁建设指标，本文通过构建城市和高铁开通时间虚拟变量来衡量。高铁建设的时间虚拟变量反映实验组和控制组在高铁开通前后经济空间结构的变化；城市虚拟变量反映高铁与非高铁城市经济空间变动的差异性；而交互项则反映高铁开通对实验组和控制组的空间影响差异，为研究的关键解释变量。尽管DID可以内部解决部分内生性问题，但为了精准刻画两组样本的空间影响差异，本文还加入控制变量，具体包括：pgdp为地区人均国民生产总值，尽管各城市的主导产业存在诸多差异，但地区经济发展水平仍可体现产业结构升级的生产效率，预期符号为正；socr etail为社会零售总额占GDP比重，预期符号为正；road为人均道路面积，反映地区基础设施建设情况，预期符号为正；govern为政府支出占GDP比重，预期符号为正。为进一步从资源再配置视角分析高铁建设对地区产业结构升级影响的作用机制，本文选取固定资产投资占GDP比重invest来衡量地区资本水平，选取就业人数employ来衡量地区劳动力水平，为消除指标异方差影响，这里对人均GDP、就业人数均进行对数化处理。以上变量的描述统计结果见表 1。

四、实证结果分析 (一) 高铁开通对产业结构升级的整体冲击效应

本文采用双重差分法来检验高铁建设对地区产业结构升级的因果效应，并考察城市高铁开通后的动态影响。表 2报告了高铁开通对产业结构升级影响的DID估计结果。第(1)列为未加入控制变量的DID估计结果，第(2)列为加入相关控制变量后的DID检验结果。第(3)、(4)列分别考察未加入控制变量和加入控制变量后高铁开通对地区产业结构升级的动态影响效应。并均对以上模型的城市固定效应和年份固定效应加以控制，从模型整体拟合效果看，加入控制变量后的拟合效果要明显优于未加入控制变量。

① HSR为核心解释变量，即城市虚拟变量与高铁开通时间虚拟变量的交叉项city_i×post_t，下表统同。

我们重点关注高铁变HSR，即城市虚拟变量与高铁开通时间虚拟变量交互项的系数显著性变化情况。第(1)列和第(2)列高铁变量均在1%置信度水平下显著为正，且加入控制变量后的系数有所降低，表明有效控制了其他外生变量的干扰。具体而言，高铁的开通加速了地区产业结构由低级向高级的优化升级过程，每新增一个高铁城市，平均产业结构升级效应提升6.2%。高速铁路的飞速发展进一步完善了我国的交通运输体系，进而缩短跨地区的出行成本和空间距离，各地区得以发挥自身比较优势，实现要素资源在地区间的优化配置，最终达到产业结构优化升级的预期。从第(3)列和第(4)列高铁建设的动态影响结果看，未加入控制变量时，除2011年外，其他年份的高铁开通对产业结构升级均产生显著正向影响，而加入控制变量后，2010年、2013年、2014年和2015年通过显著性检验，表明高铁开通对仍然对产业结构升级的正向冲击作用明显。值得注意的是，高铁开通后部分年份统计显著性不是很明显。可能原因在于：近几年是我国各个城市高铁开通的高峰期，随着高铁城市的全面普及，高铁开通对地区经济特征因素冲击作用的差异性逐渐降低，使之不再成为影响地区产业结构升级的主要因素。

控制变量方面，人均GDP系数在1%置信水平下显著为负，这与预期符号相反，造成这种现象的原因可能是：目前我国大部分地区制造业仍保持着一定优势，抑或制造业服务化程度并不高，尤其是中西部地区。社会零售销售总额占GDP比重的回归系数显著为正，其结果符合预期，表明社会消费水平提高，有助于改善地区产业结构升级效率，社会零售销售总额比重每提高1个百分点，将提高产业结构比值0.76-0.77个百分点。而人均道路面积与政府支出占GDP比重的系数均在统计意义上不显著。

(二) 高铁建设对地区产业结构升级的差异化影响

以上检验了高铁建设对地区产业结构升级的整体效应，由于各地区交通设施初始禀赋及经济特征千差万别，因此，有必要检验高铁建设的城市区位效应。具体地，将各城市样本分为东中西和省会、非省会城市进行差异化分析。从表 3东、中和西部地区的分样本回归结果，高铁变量在东部和中部地区样本中通过了1%的显著性检验，但在西部地区样本中无显著性影响，这表明高铁开通对东部和中部城市的产业结构优化存在促进作用，对西部地区则不存在这种显著作用。从具体影响系数看，开通高铁对东部产业结构升级的影响系数为0.065，对中部地区的影响系数为0.085，那么高铁开通对中部地区产业结构升级的促进作用高于东部地区其原因何在？究其原因，尽管改革开放后东部地区率先发展起来并逐渐成为我国经济核心区，但近些年中部地区发展迅猛且与东部地区经济差距逐渐缩小，人才回流潮和高资本吸引能力造成东部地区对中部地区“虹吸效应”减弱，相对延缓了东部地区产业结构升级步伐。而高铁开通反而加快东部地区的经济“溢出效应”，这就意味着中部地区可从东部地区获得更多“溢出效应”来促进自身产业结构优化调整。当“虹吸效应”小于“溢出效应”时，高铁开通对中部地区产业结构升级的促进作用则大于东部地区。

通过省会城市和非省会城市分样本的回归结果，发现高铁开通对省会城市和非省会城市产业结构升级都存在显著促进作用，但是对省会城市产业结构升级的促进作用要明显高于非省会城市。一般而言，作为一省或区域中心城市，省会城市对区域内人才、资本颇具吸引力，高铁的开通更是加剧了人才、资本等生产要素向中心城市的流动，省会城市依托这些要素资源促进自身产业结构优化升级，而非省会城市由于要素资源流失导致产业结构优化升级放缓，但不可忽略的是，高铁开通也能促进省会城市与非省会城市经济交流、人员往来、信息传递、技术扩散等，这又一定程度“反哺”非省会城市产业结构优化升级，只是以中心城市要素资源吸纳效应促进产业结构升级力度高于对非省会省市的“反哺效应”。另外，省会城市一般为高铁建设的核心站点，更可能是多条高铁路线的交汇点，非省会城市只是高铁建设沿线的途径站点，省会城市的交通便利性和可达性都优于非省会城市，且有时出于政策倾斜和政治考量，省会城市可获得更多政府、社会支持集中全省力量优先发展产业结构优化升级。

(三) 稳健性检验

为检验双重差分回归结果的可靠性，本文还进一步做稳健性检验，具体包括：(1)“反事实”检验。为确保地区产业结构升级的净效应是由高铁建设的冲击作用，而非其他政策波动抑或时间趋势的影响，将基于“反事实”的框架来评估高铁开通和未开通这两种情况下地区产业结构升级的变化，具体将城市高铁开通的实际时间提前3年，选择提前3年的理由在于：高铁开通前两年可能存在预期效应而引起地区要素资源市场及经济结构的波动。若高铁开通时间提前3年后高铁变量的系数不显著，则认为双重差分估计量是无偏的。(2)平行趋势检验。在高铁开通前实验组和控制组没有明显差异，具有相同的变化趋势，即高铁开通前高铁变量的回归系数不显著，而高铁开通后高铁变量的系数具有显著性，则认为DID估计结果是可信的。(3)PSM-DID检验。由于城市间的经济特征在时间和空间上存在诸多异质性，采用“非高铁城市”作为控制组可能存在样本选择偏误，因此，本文借鉴以Heckman为代表发展起来的倾向得分匹配法(PSM)，选取一批各方面特征与实验组“尽可能相似”的“非高铁城市”作为控制组，再结合DID方法来共同解决样本选择偏差和内生性问题。(4)替换样本检验。由于有的省份城市属于偏远地区且样本期内未开通高铁，若将较偏远城市(高铁为开通)纳入控制组，可能进一步加大控制组城市样本间的异质性。因此，本文将剔除部分偏远省份城市具体将归属于青海、西藏、新疆、海南省(自治区)的城市剔除。后的样本继续加以检验。(5)替换变量检验感谢匿名审稿人对此提出的宝贵修改意见。。由于我国地区间工业化进程差异明显，导致各地区产业结构升级过程亦存在较大差距，譬如刚进入工业化的西部地区产业结构升级过程便是第二产业比重不断增加的过程。因此，借鉴蓝庆新、陈超凡(2013)的研究思路，依次对不同产业赋予不同的权重，加权求得各个地区产业结构升级指数，以此作为产业结构高度化的替换指标进行稳健性检验。具体计算公式为:$du{s_ - }stru1 = \sum\nolimits_{n = 1}^3 {{s_n}} \times n$，其中S_n表示第n产业比重。

表 4报告了各个稳健性检验的DID回归结果，从第(1)列的“反事实”检验看出，高铁开通时间提前3年的高铁变量HSR3不显著，构造虚假高铁开通时间后高铁变量对地区产业结构升级无明显影响，表明产业结构升级的净效应的确源于高铁建设的推动作用。第(2)列的平行趋势检验进一步验证了结果的一致性，通过比较开通前1、2和3年以及开通后的1、2和3年，开通前3年的高铁变量都不显著，开通后3年的高铁变量均通过显著性检验，表明高铁建设的确能够加快推进地区产业结构高度化进度。第(3)为PSM-DID回归结果，显然，高铁变量HSR在置信度1%的显著性检验，其回归系数与基准DID结果没有太大差异，但拟合度有所提升，表明对样本城市进行匹配后，有效提升了估计准确性，且开通高速铁路的城市显著促进产业结构优化。第(4)列为替换样本检验结果，剔除偏远省份城市后，高铁变量的系数回归依然显著，再一次得到了同样的结果。而且高铁变量的回归系数要明显高于基准DID回归结果，表明剔除偏远城市后，其估计结果更加准确。第(5)列为替换变量检验结果，发现HSR系数依然显著，表明高铁建设不仅有利于地区产业重心由第一产业向第二、三产业转移，同时也能够促进地区产业结构比例的合理化进程。

① 由于版面原因，控制变量的统计量未在表中展示，下表统同。

五、机制检验：高铁建设的资源再配置效应

上述实证从多维度探讨了高铁建设对产业结构升级的因果效应，结论是显著的且存在区域差异性。但地区高铁的开通对于地区消费结构、要素流动、政策实施等的影响都是错综复杂的，不禁会问，高铁建设影响地区产业结构升级的作用机制是什么？本文认为，高铁建设主要通过资源再配置效应来实现地区产业转型升级，即“高铁建设-资源再配置-产业结构升级”的机制路径。由微观厂商理论可知，资本和劳动力是提升生产效率及企业广延边际的核心要素，要素资源在企业层面的累积效应直接诱发产业的高端化发展。从微笑曲线价值链视角看，要素资源的集聚和由低级向高级的动态转变使得产业附加值向微笑曲线两端移动。朱卫平、陈林(2011)则直接将产业升级的内涵定义为：要素资源由低级向高级的动态转变引发产品质量升级、产业技术提升及由低向高的产业结构动态过程。以上种种观点都表明：地区产业结构升级最终归因于要素资源的累积效应及由低向高的动态转变过程。例如，东部沿海发达地区的产业结构高度化程度相对于中西部地区要明显占优势，主要归功于高端技术人才、雄厚的资本投资以及高新技术水平。由于要素资源可以跨地区自由流动和交易，一旦受到外部冲击，地区要素资源的初始禀赋发生改变，使之全局的资源要素得以重新配置。正因为如此，高铁建设这一外部冲击势必造成我国要素资源跨地区的再配置，本文对高铁建设的资源配置直接效应和资源再配置效应进行机制检验。

(一) 高铁建设对要素资源配置的直接效应

由于高铁建设主要缩小了地区间的空间距离，并加速要素资源在地区间的自由流动，而劳动力及资本是地区产业结构升级的源动力。因此，本文考察高铁建设是否通过促进地区资源要素的动态积累和路径依赖来提升产业结构升级，并构建高铁建设对劳动力流动和资本积累影响的直接效应模型：

$ rep\_var{i_{it}} = \alpha + {\beta _1}\left( {cit{y_i} \times pos{t_t}} \right) + \gamma \sum {Contro{l_{it}}} + {\delta _i} + {\varphi _t} + {\varepsilon _{it}} $

(4)

其中，rep_vari_it代表地区劳动力和资本动态积累状况，分别采用地区就业人数和固定资产投资占GDP比重的增长率衡量。为进一步检验地区劳动力和资本积累的传导依赖作用，将资本、劳动力与高铁变量的交叉项引入模型，并构建异质性双重差分模型：

$ indus{\rm{\_}}str{u_{it}} = \alpha + {\beta _1}\left( {cit{y_i} \times pos{t_t} \times capita{l_{it}}} \right) + \gamma \sum {Contro{l_{it}}} + {\delta _i} + {\varphi _t} + {\varepsilon _{it}} $

(5)

$ indus{\rm{\_}}str{u_{it}} = \alpha + {\beta _1}\left( {cit{y_i} \times pos{t_t} \times labo{r_{it}}} \right) + \gamma \sum {Contro{l_{it}}} + {\delta _i} + {\varphi _t} + {\varepsilon _{it}} $

(6)

表 5报告了地区要素资源动态积累的直接效应与调节机制检验结果，第(1)、(2)列为高铁建设对要素资源动态积累的全样本直接效应。结果发现，高铁变量HSR的回归系数显著为正，表明高铁开通前后地区要素资源的动态增长发生明显变化，换言之，高铁开通有效促进地区吸引更多资本及加速资本流通，从而实现要素资源在地区间的合理配置，并最终实现产业结构优化升级。第(3)-(5)为异质性DID回归检验结果。结果发现，资本与高铁变量的交互项HSR×invest和劳动力与高铁变量的交互项HSR×empoly均通过了置信度水平1%的显著性检验，表明高铁开通能够通过劳动力流通、资本积累实现地区产业结构升级，要素资源的调节作用实现了地区在高铁开通后产业结构由低级向高级的动态转变，进一步验证了高铁建设促进地区产业结构升级的资源配置依赖作用。

(二) 高铁建设的资源再配置效应^①

① 感谢匿名审稿专家对此提出的宝贵修改意见，作者通过测算资本和劳动力再配置效率来检验其在高铁建设对地区产业升级效应中的中介效应。

通过上述实证结果发现，高铁建设有利于要素资源的跨地区流动，但是高铁建设是否通过资源再配置效应促进地区产业结构升级及地区之间的资源再配置效应是否存在差异性，这些结论还不得而知。因此，仍需进一步详细考察高铁建设对地区要素资源的再配置效应。本文以新古典模型为基本框架，借鉴Caselli et al.(2005)及Hsieh and Moretti(2018)对要素资源配置效率的测算方法，假设每个部门均可用柯布-道格拉斯生产函数表示：

$ Y = \sum {{{\left( {{\alpha _i}X_i^\beta Z_i^{\beta - 1}} \right)}^{{N_i}}}} L_i^\beta K_i^{\beta - 1} $

(7)

其中，Y_i表示地区i的GDP，X_i、Z_i分别为地区i的劳动力份额和资本存量份额，N_i表示地区i_zz占全国GDP份额，L_i和K_i分别代表地区i的劳动力数量和资本存量，β表示劳动力产出弹性。根据钱纳里的观点，一国GDP的增长可被分解为劳动力增长、资本积累及全要素生产率。因此，进一步得到地区的劳动力再配置效应和资本再配置效应：

$ reconfig_i^L = \beta {N_i}\left( {\frac{{d{X_i}}}{{{X_i}}}} \right) $

(8)

$ reconfig_i^K = \left( {1 - \beta } \right){N_i}\left( {\frac{{d{Z_i}}}{{{Z_i}}}} \right) $

(9)

从上述表达式可以看出，测算要素资源再配置效应的关键在于求得劳动力产出弹性、资本产出弹性和资本存量。其中，劳动力和资本的产出弹性通过双对数生产函数Y对劳动力数量和资本存量的回归系数获取；地区资本存量通过永续盘存法计算得到。

在测算各个地区要素资源再配置效应后，本文通过构建中介效应模型进一步检验高铁建设是否通过资源再配置效应促进地区产业结构升级，具体模型设定如下：

$ reconfi{g_{it}} = \alpha + {\beta _1}\left( {cit{y_i} \times pos{t_t}} \right) + \gamma \sum {Contro{l_{it}}} + {\delta _i} + {\varphi _t} + {\varepsilon _{it}} $

(10)

$ indus{\rm{\_}}str{u_{it}} = \alpha + {\beta _1}\left( {cit{y_i} \times pos{t_t}} \right) + reConfi{g_{it}} + \gamma \sum {contro{l_{it}}} + {\delta _i} + {\varphi _t} + {\varepsilon _{it}} $

(11)

其中，reconfig代表各地区劳动力和资本存量的再配置效应，模型中其他变量与式(1)定义一致。

表 6报告了基于中介效应的劳动力再配置效应检验结果。第(1)列为式(11)的回归结果，结果表明高铁建设对劳动力再配置产生显著正向影响，第(2)列为引入劳动力再配置效应和交互项的产业结构升级中介检验结果，结果发现，高铁变量HSR不显著，而reconfig和reconfig×HSR的系数均显著为正，这就说明高铁建设通过加速劳动力再配置实现了产业结构高度化进程。从分地区检验结果看，通过第(3)、(5)、(7)列结果发现，东、中部地区的系数显著为正，西部地区的系数显著为负，这说明高铁开通使得东、中部地区劳动力再配置效率增强，西部地区劳动力再配置效率降低。其原因在于东、中部地区通过产业转移和经济联动性带动区域间劳动力流动，加速了东、中部地区产业发展与劳动力结构的高度匹配，而西部地区则受地理位置和经济发展的双重作用，劳动力在区域间和产业内的配置效率相对较低。第(4)、(6)、(8)列的回归结果显示，当我们同时将高铁变量HSR、劳动力再配置效率reconfig与reconfig×HSR这一交互项引入模型中，东、中、西部地区样本HSR的系数均不显著，而reconfig的显著为正，这表明高铁建设的确是通过劳动力再配置这一中介变量加快地区产业结构优化升级。同时，东、中部地区交互项的系数显著为正，西部地区交互项系数显著为负，这说明高铁开通后，东、中部地区劳动力再配置效率越高，其产业结构升级效应也越明显，西部地区则需要依赖于政策扶持或市场优惠手段等提升地区劳动力再配置效率，从而实现劳动力再配置对产业结构升级的正向作用。

表 7进一步报告了基于中介效应的资本再配置效应检验结果。从全样本的检验结果看，第(1)列中高铁变量HSR的系数显著为正，第(2)列中资本再配置效应reconfig的系数显著为正，而HSR的系数并不显著，即表明高铁建设加速地区投资资本结构重建，有效提升资本配置效率，以次促进地区产业结构高度化升级。从分地区样本结果看，由第(3)、(5)、(7)列的结果显示，高铁变量HSR的系数均显著为正，表明高铁开通显著促进了地区资本再配置效率，并且东部地区的资本再配置效率明显高于中、西部地区。换言之，高铁建设加速资本向中西部地区积累，弱化了西部地区的资本投资力度。而再将资本再配置效率reconfig作为解释变量引入模型，并引入交互项reconfig×HSR后，由第(4)、(6)、(8)列结果显示，HSR的系数均不显著，而东、西部地区reconfig的系数显著为正，这就证明高铁建设的确是通过改善资本再配置效率来推动地区产业结构的高度化升级。另外，东、中、西部地区的交互项系数均显著为正，但西部地区的影响效应远远低于东、中部地区，这说明高铁开通后，资本再配置效率越高的地区，产业结构升级效应也越快。资本积累是地区产业发展及产业结构升级的重要基础，显然，高铁开通促进了地区资本流动和再配置效率，但也需防范由此引发我国投资资本空间分布的两极分化，通过政策扶持与市场激励双管齐下，促进地区产业结构升级的合理化进程和资本在区域间的合理配置。

通过中介效应模型发现，高铁建设主要通过资本和劳动力再配置效应来实现地区产业结构由低级向高级的动态转化。与此同时，劳动力和资本再配置效率存在明显的区域差异性。东、中部地区劳动力和资本再配置效率显著高于西部地区，具有潜在的“俱乐部收敛”特征。彭国华(2015)研究发现，中国存在大量新技术密集型劳动力向东部地区转移、劳动密集型劳动力向中西部地区转移的现象，而本文也证实了高铁建设亦能加速这一劳动力跨地区转移的“马太效应”现象。另外，从资本的空间再配置效应看，我国资本流动的空间演化的确存在着“卢卡斯悖论”现象，即东部地区是资本流向的主要目的地，而中西部地区是主要的资本输出地。

六、结论与政策启示

本文从资源再配置视角梳理了高铁建设与产业结构高度化进程的逻辑关系和机制路径，并采用2000-2016年的地级市辖区数据构建双重差分方法(DID)实证研究了高铁建设对地区产业结构升级的影响效应和机制检验。得出如下几点结论：

(1) 基准DID回归结果发现，高铁开通确实有利于地区产业结构升级，但分样本异质性分析表明，高铁建设有利于东、中部地区产业结构升级，而对西部地区作用不明显。再对比高铁开通对东中部地区产业结构升级的作用大小，发现高铁开通后对“边缘区”中部地区产业升级正向影响作用更大，这可能是高铁开通后“中心区”东部地区的“虹吸效应”低于“边缘区”中部地区获得的“溢出效应”，这也与中、东部地区选择发展战略产业密切相关。

(2) 为验证基准结果的可靠性，本文进一步做了相关稳健性检验。首先，“反事实”检验表明高铁开通时间提前3年的高铁变量对地区产业结构升级无显著影响，平行趋势检验表明高铁开通前的高铁变量不显著，而高铁开通后则显著为正，以上检验证实了DID策略识别的有效性和基准结果的可靠性。其次，为避免控制组存在样本选择偏误，本文通过PSM-DID方法发现，基准结果依然稳健。最后，考虑到部分地级市样本之间可能存在较大的异质性特征，对全样本进行有效筛选后的回归结果与基准结果保持一致。与此同时，考虑到各地区产业结构升级过程亦存在较大差距，对产业结构升级指标进行替换变量检验，发现DID回归结果仍然验证了高铁建设对产业结构升级的促进作用。

(3) 本文还从资源再配置视角对高铁建设影响地区产业结构升级的机制进行探讨。从要素资源动态积累的直接效应与调节作用看，高铁开通的确加速了地区劳动力流通和资本积累，并且要素资源的调节作用实现了地区在高铁开通后产业结构由低级向高级的动态转变。通过中介效应模型检验高铁建设的资源再配置效应发现，高铁建设主要通过资本和劳动力再配置效应来实现地区产业结构由低级向高级的动态转化。并且劳动力和资本再配置效率存在明显的区域差异性，即东、中部地区劳动力和资本再配置效率显著高于西部地区，具有潜在的“俱乐部收敛”特征。

高铁建设今后依旧是我国交通基础设施建设的重头戏，国家还会继续在高铁建设上投入大量人力物力。产业结构的高度化与合理化是地区经济可持续高质量发展的基础，尤其是当下我国经济进入高质量发展阶段，这就需要依托于创新机制、战略部署及要素资源的合理配置，如何做好产业结构转型升级仍是各地区都要面临并亟待解决的问题。结合本文研究结论现提出以下几点政策建议：

第一，加快完善国内高速铁路网建设，尤其对西部地区高速铁路网建设。通过完善高速铁路网来强化城市间经济连通性，更好地发挥高铁媒介作用。这就有利于东部地区的经济溢出效应高效快速的扩散到中、西部地区，从而改变西部地区落后的管理经营理念和淘汰落后生产方式。第二，政府合理引导地区要素资源的合理配置，防止中心区产生的“虹吸效应”过大。高铁的开通可加快要素资源的跨地区流通，但由于中心区的“虹吸效应”增强，导致大量的要素资源从边缘区聚集到中心区，反而会抑制边缘区产业结构的高级化及合理化进程，甚至进一步加剧地区间的非平衡化发展。因此，各地方政府应结合自身产业发展比较优势，出台相关政策对要素资源进行适当引流。第三，各地区应抓住高铁这一有利契机积极调整自身结构增强经济发展后劲。中心区城市要借助高铁开通吸引大量要素资源集聚，凭借要素资源优势率先发展服务业和现代化产业实现产业结构高度化合理化，以此保持经济发展中的领头羊地位，而边缘区也需要借机加快吸收消化来自东部地区的新技术、先进管理经验及经营模式，并承接好东部地区的产业转移，以此淘汰自身落后产业和加速产业升级换代。