基于引力模型的中國鐵路空間經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究

舒 暢

（湖北工業(yè)大學(xué)，湖北 武漢 430068）

一、引言

鐵路是國民經(jīng)濟(jì)大動脈，不僅在交通基礎(chǔ)設(shè)施中扮演著重要角色，對當(dāng)前中國地區(qū)經(jīng)濟(jì)不平衡發(fā)展也發(fā)揮著重要調(diào)節(jié)作用。 正因?yàn)槿绱?，中國鐵路的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)歷來受到學(xué)者們的關(guān)注。 目前關(guān)于鐵路建設(shè)對經(jīng)濟(jì)的驅(qū)動效應(yīng)呈現(xiàn)兩類結(jié)論，一類結(jié)論發(fā)現(xiàn)鐵路建設(shè)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有顯著的推動作用①，不但可以促進(jìn)所在區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展，對于相關(guān)區(qū)域的經(jīng)濟(jì)增長同樣具有較大的推動作用②-④。另一類結(jié)論表明，鐵路等交通基礎(chǔ)設(shè)施對區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)出顯著的負(fù)向空間溢出效應(yīng)，普通鐵路在貧困地區(qū)對經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用不明顯⑤⑥。

出現(xiàn)不同研究結(jié)論的原因， 除了鐵路作為交通基礎(chǔ)設(shè)施滲透到經(jīng)濟(jì)中的作用具有復(fù)雜性外，另一個(gè)原因是上述研究大多采用固定的空間權(quán)重矩陣建立空間杜賓模型進(jìn)行分析。固定的空間權(quán)重沒有考慮到經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展對經(jīng)濟(jì)格局造成的動態(tài)影響，本文引入引力模型，通過引力模型構(gòu)建經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)變化的引力矩陣作為空間杜賓模型的空間權(quán)重矩陣，比較中國鐵路在不同經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)空間權(quán)重矩陣下的空間效應(yīng)。

與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本研究的邊際貢獻(xiàn)表現(xiàn)在使用了引力模型來度量經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展中城市之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的緊密程度，并以此作為權(quán)重納入空間杜賓模型的計(jì)算中，充分考慮了時(shí)代發(fā)展帶來的經(jīng)濟(jì)格局變化對空間經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的影響。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）理論模型構(gòu)建

為測度鐵路建設(shè)對于區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的驅(qū)動效應(yīng)，比較不同發(fā)展階段的階段性演變特征，本文采用空間杜賓模型對中國鐵路空間經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行研究。 鑒于本文要分析中國鐵路的空間經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，鐵路作為重要的基礎(chǔ)設(shè)施在經(jīng)濟(jì)中發(fā)揮增長作用。 因而， 理論模型借鑒柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)。 在柯布-道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)中引入鐵路要素， 基本假設(shè)為地方經(jīng)濟(jì)總產(chǎn)出取決于資本和勞動力投入水平，而鐵路會通過影響資本和勞動力的投入進(jìn)而影響地方經(jīng)濟(jì)增長水平，因此將鐵路要素從全要素生產(chǎn)率A 中獨(dú)立出來，即：

將(2)式代入(1)式得：

式（3）中，Y,A0，K,L,T 分別表示地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平、除鐵路作用外的全要素生產(chǎn)率、地方政府投資、勞動力投入和鐵路要素；α,β,γ 分別表示地方政府投資、勞動力投入和鐵路要素的產(chǎn)出彈性。為方便模型模擬，對式（3）兩邊同時(shí)取對數(shù)做線性化處理，同時(shí)考慮到地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平不止受到地方政府投資、勞動力投入和鐵路這三個(gè)方面的影響，因此在式（3）中加入誤差項(xiàng)，以此涵蓋方程中未解釋的因素對地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平的影響，最終模型形式為：

式（4）中，εit～N(0，σ2I)；i 和j 均表示省份，且i≠j；t 表示年份。本文采用地區(qū)生產(chǎn)總值代表地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長水平Y(jié)， 地方一般公共預(yù)算支出代表政府投資K，全社會從業(yè)人數(shù)代表勞動力投入L，人均鐵路里程代表鐵路建設(shè)水平T，w 表示空間權(quán)重。

（二）空間權(quán)重設(shè)定

在式（4）中，空間權(quán)重的處理是關(guān)鍵要素。 在目前國內(nèi)外學(xué)者對于交通基礎(chǔ)設(shè)施的空間溢出效應(yīng)研究中，空間權(quán)重矩陣的設(shè)定大致有三種：一為地理權(quán)重矩陣，即按照所研究地區(qū)間的地理空間距離設(shè)置權(quán)重。 二為經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣，即將地區(qū)生產(chǎn)總值稍作計(jì)算后作為該地區(qū)的權(quán)重。 三是經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣，是在考慮地區(qū)生產(chǎn)總值的同時(shí)將地理距離也納入計(jì)算而得到的矩陣。 以上三種空間權(quán)重矩陣中，地理權(quán)重矩陣是傳統(tǒng)意義上的空間權(quán)重矩陣， 從地理距離來衡量地區(qū)之間的關(guān)系強(qiáng)弱，具有客觀性，但沒有考慮到地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系。 經(jīng)濟(jì)距離權(quán)重矩陣則是將研究時(shí)段的地區(qū)生產(chǎn)總值均納入計(jì)算范圍， 充分考慮了地區(qū)間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，但卻忽略了地理距離對地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的影響。 最后經(jīng)濟(jì)地理空間權(quán)重矩陣則結(jié)合了地理距離和經(jīng)濟(jì)發(fā)展對地區(qū)經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的影響，但采用固定空間權(quán)重矩陣則忽略了時(shí)代發(fā)展對經(jīng)濟(jì)發(fā)展格局產(chǎn)生的影響以及地區(qū)間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的變化。

與上述處理方式不同，本文引入引力模型。 引力模型是基于牛頓經(jīng)典力學(xué)萬有引力公式提出的模型，它是一種用于描述兩城市之間經(jīng)濟(jì)聯(lián)系的分析工具。 1929 年，美國的William Reilly 首次將引力模型從物理學(xué)領(lǐng)域引入經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域，用于研究商店選址問題。 自此引力模型開始被學(xué)術(shù)界不斷地改進(jìn)，廣泛應(yīng)用于國際貿(mào)易和空間關(guān)聯(lián)網(wǎng)絡(luò)特征的研究中。 引力模型打破了固定空間權(quán)重矩陣的束縛，將經(jīng)濟(jì)聯(lián)系與地理聯(lián)系均納入了考察范圍，并能夠計(jì)算出每一年度的地區(qū)引力值，將經(jīng)濟(jì)變化量引進(jìn)不同年度的引力矩陣中，使得空間杜賓模型能夠測度不同時(shí)期的空間效應(yīng)變化。 一般地，兩地區(qū)之間的引力可表示為：

式(5)中，F(xiàn)ij表示i 地區(qū)與j 地區(qū)之間的引力大小；Mi和Mj分別表示i 地區(qū)與j 地區(qū)的地區(qū)發(fā)展綜合質(zhì)量； Dij示i 地區(qū)與j 地區(qū)之間的距離；k 為引力常數(shù)；θ 為距離摩擦系數(shù)。

在本文中，采用省域經(jīng)濟(jì)、省域規(guī)模和省域流通能力三個(gè)方面來衡量一個(gè)省份的綜合質(zhì)量。 省域經(jīng)濟(jì)衡量的是區(qū)域的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，是地區(qū)質(zhì)量最直接的衡量指標(biāo)。 省域規(guī)模則衡量了地區(qū)人口數(shù)量，代表著勞動力數(shù)量水平，也是消費(fèi)群體數(shù)量的體現(xiàn)。 省域流通能力衡量的是地區(qū)的消費(fèi)能力水平，是直接創(chuàng)造地區(qū)生產(chǎn)總值的重要方面。 基于此，分別采用地區(qū)生產(chǎn)總值、年末常住人口數(shù)和社會消費(fèi)零售總額來衡量省域經(jīng)濟(jì)、省域規(guī)模和省域流通能力，并以此來計(jì)算省域綜合質(zhì)量。 在地區(qū)距離指標(biāo)的選擇上，多數(shù)研究會采用時(shí)間距離，而本文采用空間距離來表示，便于解釋后文中采用引力矩陣作為空間杜賓模型的空間權(quán)重矩陣的做法。 由于省會城市通常是一個(gè)省份的經(jīng)濟(jì)活動中心，因此省域之間的距離則采用省會之間的空間距離來表示。 由此構(gòu)建引力模型為：

式（6）中，F(xiàn)ij表示i 省與j 省之間的引力大??；Yi和Yj分別表示i 省和j 省的地區(qū)生產(chǎn)總值；pi和pj分別表示i 省和j 省的年末常住人口；ci和cj分別表示i 省和j 省的社會消費(fèi)零售總額；為省域綜合質(zhì)量；dij表示i 省和j 省省會城市的空間距離；k 為引力常數(shù)，不影響計(jì)算結(jié)果，故取值為1；θ 為距離摩擦系數(shù)，通常取值為2。

（三）指標(biāo)選取及數(shù)據(jù)來源

本文以鐵路為研究對象，構(gòu)建空間杜賓模型和引力模型來衡量鐵路基礎(chǔ)設(shè)施在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用。 實(shí)證指標(biāo)如下：

（1）地區(qū)生產(chǎn)總值（億元）。 地區(qū)生產(chǎn)總值是衡量一個(gè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的重要指標(biāo)，本文采用國家統(tǒng)計(jì)局公布的地區(qū)生產(chǎn)總值作為被解釋變量，記作Y。

（2）人均鐵路營業(yè)里程（公里/萬人）。 鐵路營業(yè)里程是本文的核心解釋變量， 能夠直接反映鐵路建設(shè)水平。在本文中，將其除以年末常住人口得到人均鐵路營業(yè)里程，再將該項(xiàng)指標(biāo)納入模型中計(jì)算，記作T（西藏鐵路至2006 年才通車，因此2000—2005 年的數(shù)據(jù)為0， 但為方便后續(xù)取對數(shù)計(jì)算， 本文取2000—2005 年的人均鐵路營業(yè)里程為0.01 公里）。

（3）年末常住人口（萬人）。 年末常住人口是衡量地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的重要指標(biāo)，也是衡量省域規(guī)模的重要指標(biāo)，記作p。

（4）社會消費(fèi)零售總額（億元）。 社零總額能夠代表地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r，是衡量省域流通能力的重要指標(biāo)，記作c 量。

（5）地方一般公共預(yù)算支出（億元）。 “兩新一重”建設(shè)的目的之一就是希望能夠有更多的民間資本參與到交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)中。 在此之前，中國的交通基礎(chǔ)設(shè)施的資金基本都來自國家財(cái)政撥款，由于地方財(cái)政交通運(yùn)輸支出的數(shù)據(jù)存在大量缺失，因此在此處采用地方一般公共預(yù)算支出泛指能夠用于交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的上限資本，記作K。

（6）全社會從業(yè)人員數(shù)（萬人）。 勞動力是經(jīng)濟(jì)增長的重要因素，地區(qū)的從業(yè)人員數(shù)量在很大程度上與經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度掛鉤，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、發(fā)展和完善會導(dǎo)致地區(qū)年末常住人口與全社會從業(yè)人員數(shù)不一致。 因此，本文采用全社會從業(yè)人員數(shù)這一指標(biāo)代表地區(qū)的勞動力水平，記作L。

（7）省會空間距離（公里）。 代表兩省份之間的空間距離，記作d。

以上（3）—（6）為模型的控制變量，第（1）—（6）項(xiàng)指標(biāo)數(shù)據(jù)均來自歷年《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒；省會空間距離數(shù)據(jù)來自高德地圖。

三、實(shí)證分析

（一）樣本期選取與指標(biāo)數(shù)據(jù)處理

2000 年中國鐵路實(shí)現(xiàn)了第三次大面積提速，T字冠頭列車首次出現(xiàn)在大眾視野中，形成了“四縱兩橫”的鐵路網(wǎng)絡(luò)。 這是鐵路運(yùn)輸?shù)谝淮螌⒅攸c(diǎn)放在西部地區(qū)的提速，極大地縮短了東西距離，為西部地區(qū)的發(fā)展提供了新的契機(jī)。 截至2020 年底，全國鐵路運(yùn)營里程已達(dá)14.6 萬公里，對經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展發(fā)揮了重要的支撐作用。 本文選取2000—2019 年作為樣本期。 對其中的數(shù)據(jù)做對數(shù)處理。

（二）引力模型測算結(jié)果

依照上文中引力矩陣的計(jì)算方法， 可計(jì)算出2000—2019 年每一年的權(quán)重矩陣，但由于引力矩陣為31×31 維對稱矩陣，數(shù)據(jù)量較大，不便展示。因此，本文根據(jù)地區(qū)生產(chǎn)總值變化趨勢劃分經(jīng)濟(jì)階段，選擇拐點(diǎn)年份對應(yīng)的引力矩陣作為空間權(quán)重矩陣，繪制取對數(shù)后的地區(qū)生產(chǎn)總值的散點(diǎn)圖如圖1 所示。

圖1 對數(shù)地區(qū)生產(chǎn)總值散點(diǎn)圖

從圖1 可發(fā)現(xiàn)對數(shù)地區(qū)生產(chǎn)總值具有階段性特征，拐點(diǎn)分別在10 分位和90 分位處，則2000—2019 年這20 年可依據(jù)分位特征劃分為3 個(gè)階段，分別為：2000—2001 年、2002—2017 年、2017—2019 年，2001 年和2017 年為拐點(diǎn)年份， 因此分別采用2001 年和2017 年的引力矩陣作為空間杜賓模型的空間權(quán)重矩陣，分別記為W1和W2空間權(quán)重矩陣，結(jié)果如表1、表2。

表1 2001 年引力矩陣測算結(jié)果

表2 2017 年引力矩陣測算結(jié)果

由于省域之間引力大小代表著省域之間相互作用影響的強(qiáng)弱，即引力越強(qiáng)則相互影響越強(qiáng)。表1與表2 數(shù)據(jù)顯示，在省份之間，距離較近的省份大多具有更強(qiáng)的引力。 例如京津冀地區(qū)和江浙滬皖地區(qū)。 但不是所有距離近的地區(qū)都具有很強(qiáng)的引力，例如京津冀地區(qū)中， 天津與北京的引力就相對較弱。 從時(shí)間上看，幾乎所有省份都隨著時(shí)代的發(fā)展，與其他省份產(chǎn)生更強(qiáng)的引力，尤其是經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)的省份，引力相對增強(qiáng)的幅度會大于經(jīng)濟(jì)相對不發(fā)達(dá)的省份。 當(dāng)引力矩陣作為空間權(quán)重矩陣加入空間杜賓模型中時(shí)， 引力較大的地區(qū)會被賦予更高的權(quán)重，鄰近地區(qū)指標(biāo)的變化會對本區(qū)域產(chǎn)生更大的影響。

（三）空間相關(guān)性檢驗(yàn)

空間相關(guān)性檢驗(yàn)是空間杜賓模型建立的前提?？臻g相關(guān)性的度量通常通過莫蘭指數(shù) （即Moran’s I）來實(shí)現(xiàn)。 本文分別設(shè)定2001 年和2017 年的引力矩陣作為空間權(quán)重矩陣， 檢驗(yàn)2000—2019 年地區(qū)生產(chǎn)總值的全局空間相關(guān)性。 結(jié)果見表3。

表3 基于W1 和W2 空間權(quán)重矩陣的Moran's I 指數(shù)

表3 分別為基于W1和W2空間權(quán)重矩陣的莫蘭指數(shù)計(jì)算結(jié)果。 由計(jì)算結(jié)果不難看出，2000—2019 年所有年份的Moran’s I 指數(shù)均通過了顯著性檢驗(yàn)， 所有Moran’s I 指數(shù)均大于0.48 并有逐年上升的趨勢。 說明中國地區(qū)生產(chǎn)總值存在顯著的空間相關(guān)關(guān)系，能夠建立空間杜賓模型進(jìn)行分析。 橫向?qū)Ρ饶m指數(shù)可以發(fā)現(xiàn)， 以2009 年為分水嶺，2000—2009 年W1矩陣對應(yīng)的莫蘭指數(shù)均大于W2矩陣對應(yīng)的莫蘭指數(shù)。 而2010—2019 年W1矩陣對應(yīng)的莫蘭指數(shù)均小于W2矩陣對應(yīng)的莫蘭指數(shù)。 說明隨著時(shí)代的變化， 空間相關(guān)性會隨之發(fā)生變化，采用固定空間權(quán)重不足以反映鐵路對中國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生的空間效應(yīng)。

（四）模型結(jié)果及分析

在空間杜賓模型建立之前，需對空間效應(yīng)和時(shí)間效應(yīng)做檢驗(yàn)， 并依次確定模型類型。 本文利用Hausman 檢驗(yàn)，檢驗(yàn)兩種空間權(quán)重矩陣下空間面板數(shù)據(jù)的固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)， 檢驗(yàn)結(jié)果如表4 所示。 結(jié)果通過顯著性檢驗(yàn)，認(rèn)為隨機(jī)效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型的系數(shù)具有顯著性差別，則應(yīng)當(dāng)采用固定效應(yīng)模型。 分別建立時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型、個(gè)體固定效應(yīng)模型和雙固定效應(yīng)模型，觀察在各固定效應(yīng)情況下模型的系數(shù)變化，橫向比較各模型優(yōu)劣以確定最終實(shí)證采納的模型，模型結(jié)果如表4 所示。

表4 空間杜賓模型估計(jì)結(jié)果

從表4 模型結(jié)果分析， 在兩種空間權(quán)重矩陣下，時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型和個(gè)體固定效應(yīng)模型均能在5%的顯著性水平下通過顯著性檢驗(yàn).而雙固定效應(yīng)模型中的人均鐵路營業(yè)里程這一項(xiàng)的系數(shù)不能通過顯著性檢驗(yàn)。 進(jìn)一步觀察解釋變量滯后項(xiàng)的系數(shù)，在兩種空間權(quán)重矩陣下，時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型均有2 項(xiàng)系數(shù)不能通過顯著性檢驗(yàn)，另一項(xiàng)則在10%的顯著性水平顯著。 而個(gè)體固定效應(yīng)模型則有一項(xiàng)不能通過顯著性檢驗(yàn)， 另兩項(xiàng)分別在10%和5%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)。 從整體上看，雖時(shí)點(diǎn)固定效應(yīng)模型的擬合優(yōu)度高于個(gè)體固定效應(yīng)，但從模型系數(shù)的顯著性角度，個(gè)體固定效應(yīng)模型更優(yōu)，選定個(gè)體固定效應(yīng)模型作為本文的實(shí)證分析模型。

運(yùn)行個(gè)體固定效應(yīng)模型并對空間效應(yīng)分解，結(jié)果如表4、5 所示。 從表4、5 的個(gè)體固定效應(yīng)模型結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：

1.兩空間權(quán)重矩陣下的鐵路建設(shè)均對相鄰地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了顯著的促進(jìn)作用（ρ 分別為0.581和0.601）。 說明不論在2001 年還是2017 年，鐵路建設(shè)均能夠產(chǎn)生顯著的空間溢出效應(yīng)。 這充分肯定了中國的鐵路建設(shè)對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展的促進(jìn)作用，為進(jìn)一步擴(kuò)大鐵路建設(shè)規(guī)模、提高鐵路建設(shè)水平提供了事實(shí)依據(jù)。

2.從地方一般公共預(yù)算支出來看，2001 年和2017年的地方一般公共預(yù)算支出對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值均表現(xiàn)出顯著的正向作用（β1 分別為0.599 和0.597）， 鄰近地區(qū)的地方一般公共預(yù)算支出對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值均表現(xiàn)出顯著的負(fù)向作用（θ1 分別為-0.281 和-0.295）。說明鄰近地區(qū)的地方一般公共預(yù)算支出所產(chǎn)生的空間效應(yīng)會對本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成一定的抵消作用，相對而言，這種抵消作用在2017 年更為明顯。 分析原因，發(fā)現(xiàn)抵消作用主要來自鄰近地區(qū)對鐵路建設(shè)的資本投入增加，從而導(dǎo)致了本地區(qū)的鐵路建設(shè)水平相對落后。 因此，促進(jìn)地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展仍應(yīng)進(jìn)一步增加地方政府對鐵路建設(shè)的投資。

從空間效應(yīng)分解看，2001 年和2017 年的地方一般公共預(yù)算支出在鐵路建設(shè)方面均產(chǎn)生了同向的直接效應(yīng) （0.605、0.603） 和間接效應(yīng)（0.154、0.156）。 說明地方政府對于鐵路的投資能有效促進(jìn)地區(qū)生產(chǎn)總值的增長。 鐵路建設(shè)不僅能夠促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而且能產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)，使周邊地區(qū)的經(jīng)濟(jì)同樣能夠借此得到發(fā)展。

3.從全社會從業(yè)人數(shù)來看，2001 年和2017 年的全社會從業(yè)人數(shù)對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值產(chǎn)生了顯著的負(fù)向作用（β2 分別為-0.116、-0.118）。 鄰近地區(qū)的全社會從業(yè)人數(shù)對本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長沒有產(chǎn)生顯著的作用，說明本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長主要受本地區(qū)勞動力的影響。 這種負(fù)向作用在2017 年較2001 年對地區(qū)生產(chǎn)總值的影響更大，通過空間效應(yīng)分解，可以發(fā)現(xiàn)全社會從業(yè)人數(shù)的間接效應(yīng)和總效應(yīng)均不顯著， 而負(fù)向的直接效應(yīng)顯著 （-0.114 和-0.115）。說明通過建設(shè)鐵路而實(shí)現(xiàn)的勞動力流動，會使本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展受到抑制，表現(xiàn)為勞動力的外流而帶來的負(fù)面影響，而鄰近地區(qū)的勞動力數(shù)量對本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展則沒有產(chǎn)生影響。

4.從人均鐵路里程來看，2001 年和2017 年人均鐵路里程對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值均表現(xiàn)出顯著的正向作用（β3 均為0.015）；鄰近地區(qū)的人均鐵路里程對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值也均表現(xiàn)出顯著的正向作用（θ3 均為0.055）。 說明人均鐵路里程的增加會從本地區(qū)和鄰近地區(qū)兩個(gè)維度同時(shí)促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這與前文中地方政府在鐵路建設(shè)上的投資對于經(jīng)濟(jì)發(fā)展影響的結(jié)果保持一致。

通過空間效應(yīng)分解，2001 年和2017 年的人均鐵路里程對地區(qū)生產(chǎn)總值均產(chǎn)生了顯著的同向的直接效應(yīng)（0.022 和0.022） 和空間溢出效應(yīng)（0.145和0.153）。2001 年與2017 年相比，產(chǎn)生了同樣的直接效應(yīng)， 但2017 年的空間溢出效應(yīng)大于2001 年，空間溢出效應(yīng)明顯大于直接效應(yīng)。 說明人均鐵路里程的增加對本地區(qū)的正面影響隨時(shí)代發(fā)展變化不大，但通過鄰近地區(qū)的協(xié)同發(fā)展，能更大程度地帶動本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)，這種良性空間溢出效應(yīng)也同樣為鄰近地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展做出了貢獻(xiàn)。

四、結(jié)論及政策建議

新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)理論認(rèn)為，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)是區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵動力之一，研究鐵路的空間經(jīng)濟(jì)效應(yīng)成為經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展亟須解決的問題。 本文的研究發(fā)現(xiàn)： 中國的鐵路建設(shè)在2000 年至2019 年間，持續(xù)為經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供了強(qiáng)有力的支撐。 本地區(qū)的地方政府對鐵路建設(shè)的投資會促進(jìn)本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，而鄰近地區(qū)的地方政府投資則會對本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展形成抵消作用。 從整體上來看，增加鐵路投資能夠顯著促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的增長，這種促進(jìn)作用有逐年增加的趨勢。 增強(qiáng)鐵路建設(shè)會使本地區(qū)的勞動力外流，從而抑制本地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展，這種抑制作用伴隨著時(shí)代發(fā)展有所增加，而鄰近地區(qū)的勞動力水平則對本地區(qū)的地區(qū)生產(chǎn)總值沒有產(chǎn)生空間溢出效應(yīng)。 人均鐵路營業(yè)里程的增加在2001 年和2017 年均能直接為本地帶來經(jīng)濟(jì)發(fā)展，正向的推動作用很大程度上來自于鄰近地區(qū)產(chǎn)生的空間溢出效應(yīng)，空間溢出效應(yīng)有逐年增加的趨勢。

基于實(shí)證結(jié)論，提出以下幾點(diǎn)建議：（1）鐵路建設(shè)仍是帶動中國經(jīng)濟(jì)增長的重要因素。 為充分發(fā)揮鐵路的經(jīng)濟(jì)帶動作用，可以考慮從鐵路數(shù)量和鐵路質(zhì)量兩個(gè)維度進(jìn)行優(yōu)化，進(jìn)一步提高中國鐵路網(wǎng)的密度， 促使人均鐵路里程空間溢出效應(yīng)發(fā)揮作用。（2）增加地方政府跨區(qū)域合作，由于鄰近地區(qū)的政府投資會給本地區(qū)生產(chǎn)總值帶來抵消作用，跨區(qū)域合作能使得鄰近地區(qū)的投資也能為本地區(qū)帶來經(jīng)濟(jì)效益，在實(shí)現(xiàn)不損害其他地區(qū)利益的同時(shí)實(shí)現(xiàn)合作共贏。 （3）促進(jìn)外來人員在本地就業(yè)，應(yīng)當(dāng)出臺適合外地人員在本地區(qū)工作安家的優(yōu)惠政策，增加本地區(qū)的勞動力數(shù)量，進(jìn)而達(dá)到發(fā)展經(jīng)濟(jì)的目的。