贺韶伶，段凤华，曾祥鹏

(湖南医药学院 医学人文与信息管理学院 西部陆海新通道湘西发展战略研究创新基地，湖南 怀化 418000)

1 引言

高铁开通改变了沿线城市的交通可达性，使相邻城市产生“时空压缩”效应。目前全国各城市的综合交通运输体系规划都提出了具体目标与指标，规划目标也在落实推进中，如根据《湖南省“十四五”现代化综合交通运输体系发展规划》，全省至2025年基本形成内畅外联、城乡一体、治理先进、协同高效的交通发展新格局，全面实现“市市通高铁”。由于多数欠发达小城市尚未开通高铁或正处在建设开通初期，小城市产业结构发展受高铁开通影响更具不确定性，如何从理论和实证两个维度深入分析高铁开通对欠发达小城市产业结构的影响具有较强的理论和实际意义。

不少学者从多角度针对高铁开通对城市产业结构的影响开展研究也取得一定成果，包括高铁开通对大城市内或区域(地区)、城市间或沿线城市及城市内与城市间，研究方法集中在计量经济学方法、回归分析、灰色预测等。在研究高铁开通对大城市内或区域(地区)内的产业结构影响方面，刘勇政(2017)运用2000—2013年280个地级市的面板数据和双重差分方法，实证检验了高铁开通对城市经济增长的影响，研究结果表明城市高铁开通会显着降低第二产业占比，提升第三产业占比，从而促进产业转型升级[1]。徐海东(2019)采用PSM-DID法研究高铁开通对城市产业结构转型升级以及各产业的就业-产业耦合协调度的影响，进一步指出高铁的运营能显着提升第三产业就业-产业的耦合协调度[2]。Garmendia等(2012)从高铁站点、可达范围角度对中国和美国的高铁进行了对比，发现高铁可以改变城市内产业的空间布局，形成以高铁站点为核心的区域经济增长极[3]。蒋华雄等(2017)运用社会网络分析方法和空间计量模型，实证检验了高铁网络对区域产业结构升级的影响[4]。在研究高铁开通对城市间或沿线城市产业结构的影响方面，邓慧慧等(2020)将高铁途经城市的站点开通视为一个准自然实验，采用多期双重差分方法实证检验了交通基础设施改善对产业结构升级的影响及作用机制，并深入探讨高铁开通对城市间产业结构升级的影响[5]。Hall等(2011)[6]和李建(2011)[7]则用实例论证了高铁的开通使先进技术从发达地区溢向欠发达地区，促进了流出地和流入地的第一产业、第二产业比重变化，优化了流出地和流入地的产业结构。黄振宇、吴立春(2020)以京沪高铁为例，基于空间经济学理论分析了京沪高铁对其沿线区域经济增长的影响，指出高铁网络的发展使得一线城市的第二产业明显向沿线二三线城市溢出[8]。Qin(2014)使用双重差分模型分别评估了 2004 年和 2007 年铁路升级与高铁开通对沿线城市的经济增长影响。在研究高铁开通对城市内和沿线城市间的产业结构影响方面[9]，Shao等(2017)研究发现，高铁的开通可以吸引更多的人员就业和企业投资，有利于提升区域的市场潜力[10]。孙娜(2020)使用列车数作为高铁建设与运营的量化指标，结合城市层面的其他数据和随机森林方法实现效益评估与机理检验，结果表明高铁开通对加速产业结构调整具有重要意义[11]。但高铁开通对中小城市会产生利弊两方面影响，Jiang等(2017)[12]和Jiao等(2014)[13]研究认为，高铁开通在长期内对地区产业结构产生深远影响，具有重塑区域和城市空间结构的效果。此外，何天祥(2020)[14]和Vickerman等[15]认为，高铁在促进中心城市发展的同时，也可能阻碍边缘城市的发展，即使大城市受益而小城市受到损失。

截至目前，既有研究在高铁开通对城市产业结构影响方面大多集中在经济发达的大城市或区域沿线城市，以往研究存在以下不足：一是鲜见对小城市尤其是欠发达城市的县市研究，而我国欠发达小城市数量众多且大多未开通高铁，我国高铁在欠发达小城市也正在建设或规划设计中；二是未从实际统计数据方面定量挖掘高铁对欠发达小城市产业结构的具体影响，缺少影响产生的内在机理分析；三是以往研究多使用传统灰色预测模型，传统灰色预测模型存在精度不高等方面的局限性。文章针对以上不足，从相关统计数据中挖掘高铁对欠发达小城市产业结构的内在影响，拟构建含参对数函数-线性函数变换的灰色预测模型预测“有无”高铁时产业结构发展，对比分析产业结构受高铁开通的影响，最终利用Granger模型实证分析高铁开通对新晃县各行业的影响。

2 高铁开通对新晃县产业结构转型升级的影响

新晃县地处湖南最西部，在贵阳市至长沙市走廊上，被贵州省三面包围，区位优势明显，县城至怀化市直线距离约80千米，至铜仁市直线距离约35千米，拥有人口27万，其中侗族占全县人口的80.13%。新晃西高铁站至新晃县中心约5千米，自2014年12月16日高铁客运新晃西站投入使用后，新晃县正式迈入高铁时代。目前，沪昆高铁线路有22趟在新晃县穿境而过，其中东西方向为主，共有21车次。

2.1 高铁开通对新晃县产业结构发展情况分析

2019年新晃高铁货物发货量646125吨，同比2015年增长143.07%；高铁货物到达量488628吨，同比2015年增长25.53%；高铁年旅客发送量313931人，同比2015年增长27.68%，高铁2019年日均发送旅客860人。同时，根据政府网站信息，新晃县在2014—2020年未接受任何省市关于产业结构方向的政策扶持，同时新晃县需求与供给结构、技术创新及资本流动、制度因素都相对稳定，故可忽略非交通设施因素对新晃产业结构的影响。

对新晃产业结构的演变，文章以湖南省未开通高铁的沅陵县为比较对象，分析高铁开通对新晃县产业结构的影响。

2.1.1 新晃县历年三大产业增加值变化趋势分析

以2014年新晃县高铁开通为节点，将2010年至2014年划分一个阶段年，2015年至2020年为另一阶段年，第一产业在2010年至2014年增长缓慢，第二及第三产业在2010年至2014年稳步增长，增长幅度较小，在这个阶段三大产业结构和层次总体平稳。第二产业在2015年至2020年出现波动和反复增减的情况，第三产业在2015—2018年以一定幅度稳定增长，在2018年至2019年产业增加值徒增，之后受疫情影响保持平稳。第一产业在2014年增长幅度突然变大后于2015—2018年保持平稳，在2018年后以一定幅度保持稳定增长。新晃县产业发展稳步向前，高铁开通使得第三产业发展迅猛，产业结构变动较大。进一步注意相关城镇人口及乡村人口变化发展趋势，发现可能是高铁开通致使小城市内的乡村的人口、技术、服务在内部发生转移，高铁开通对新晃县乡村具有虹吸作用，造成城镇化率不断提高进而影响整个城市的产业结构变迁。

湖南省沅陵县2010—2020年三大产业产值及GDP增速变化趋势显示，沅陵县第一产业增加值以缓慢幅度保持增长，第二产业出现反复增减波动的复杂情况与趋势，第三产业也维持一定幅度持续增长，直至2018年才开始增长较快，两县第一产业及第二产业在2014年后变化趋势开始出现不同，第三产业变化趋势2015—2016年开始发展显着不同。比较沅陵县与新晃县2010—2020年GDP增速，可以发现2011—2014年两县GDP增速相近，在2014年后新晃县GDP增速比沅陵县高。因此，高铁开通能有效推动新晃县经济发展，促进产业结构调整与优化。

2.1.2 新晃县历年产业结构变化

2010—2020年新晃县三大产业结构从“二三一”型发展成“三二一”型，产业结构持续优化。2010年，新晃县三次产业结构为14.41∶48.47∶37.12；2014年高铁刚开通时，三次产业结构为14.0∶51.4∶34.5；2015年高铁开通运营一年后，三次产业结构为14.1∶51∶34.9；2019年高铁开通运营五年后，三次产业结构为14.4∶28.0∶57.6(2020年受新冠肺炎疫情影响，稍微下降至54.3%)，在2015年后二三产业产业结构调整较快，第三产业占GDP比重逐年上升，较一二产业有更好的发展。2018年，新晃县第三产业的占比成功超过第二产业的占比，一跃成为新晃县经济发展的主导产业，新晃产业优化提升取得重大突破。

同时，2018—2019年，新晃县产业结构相比高铁开通初期已有较大不同，影响效应逐年加强，即高铁开通对新晃县产业结构的影响随着通车时间推移显得更加稳定。

目前新晃县 “三二一”产业结构属于高级的产业结构类型，是一种合理且先进的产业发展态势，新晃县 “三二一”产业结构形态将会持续保持与发展。

2.1.3 产业结构对经济增长的影响

运用有无对比法可知，2014 年未开通高铁时三大产业增加值贡献率分别为16%、43%、42%，2015 年沪昆高铁开通时对第一二三产业增加值贡献率分别为13%、33%、55%。

由此可见，高铁开通对新晃县产业发展起到重要作用。其中，高铁对第一产业贡献率相对较低，农业发展受交通的影响较小；第二产业贡献率在 2015 年后受到高铁开通影响，波动频繁；高铁对第三产业的推动明显，贡献率逐年上升。高铁开通使得第三产业对经济贡献率达到较高的水平，第三产业成为拉动经济增长的主要增长极，产业结构变动促进了经济增长。

2.2 高铁开通对新晃县产业结构转型升级的影响机理

高铁开通影响城市产业结构的过程和机理是循序渐进和复杂的，其影响程度随着营运的成熟与深入也日渐深远。

首先，高铁开通压缩城市间的时空距离。高铁开通后从长沙至怀化的铁路时空距离从约七个小时缩短至一个半小时。

其次，高铁开通促进了市场资源的优化配置。一是高铁开通加速了人才流动，大量务工人员和人才返乡创业带动就业；二是高铁开通使先进的技术从发达地区溢出流向欠发达地区；三是技术又带动资本流入，提升区域市场潜力，如2020年新晃县规模以上工业企业户数达42户，比2014年增加了8户，产值增加了近三亿元。当这些现象与措施共同发挥作用时，将会使得欠发达小城市产生规模经济效应、集聚效应等。

3 高铁开通对新晃县产业结构影响的实证检验

依据高铁开通前后五年新晃县相关产业数据，以含参对数函数-线性函数变换的灰色预测模型对比预测高铁开通前后经济增长和产业结构。

3.1 模型预测

考虑研究对象的特殊性及数据样本量小的特点，缺乏一个条件基本相似的对照组和处理组，文章使用“有无对比法”进行分析，此时灰色预测模型具有较好适用性，文章构建一种含参对数函数-线性函数变换的灰色预测模型来预测高铁开通对新晃县产业结构的影响，以克服灰色预测模型预测精度不够的缺点。

灰色系统建模的关键之一是如何处理原始数据序列，提高建模数据序列的光滑度才可提升模型有效性及实用性。因此文章使用含参对数函数-线性函数变换提高序列光滑度的方法对原始序列作数据处理，从而构建含参对数函数-线性函数变换的灰色预测模型。

(1)

(2)

(3)

(4)

上文即文章所构建的含参线性函数-对数函数变换灰色模型的预测公式。

3.1.1 高铁开通对新晃县经济增长的含参对数函数-线性函数变换的灰色模型预测分析

以表1中2010—2014年新晃县的经济增长率为基础数据，利用构建的含参对数函数-线性函数变换的灰色预测模型预测2015—2020年“高铁未开通”情况下的经济增长情况，预测结果见表2。

表1 2010—2014 年新晃县经济增长率

表2 新晃县经济增长率含参对数函数-线性函数变换的灰色预测法结果

结合表1和表2可得：“高铁未开通(预测)”的经济增长率呈现下降的趋势且低于7%，而“高铁开通(实际)”的经济增长率在高铁开通后的五年一直保持8%左右的高速增长，这充分证实了其巨大优势，说明高铁开通显着拉动了新晃县的经济增长。

3.1.2 高铁开通对新晃县产业结构的含参对数函数-线性函数变换的灰色模型预测分析

为进一步定量分析高铁开通对产业结构的影响，采用产业结构层次系数θ来衡量地区产业结构水平，计算公式如式(4)所示。

θ=1a+2b+3c

(5)

其中，a、b、c表示第一、第二、第三产业比重，1≤θ≤3，θ指数越大，该地区第二产业、第三产业所占的比例越高，产业结构优化程度更高。

根据式(5)，计算出2010—2020年的θ指标值，结果见表3。可知新晃县的θ值在2010—2014年维持稳定，而2015年(高铁开通首年)后θ值不断上升，即产业结构优化水平持续大幅增加，影响效果在开通初期微小，随着高铁开通时间推移变得显着和稳定，影响呈现出“升级滞后”效应，其促进作用总体上呈现上升后又平稳的态势。

表3 新晃县θ指标值

利用式(1)至式(4)预测新晃县开通高铁之后“高铁未开通”情况下θ值，预测结果见表4。

表4 新晃县θ指标值含参对数函数-线性函数变换的灰色预测结果

从表4可得，新晃县在“高铁开通(实际)”情况下的θ值要高于“高铁未开通(预测)”的θ值，产业结构被证实持续优化，高铁开通未使本地优势产业资源外流，未出现不利于产业升级的结果。含参对数函数-线性函数变换的灰色预测模型对GDP和θ预测更为精确和均衡，模型预测精度较高、结果较贴合实际，一定程度上克服了传统灰色模型精度不高、有效性待加强等缺陷。

3.2 高铁开通对新晃县行业影响的Granger因果分析

采用Granger因果关系检验法研究高铁开通对新晃县不同行业的影响，该法基本思想是“过去可以预测现在”。为克服数据中的异方差以及研究变量变化之间的关系，将变量增长率作为研究数据，选取2015—2020年新晃县高铁总产值增长率(GT)、农业总产值增长率(N)、林业总产值增长率(L)、牧业总产值增长率(M)、牛肉休闲食品加工产量增长率(JG)、住宿及餐饮业总产值增长率(ZSCY)和旅游业总产值增长率(LY)七组时间序列作为指标，分别分析高铁开通对农业、林业、牧业、牛肉休闲食品加工业、住宿及餐饮业、旅游业的影响。

由于新晃县仅有一车次普通铁路，其余均为高铁车次，因此用铁路总产值增长率代替高铁总产值增长量。采用EViews10软件进行数据处理与运算，结果见表5。

表5 新晃县各行业增长率 单位：%

3.2.1 单位根检验

由于上述变量样本均为时间序列数据，易产生趋势不平稳现象。通过EViews10软件计算可得 ADF 检验结果，如表6所示，表中N、L和LY的检验结果P值均小于0.05，表示这些变量是平稳的；而GT、M、JG和ZSCY的检验结果P值大于0.05，表示这些变量非平稳，在非平稳的条件下，通过差分对数据进行一阶差分后，检验结果P值均小于0.05，因此GT、M、JG和ZSCY是1阶单整序列。

表6 单位根检验结果

3.2.2 协整检验

运用EG检验法检验N、L、M、JG、ZSCY、LY与GT之间的协整性，分别建立协整模型，并进行残差项平稳性的计算，得到残差项的平稳性检验结果如表7所示。

表7 残差项的平稳性检验结果

从上表可得：在0.05的检验水平下以上P值均大于0.05，表明N、L、M、JG、ZSCY、LY与GT之间不存在协整关系，即它们之间不存在长期稳定的均衡数量关系。

3.2.3 Granger因果检验

Granger因果关系检验是研究两个变量是否存在因果关系的常用方法，依据前文可知，N、L、M、JG、ZSCY、LY与GT之间的Granger因果关系归结为D(N)、D(L)、D(M)、D(JG)、D(ZSCY)、D(LY)与D(GT)之间的Granger因果关系检验，由于D(N)、D(L)、D(M)、D(JG)、D(ZSCY)、D(LY)与D(GT)均为趋势平稳过程，因此可以直接利用VAR模型检验它们之间的Granger因果关系，利用SIC信息准则确定模型的滞后阶数为1。Granger因果检验结果见表8。

表8 Granger因果检验结果

Granger因果检验结果表明：在0.05的检验水平下，D(GT)是D(JG)的Granger原因，D(GT)是D(ZSCY)的Granger原因，D(GT)是D(LY)的Grange原因，并且在0.1的检验水平下，D(N)是D(GT)的Grange原因。

因此，将上述Granger因果检验中的D(N)、D(L)、D(M)、D(JG)、D(ZSCY)、D(LY)与D(GT)分别替换为N、L、M、JG、ZSCY、LY与GT，便得到N、L、M、JG、ZSCY、LY与GT之间Granger因果关系的检验结果。

从短期来看，以上检验结果表明：一是高铁开通对各行业影响具有明显差异性，促进了第三产业内部结构的优化升级；二是高铁开通是推动新晃县旅游业、住宿餐饮业变动与发展的重要动因，可能是产业相互带动发展或高铁开通的间接影响原因，牛肉休闲食品加工业影响也较为显着；三是高铁开通对林业、农业等行业几乎无推动作用。

4 结论与建议

4.1 研究结论

不同于以往研究，文章研究的是高铁开通对欠发达小城市产业结构影响问题，随着国家中长期铁路网规划的全面实施，越来越多欠发达小城市将进入高铁时代，因此研究对象与问题更具现实意义。文章从理论和实证两个维度入手，将高铁有无对欠发达小城市产业结构影响进行对比，主要研究结论如下。

第一，高铁的开通加速了新晃县的经济发展，新晃经济增长的主要动力是第三产业。构建的含参对数函数-线性函数变换的灰色预测模型，对GDP和θ预测精度更为精确和均衡，模型预测结果较贴合实际，一定程度上克服了传统灰色预测模型中预测偏差较大和预测效果缺乏稳定性的缺陷。构建的含参对数函数-线性函数变换的灰色预测模型是一次探索性研究，下一步可通过修正或改变建模机制，进一步提高预测效果。

第二，高铁开通使得新晃县第一二产业比重向第三产业转移，产业结构优化程度持续加深，这是由于高铁开通后小城市对周边乡村的人口、产业等具有虹吸作用，高铁开通对新晃县产业结构影响呈现出“升级滞后”效应，促进作用总体上呈现上升后又平稳的态势。

第三，在各产业重新布局、整合的情况下，高铁开通尤其促进了第三产业内部结构的优化升级。高铁开通是推动新晃旅游业、住宿餐饮业变动与发展的重要动因，可能是产业相互带动发展或高铁开通的间接影响原因，牛肉休闲食品加工业受影响也较为显着，高铁开通对林业、农业等行业几乎无推动作用。

4.2 建议

产业结构优化与调整是推动小城市发展的核心推力，针对以上研究成果与结论，提出以下两点建议。

第一，发展高铁经济带，发挥高铁对要素的吸引作用。加强新晃高铁站片区的基础设施的规划建设，充分利用区位及地域优势，打造一个高效、便捷的综合交通网络体系可提高人流等要素的快速流通。

第二，欠发达小城市探索符合自身产业优化升级路径。充分利用本城市自然资源和地理优势，扩大地区优势产业，寻找机会发展劣势产业，促进产业链差异化协调升级，培育和发展技术密集度更高的产业，引导产业空间布局合理化，保障当地产业的快速转运和流通，加快主导产业对关联产业的拉动，达到增强地区主导产业的扩散功能和关联效应的目的。