交通基礎(chǔ)設(shè)施、市場(chǎng)一體化與能源效率

摘 要：持續(xù)提升能源效率是推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展、實(shí)現(xiàn)碳中和目標(biāo)的重要路徑。本文從理論和實(shí)證兩方面分析了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)能源效率的影響及其機(jī)制。結(jié)果表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施可以顯著提升各城市能源效率，并且這一影響在西部、非中心城市和非資源稟賦型城市更為明顯。機(jī)制分析表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施可以促進(jìn)市場(chǎng)一體化，提升要素的跨區(qū)流動(dòng)，從而改善能源效率?；诖?，建議地方政府加大交通基礎(chǔ)設(shè)施投資，尤其是在西部、非中心城市和非資源稟賦型城市；同時(shí)，加快建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)，暢通交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)揮作用的渠道機(jī)制。

關(guān)鍵詞：交通基礎(chǔ)設(shè)施；市場(chǎng)一體化；要素流動(dòng)；能源效率

DOI：10.19313/j.cnki.cn10-1223/f.20240906.002

一、引 言

中國(guó)發(fā)展面臨著能源需求持續(xù)增長(zhǎng)和低碳轉(zhuǎn)型雙重挑戰(zhàn)，而提升能源效率被認(rèn)為是實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期綠色增長(zhǎng)的最為有效的途徑之一。從需求層面來(lái)看，中國(guó)目前面臨能源需求總量居高不下、化石能源比例高雙重難題。2018 年中國(guó)一次能源消費(fèi)總計(jì)32.7 億噸油當(dāng)量，占全球總消費(fèi)量的23.6%，居世界首位。據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)，2018 年我國(guó)煤炭消費(fèi)量為19.1 億噸油當(dāng)量，占國(guó)內(nèi)一次能源消費(fèi)量的58.4%；從利用層面來(lái)看，雖然我國(guó)能源強(qiáng)度呈下降趨勢(shì)，但仍舊處于較高水平。根據(jù)國(guó)家能源局的數(shù)據(jù)，2020 年中國(guó)的能源消費(fèi)總量約為49.8 億噸標(biāo)準(zhǔn)煤，單位GDP 能耗約為全球平均水平的1.5 倍，能源效率偏低，節(jié)能降耗還有很大的空間。隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量綠色發(fā)展階段，構(gòu)建清潔低碳、安全高效的能源體系，提高能源利用效率已成為解決中國(guó)能源需求增加與低碳轉(zhuǎn)型雙重難題、推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要一環(huán)。

影響能源效率的因素很多，交通基礎(chǔ)設(shè)施是其中不可忽視的一項(xiàng)。已有研究表明，影響能源效率的因素包括技術(shù)進(jìn)步（Yu et al.， 2018；張志輝，2015）、環(huán)境規(guī)制（Kim and Kim， 2012；Wu et al.，2012）、外商投資（胡宗義等，2011）、開(kāi)放程度（Ouyang et al.， 2019）和產(chǎn)業(yè)集聚（Ratner andGoetz， 2013；Song et al.， 2012）等。而我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施高速發(fā)展，對(duì)區(qū)域能源效率產(chǎn)生重要影響。近年來(lái)，中國(guó)交通運(yùn)輸基礎(chǔ)設(shè)施規(guī)?？偭靠焖僭鲩L(zhǎng)、網(wǎng)絡(luò)覆蓋顯著擴(kuò)大。截至2023 年，我國(guó)綜合交通網(wǎng)總里程超過(guò)600 萬(wàn)公里，已建成全球最大的高速鐵路網(wǎng)、高速公路網(wǎng)和郵政快遞網(wǎng)（交通運(yùn)輸部， 2024）。發(fā)達(dá)的交通基礎(chǔ)設(shè)施促進(jìn)了市場(chǎng)融合和貿(mào)易往來(lái)（Fujimura and Edmonds， 2006；劉生龍和胡鞍鋼，2011），也加快了人流、物流、資金流、技術(shù)流以及能源等要素在地區(qū)之間的流動(dòng)，對(duì)能源效率產(chǎn)生直接影響（Lin and Chen， 2019；Tan et al.， 2018）。

目前，已有數(shù)篇文獻(xiàn)關(guān)注交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)于區(qū)域能源效率的影響，但結(jié)論尚存在爭(zhēng)議。李強(qiáng)和魏?。?014）基于實(shí)證證明我國(guó)交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)區(qū)域能源效率存在抑制作用，但更多的研究結(jié)果證明交通基礎(chǔ)設(shè)施可以顯著促進(jìn)能源效率的提升（Lin and Chen， 2019；Tan et al.， 2018；王群勇和陸鳳芝， 2021），背后可能的機(jī)制包括產(chǎn)業(yè)集聚、技術(shù)進(jìn)步、降低運(yùn)輸成本等（Glaeser and Kahn，2010；Krugman， 1991；Liu et al.， 2017）。進(jìn)一步的研究表明，通過(guò)交通基礎(chǔ)設(shè)施提高能源效率是有影響條件或范圍的。例如，Katz and Shapiro（1994）指出，只有交通基礎(chǔ)設(shè)施達(dá)到一定規(guī)模時(shí)才能夠發(fā)揮提升區(qū)域能源效率保持的作用。許釗等（2022）以高鐵開(kāi)通為例，基于實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)高鐵站距離城市中心30 千米以內(nèi)是高鐵開(kāi)通對(duì)城市能源效率的有效影響范圍。這些研究均基于實(shí)證分析，從交通基礎(chǔ)設(shè)施角度解釋了我國(guó)能源效率提升但仍存在區(qū)域異質(zhì)性的基本事實(shí)，是本領(lǐng)域文獻(xiàn)的重要進(jìn)展，對(duì)本文有著重要的啟發(fā)和參考價(jià)值。但仍存在著諸多空白，如目前研究交通基礎(chǔ)設(shè)施影響能源效率的理論及機(jī)制分析還較為薄弱，尚未考慮到市場(chǎng)一體化這一重要的機(jī)制。

交通基礎(chǔ)設(shè)施可以顯著促進(jìn)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化，促進(jìn)要素的跨區(qū)流動(dòng)，從而改變區(qū)域能源效率。具體來(lái)說(shuō)，交通基礎(chǔ)設(shè)施可以降低貨物運(yùn)輸成本和勞動(dòng)力遷移成本（蒲龍等， 2022），勞動(dòng)力的快速遷移有助于降低企業(yè)之間的溝通成本和交易成本，又將進(jìn)一步加快資本和勞動(dòng)力等要素的流動(dòng)。因此，交通基礎(chǔ)設(shè)施的建設(shè)可以促進(jìn)要素的跨區(qū)流動(dòng)性，推動(dòng)國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化（Behrens， 2011；王彩艷和劉修巖， 2024；葉菁文和范劍勇， 2023；張效莉和石宇航， 2024）。隨著區(qū)域市場(chǎng)一體化程度不斷加深，可能通過(guò)影響市場(chǎng)規(guī)模（許釗等， 2022；張聰聰?shù)龋?2023）、技術(shù)擴(kuò)散（Dollar and Wei，2007；Klenow， 2009）、資源配置（黎文勇等， 2018；Wei and Zheng， 2020）等改善能源效率。因此，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)在本質(zhì)上正是通過(guò)提升市場(chǎng)一體化程度這一關(guān)鍵機(jī)制來(lái)發(fā)揮增加能效的作用。

本文的邊際貢獻(xiàn)主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面。首先，在理論上，生產(chǎn)廠商的決策行為中引入了能源消費(fèi)決策，通過(guò)求解一般均衡模型，分析交通基礎(chǔ)設(shè)施如何通過(guò)推動(dòng)市場(chǎng)一體化發(fā)展而改變能源效率，該理論模型可以拓展到其他交通基礎(chǔ)設(shè)施與能源效率的相關(guān)研究中。其次，在實(shí)證上，本文以高鐵開(kāi)通為例，對(duì)理論分析部分提出的研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，在更好地解決內(nèi)生性問(wèn)題的同時(shí)，也對(duì)已有文獻(xiàn)中尚存在爭(zhēng)議的問(wèn)題進(jìn)行補(bǔ)充討論。第三，在機(jī)制上，本文實(shí)證分析了交通基礎(chǔ)設(shè)施通過(guò)促進(jìn)要素流動(dòng)、推進(jìn)市場(chǎng)一體化從而改善能源效率的機(jī)理，力圖為我國(guó)新發(fā)展格局下的能源轉(zhuǎn)型提供理論依據(jù)。

本文其余部分的內(nèi)容安排如下：第二部分構(gòu)建了一個(gè)理論框架，分析交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)能源效率的影響機(jī)理；第三部分以高鐵開(kāi)通為例，建立計(jì)量模型并測(cè)算各城市能源效率、市場(chǎng)一體化程度；第四部分實(shí)證檢驗(yàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)能源效率的影響，并進(jìn)行穩(wěn)健性分析與機(jī)制分析；第五部分總結(jié)全文并提出政策建議。

二、理論分析

（一）模型設(shè)定

為了從理論上分析交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)能源效率的影響，本文構(gòu)建了包含生產(chǎn)、消費(fèi)與政府三個(gè)模塊的一般均衡模型。為簡(jiǎn)化模型，說(shuō)明交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)能源效率影響的機(jī)理，本文假設(shè)工業(yè)廠商將能源與資本要素相結(jié)合生產(chǎn)最終產(chǎn)品①。因此，本文假設(shè)工業(yè)廠商僅基于能源與資本要素生產(chǎn)產(chǎn)品，并假設(shè)生產(chǎn)函數(shù)為CES 形式：

模型中t均表示時(shí)期；E為能源消費(fèi)；K為資本存量，滿足資本動(dòng)態(tài)積累方程：Kt+1 = （1 ? δ）Kt +It。參數(shù)ω1和ω2為常數(shù)，且滿足ω1 + ω2 = 1。參數(shù)ε > 0，為工業(yè)生產(chǎn)過(guò)程中的要素替代彈性。AkQαt與AeQσt分別表示資本利用技術(shù)進(jìn)步與能源利用技術(shù)進(jìn)步，其中，Ak與Ae為技術(shù)參數(shù)，Q為交通基礎(chǔ)設(shè)施存量，參數(shù)α和σ分別衡量了交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)對(duì)兩種類型技術(shù)要素流動(dòng)的加速效應(yīng)。這一設(shè)定借鑒了Barro（1990）的研究，體現(xiàn)交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)生產(chǎn)部門(mén)全要素生產(chǎn)率的影響。

此外，本文認(rèn)為交通基礎(chǔ)設(shè)施不僅可以加快技術(shù)要素流動(dòng)，促進(jìn)生產(chǎn)過(guò)程中的技術(shù)進(jìn)步，還將降低生產(chǎn)部門(mén)的要素流動(dòng)成本，且交通基礎(chǔ)設(shè)施越發(fā)達(dá)的地區(qū)，要素流動(dòng)成本越低，記作πtYt。其中，πt為生產(chǎn)要素流動(dòng)成本率，是關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施的函數(shù)，滿足πt ∈ （0，1]。隨著Qt的增加，邊際要素流動(dòng)成本率的降低將減少，也即，π't（Qt） < 0，πt"（Qt） > 0。因此，假設(shè)πt（Qt）函數(shù)形式為：

πt（Qt） = e-aQt （2）

其中，參數(shù)a為交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)邊際要素流動(dòng)成本的影響程度，a> 0。

假設(shè)利率為rt，能源要素價(jià)格為Pet，則工業(yè)部門(mén)利潤(rùn)最大化目標(biāo)為：

MaxYt? rtKt? PetEt? πtYt（3）

根據(jù)生產(chǎn)者利潤(rùn)最大化的一階條件，可以得到：

方程（4）和（5）為生產(chǎn)廠商關(guān)于資本要素與能源要素的決策方程。

當(dāng)能源要素使用量過(guò)多時(shí)，將造成環(huán)境污染，對(duì)消費(fèi)者效用產(chǎn)生負(fù)向影響。與此同時(shí)，消費(fèi)者從消費(fèi)中獲得正效用。另外，消費(fèi)者的收入來(lái)源于資本和能源要素報(bào)酬，隨后用于消費(fèi)和投資。假設(shè)消費(fèi)者效用函數(shù)為CRRA 形式，那么，消費(fèi)者效用最大化問(wèn)題可以表示為：

其中，β < 1為居民主觀貼現(xiàn)因子，τ為流轉(zhuǎn)稅率。由于流轉(zhuǎn)稅可以較容易地轉(zhuǎn)嫁給消費(fèi)者，因此，可以合理假設(shè)模型中政府的稅收收入全部在消費(fèi)環(huán)節(jié)征收。那么，根據(jù)動(dòng)態(tài)最優(yōu)化原理，可以求得歐拉方程與能源要素供給方程如下：

政府部門(mén)的收入來(lái)源于流轉(zhuǎn)稅收入，并將全部收入用于交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。因此，政府部門(mén)預(yù)算約束方程與交通基礎(chǔ)設(shè)施動(dòng)態(tài)積累方程分別為：

τCt= Gt（8）

Qt+1= Gt+ （1 ? δq）Qt（9）

其中，G為政府購(gòu)買(mǎi)。

此外，在市場(chǎng)出清時(shí)①，有：

（1 ? πt）Yt= Ct+ It+ Gt（10）

（二）模型求解與研究假設(shè)

在市場(chǎng)均衡時(shí)，對(duì)于內(nèi)生變量向量組St = [Yt，Ct， It， Gt， Qt， rt， Kt， Pet， Et， πt]而言，有St+1 = St =S* = [Y*， C*， I*， G*， Q*， r*， K*， P*e， E*， π*]。為從理論上分析交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)能源效率的影響，本文將推導(dǎo)在穩(wěn)態(tài)下交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)能源效率的影響，并用單位能耗產(chǎn)出來(lái)衡量能源效率大小。首先，由方程（7）可知：

r*= 1/β+ δ? 1 （11）

其次，由方程（11）與方程（4）可知：

基于此，得到本文的基本研究假設(shè)：

假設(shè)1：交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)將促進(jìn)能源效率提升。

假設(shè)2：提升的主要機(jī)制是促進(jìn)市場(chǎng)一體化、加快技術(shù)和其他生產(chǎn)要素的流動(dòng)。

三、計(jì)量模型設(shè)定與變量說(shuō)明

（一）計(jì)量模型設(shè)定

本文將高鐵開(kāi)通作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用漸進(jìn)雙重差分模型評(píng)估高鐵開(kāi)通對(duì)于能源效率的影響。設(shè)定的模型如下：

effit= α+ βHSRit+ X'itγ+ μi+ λt+ ξit（17）

其中， i、t代表城市和時(shí)間；被解釋變量 effit代表各城市的能源效率；核心解釋變量HSRit代表所在城市高鐵是否開(kāi)通，設(shè)定為處理項(xiàng)和時(shí)間項(xiàng)的乘積； X'it 為一系列控制變量，以控制各種因素對(duì)于能源效率的影響，控制變量的構(gòu)成在下文予以詳細(xì)介紹；μi為個(gè)體固定效應(yīng)，代表所有隨城市變化但不隨時(shí)間變化的因素；λt為時(shí)間固定效應(yīng)，代表所有隨時(shí)間變化但是不隨城市變化的因素；ξit 為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本文根據(jù)各城市高鐵開(kāi)通與否以及開(kāi)通時(shí)間的差異，定義核心解釋變量HSRit如下：城市高鐵開(kāi)通的當(dāng)年以及之后各年取值為1，否則取值為0，即HSRit相當(dāng)于傳統(tǒng)DID 模型中處理組虛擬變量和時(shí)間虛擬變量的交乘項(xiàng)。待估參數(shù)β即為高鐵開(kāi)通對(duì)于站點(diǎn)城市能源效率的凈效應(yīng)。若β顯著大于0，則表示高鐵開(kāi)通能夠顯著提高站點(diǎn)城市能源效率，假設(shè)1 成立。

此外，高鐵以客運(yùn)為主，因此本文認(rèn)為高鐵開(kāi)通連通各地區(qū)、促進(jìn)市場(chǎng)一體化程度提升后，促進(jìn)和擴(kuò)大區(qū)域間人員交流和流動(dòng)，引起知識(shí)、技術(shù)的傳播與擴(kuò)散。具體來(lái)說(shuō)，能源利用技術(shù)的突破往往始于某一個(gè)城市，技術(shù)專家、科研人員和勞務(wù)人員等載體通過(guò)高鐵迅速傳播至廣大地區(qū)。此外，除了技術(shù)流動(dòng)，人口流動(dòng)還會(huì)帶來(lái)交易成本和信息溝通成本的降低，進(jìn)一步促進(jìn)資金、信息等生產(chǎn)要素的流轉(zhuǎn)，優(yōu)化要素配置，向帕累托最優(yōu)靠近（馬光榮等， 2020）。為在實(shí)證上證明高鐵影響能源效率的作用機(jī)制，本文構(gòu)建機(jī)制分析模型如下：

Mit= α+ βHSRit+ X'itγ+ μi+ λt+ ξit（18）

其中，Mit為市場(chǎng)一體化程度，以及技術(shù)流動(dòng)、人口流動(dòng)和資金流動(dòng)指標(biāo)，其余符號(hào)變量定義均與方程（17）一致。若顯著在不同的被解釋變量下均大于0，則證明假設(shè)2 成立。

（二）數(shù)據(jù)選取

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)城市年鑒》《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》、各城市的《國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》、美國(guó)國(guó)家海洋與大氣管理局（National Oceanic and Atmospheric Administration， NOAA），以及國(guó)家鐵路局官方網(wǎng)站。本文考察了2001-2019 年間中國(guó)290 個(gè)城市高鐵開(kāi)通對(duì)于能源效率的影響。變量的定義與數(shù)據(jù)的獲取過(guò)程如下：

一是各城市能源效率。本文采用單位能耗GDP 衡量能源效率。由于《中國(guó)能源統(tǒng)計(jì)年鑒》中僅包含省級(jí)層面的能源消費(fèi)數(shù)據(jù)，本文借鑒史丹和李少林（2020）的做法，采用不含截距的線性模型將省級(jí)能源消費(fèi)量數(shù)據(jù)按燈光數(shù)據(jù)值分解到各地級(jí)市。隨后，用各城市GDP 除以分解得到的各城市能源消費(fèi)量，可以得到各地區(qū)單位能耗GDP。

二是市場(chǎng)一體化程度。本文選取的市場(chǎng)一體化指標(biāo)為市場(chǎng)分割指數(shù)的倒數(shù)。由于缺乏實(shí)際價(jià)格指數(shù)，本文基于文獻(xiàn)中常用的冰川成本模型，沿循Parsley and Wei（1996）的思路，通過(guò)考察省份之間家用設(shè)備、交通和通信、食品、書(shū)報(bào)雜志、煙酒、衣著、醫(yī)療保健和娛樂(lè)教育文化八類居民消費(fèi)價(jià)格變動(dòng)平均值的方差測(cè)度各省份市場(chǎng)分割程度，再對(duì)市場(chǎng)分割程度取倒數(shù)得到市場(chǎng)一體化程度指標(biāo)。此外，市場(chǎng)一體化程度也表現(xiàn)為要素流動(dòng)加速，因此，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)資本、勞動(dòng)力與技術(shù)要素流動(dòng)水平是否在交通基礎(chǔ)設(shè)施影響能源效率的過(guò)程中發(fā)揮作用。具體指標(biāo)定義如下：首先，資本要素流動(dòng)為各城市資本存量取對(duì)數(shù)；資本存量計(jì)算參照張軍等（2004）的研究，運(yùn)用資本累積方程Ki，t+1 = （1 ? δ）Kit + Iit逐年計(jì)算資本存量，δ取常見(jiàn)值0.025，Iit為歷年固定資產(chǎn)投資總額；而基年資本存量為I2001，i/（r + δ），其中，r為2001 年至2009 年間固定資產(chǎn)投資總額年均增長(zhǎng)率。其次，勞動(dòng)力要素流動(dòng)為從業(yè)人員年平均人數(shù)/年末總?cè)丝跀?shù)。技術(shù)要素流動(dòng)水平為發(fā)明專利授權(quán)量、實(shí)用新型專利授權(quán)量、外觀設(shè)計(jì)專利授權(quán)量三類專利授權(quán)總量取對(duì)數(shù)。

三是其他控制變量。本文選取的控制變量包括經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、外商投資、政府財(cái)政預(yù)算收入、人口規(guī)模和公路貨運(yùn)量。其中，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平為各城市GDP 取對(duì)數(shù)；經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率為各城市GDP 增長(zhǎng)率；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)參照汪偉等（2015）的研究，設(shè)定為一產(chǎn)比重×1+二產(chǎn)比重×2+三產(chǎn)比重×3；外商投資水平為外商投資企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值取對(duì)數(shù)；地方政府財(cái)政預(yù)算收入為地方財(cái)政一般預(yù)算內(nèi)收入取對(duì)數(shù)；人口規(guī)模為年末總?cè)丝跀?shù)取對(duì)數(shù)；公路貨運(yùn)量為各城市公路貨運(yùn)量取對(duì)數(shù)。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1 所示。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2 展示了本文基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果。其中，表2 第（1）列至第（3）列展示了城市高鐵開(kāi)通對(duì)于能源效率的影響，可以看出，在各種情況下，高鐵開(kāi)通的系數(shù)都為正且顯著，表示高鐵開(kāi)通對(duì)于城市能源效率具有顯著的正向影響。在逐步加入控制變量、時(shí)點(diǎn)和個(gè)體固定效應(yīng)后，高鐵開(kāi)通的系數(shù)逐步由836.3 下降到77.5，但是依然在1%的顯著性水平下顯著為正。從數(shù)值上來(lái)看，站點(diǎn)城市能源效率因?yàn)楦哞F開(kāi)通平均提高了77.5 元/噸標(biāo)準(zhǔn)煤，約為均值的5.9%。因此，假設(shè)1 成立。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證本文“交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠顯著提高站點(diǎn)城市能源效率”這一結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1. 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

平行趨勢(shì)假設(shè)是雙重差分方法適用的關(guān)鍵前提，平行趨勢(shì)假設(shè)通過(guò)假定實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的發(fā)展趨勢(shì)平行保證了選擇性偏誤可以被很好地剔除，從而得到處理效應(yīng)的一致估計(jì)量。本文采用事件分析法（Event study）來(lái)檢驗(yàn)平行趨勢(shì)假設(shè)是否得到滿足，模型設(shè)定如下：

其中，下標(biāo) i、t代表城市和時(shí)間。Yit為平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的被解釋變量，這里取各個(gè)城市能源效率值。Dkit為高鐵開(kāi)通這一事件的虛擬變量，取值規(guī)則為：若vi代表所在高鐵開(kāi)通的具體年份，如果t ?vi ? ?5，則定義D-5it = 1，否則令D-5it = 0；如果t ? vi = k，則定義Dkit = 1，否則令Dkit = 0；如果 t ? vi? 5，則D5it = 1，否則令D5it = 0。將高鐵開(kāi)通的前一年作為基準(zhǔn)年份，在動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)去掉了D-1it這一虛擬變量。X'it 為一系列控制變量，控制變量的選取和基準(zhǔn)模型回歸保持一致。μi代表個(gè)體固定效應(yīng)，表示所有不隨時(shí)間變化但隨個(gè)體變化的因素。λt為時(shí)間固定效應(yīng)，表示所有不隨個(gè)體變化但是隨時(shí)間變化的因素。ξit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

檢驗(yàn)平行趨勢(shì)假設(shè)的關(guān)鍵在于表示高鐵開(kāi)通這一事件的虛擬變量的待估參數(shù) βk，如果平行趨勢(shì)假設(shè)得到滿足，那么βk應(yīng)該在k < 0時(shí)不顯著。方程（19）的回歸結(jié)果如圖1 所示。可以觀察到，在高鐵開(kāi)通之前的年份，各系數(shù)均不顯著；而在高鐵開(kāi)通后的各年份，系數(shù)呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，且從高鐵開(kāi)通后約第二年開(kāi)始，系數(shù)開(kāi)始顯著。這說(shuō)明樣本滿足平行趨勢(shì)假設(shè)，并且高鐵開(kāi)通對(duì)于能源效率的影響存在約兩年的時(shí)滯。

2. 漸進(jìn)雙重差分法系數(shù)偏誤問(wèn)題

在基準(zhǔn)模型中，本文使用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)高鐵變量的處理效應(yīng)。但已有研究表明，使用雙向固定效應(yīng)模型估計(jì)的因果效應(yīng)系數(shù)可能存在偏誤（De Chaisemartin and D’ Haultfoeuille， 2020；Goodman-Bacon， 2021）。主要原因在于，在漸進(jìn)雙重差分研究設(shè)計(jì)中，估計(jì)系數(shù)可以視為各處理樣本在每個(gè)時(shí)點(diǎn)上處理效應(yīng)的加權(quán)平均和，盡管總權(quán)重為1，但可能出現(xiàn)負(fù)權(quán)重的現(xiàn)象。如果負(fù)權(quán)重過(guò)多，可能會(huì)導(dǎo)致系數(shù)偏誤。基于此，本文首先參照De Chaisemartin and D’ Haultfoeuille（2020）的研究討論負(fù)權(quán)重占比，發(fā)現(xiàn)負(fù)權(quán)重占比僅為15.9%，因此，本文認(rèn)為基準(zhǔn)回歸的結(jié)果是穩(wěn)健的。進(jìn)一步地，本文參考Anna et al.（2020）、Callaway et al.（2021）和Butts and Gardner（2021）等提出的方法，估計(jì)考慮多期雙重差分法處理異質(zhì)性時(shí)高鐵開(kāi)通對(duì)能源效率的影響，發(fā)現(xiàn)系數(shù)仍顯著為正（見(jiàn)表3），結(jié)果穩(wěn)健。

3. 蒙特卡洛模擬檢驗(yàn)

對(duì)于本文的結(jié)論，一個(gè)可能的質(zhì)疑是，能源效率的提升是否來(lái)自于某種隨機(jī)因素。為此，本文基于隨機(jī)抽樣進(jìn)行反事實(shí)分析。按照本文所有城市高鐵開(kāi)通情況，本文隨機(jī)生成了處理組并進(jìn)行了1 000 次蒙特卡洛模擬，得到的t 值核密度如圖2 所示。其中X 軸代表基于1 000 個(gè)隨機(jī)抽取109個(gè)城市作為虛擬實(shí)驗(yàn)組所估計(jì)得出的 treat×post 系數(shù)的 t 值，Y 軸代表其相應(yīng)的 p 值，曲線代表核密度估計(jì)的 t 值分布，安慰劑檢驗(yàn)采用 Stata 軟件編程運(yùn)行得到。

容易看出，大部分的抽樣結(jié)果t 值的絕對(duì)值都小于2，相應(yīng)的P 值都大于0.1，表明高鐵開(kāi)通對(duì)站點(diǎn)城市能源利用效率的影響與其他未知因素的因果關(guān)系不大，證明了本文結(jié)論“交通基礎(chǔ)設(shè)施顯著提高了城市能源效率”的穩(wěn)健性。

4. 變換政策時(shí)點(diǎn)檢驗(yàn)

進(jìn)一步地，為排除高鐵開(kāi)通前城市的能源效率上升趨勢(shì)就已經(jīng)存在，設(shè)置兩種虛擬政策變換時(shí)點(diǎn)的變化，分別假設(shè)提前兩年開(kāi)通與推遲一年開(kāi)通。結(jié)果如表4 所示，可以觀察到，假設(shè)高鐵提前開(kāi)通，假設(shè)高鐵提前開(kāi)通，系數(shù)并不顯著，這說(shuō)明高鐵開(kāi)通前，城市的能源效率不會(huì)受到顯著影響。而高鐵延遲一年開(kāi)通時(shí)，系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，這與預(yù)期相符：此時(shí)高鐵已經(jīng)開(kāi)通運(yùn)營(yíng)，即使假設(shè)延后一年運(yùn)營(yíng)，站點(diǎn)城市也持續(xù)受到高鐵運(yùn)營(yíng)所帶來(lái)的虹吸和擴(kuò)散效應(yīng)影響。兩項(xiàng)結(jié)果均表明，高鐵開(kāi)通可以顯著提升城市能源效率的結(jié)論是可靠的。

5. PSM-DID

為了證明本文結(jié)論對(duì)于研究方法并不敏感，本文使用PSM-DID 方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表5 第（1）列所示。PSM-DID 方法表明，高鐵開(kāi)通能夠顯著提高站點(diǎn)城市能源效率，并且，PSM 平衡性檢驗(yàn)顯示，匹配后控制組和對(duì)照組的各個(gè)匹配變量的均值差異顯著降低。這一結(jié)果與本文基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果一致，表明本文“高鐵開(kāi)通能夠顯著提高站點(diǎn)城市能源效率”這一核心結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

6. 替換極端值

為了證明本文結(jié)論對(duì)于極端值并不敏感，我們分別替換樣本中能源效率上下端各1%的樣本點(diǎn)為除極值點(diǎn)外的最大最小值進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如表5 第（2）列所示?？梢杂^察到，在去掉極端值后，高鐵開(kāi)通系數(shù)為76.4，在1%的顯著性水平下顯著為正，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，表明本文“交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)能夠顯著提高站點(diǎn)城市能源效率”的結(jié)論依然成立。

7. 替換被解釋變量

最后，對(duì)于本文的結(jié)論，另一個(gè)可能的質(zhì)疑是，是否與變量選擇有關(guān)。為此，本文利用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析（Data Envelopment Analysis，DEA）中的SBM 方法計(jì)算考慮了非期望產(chǎn)出的全要素能源效率，對(duì)2003 年至2016 年①各城市的能源效率進(jìn)行測(cè)度，將各城市能源消耗量、年末總?cè)丝?、固定資產(chǎn)投資總額作為投入，地區(qū)生產(chǎn)總值作為期望產(chǎn)出。同時(shí)，考慮到能源使用過(guò)程中可能產(chǎn)生二氧化硫、工業(yè)廢水和煙塵等污染物，將各城市工業(yè)煙塵排放量、工業(yè)廢水排放量和工業(yè)二氧化硫排放量作為非期望產(chǎn)出。相關(guān)數(shù)據(jù)均來(lái)源于歷年的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。進(jìn)一步地，本文使用計(jì)算得到的全要素能源效率作為能源效率的代理變量，基于方程（17）重新進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果如表5 第（3）列所示?？梢杂^察到，替換被解釋變量后，高鐵開(kāi)通依然顯著提升站點(diǎn)城市的能源效率，這再次印證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

（三）異質(zhì)性分析

1. 東中西部地區(qū)

由于我國(guó)地區(qū)發(fā)展不均衡，交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展程度也存在較大差異，其對(duì)能源效率的影響也可能存在差異。因此，本文對(duì)高鐵開(kāi)通前后不同地區(qū)的能源效率變化進(jìn)行異質(zhì)性回歸分析。結(jié)果如表6 所示?？梢杂^察到，高鐵開(kāi)通對(duì)西部具有更顯著的正向影響，這可能是因?yàn)楦哞F開(kāi)通帶來(lái)的擴(kuò)散效應(yīng)帶來(lái)了技術(shù)、生產(chǎn)等要素的流動(dòng)，因此更為惠及我國(guó)較不發(fā)達(dá)的西部地區(qū)。而東部、中部與東北部系數(shù)不顯著，說(shuō)明高鐵開(kāi)通對(duì)該地區(qū)能源效率影響較小。

2. 中心城市與非中心城市

本文考察了中心城市與非中心城市交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)能源效率的影響，結(jié)果如表7 中第（1）列和第（2）列所示。結(jié)果顯示，在中心城市開(kāi)通高鐵對(duì)能源效率沒(méi)有顯著影響，但在非中心城市開(kāi)通高鐵的影響系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，這再一次說(shuō)明高鐵開(kāi)通主要通過(guò)發(fā)揮擴(kuò)散效應(yīng)，加快要素流動(dòng)，從而提升能源效率，因此對(duì)于落后地區(qū)的能源效率提升效應(yīng)更為顯著。這一結(jié)果與東中西部異質(zhì)性分析結(jié)果相互印證。

3. 資源稟賦型城市與非資源稟賦型城市

考慮到能源效率的提升可能會(huì)受到地區(qū)資源稟賦的影響，本文從資源稟賦型城市與非資源稟賦型城市兩個(gè)方面，考察了交通基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)能源效率的影響。異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果如表7 第（3）列和第（4）列所示?？梢杂^察到，資源稟賦型城市和非資源稟賦型城市高鐵開(kāi)通的系數(shù)分別在10%和1%的顯著性水平下顯著為正，并且后者的系數(shù)高于前者，這表明高鐵開(kāi)通在提升能源效率方面對(duì)非資源稟賦型城市的影響更大。這可能是因?yàn)楦哞F作為客運(yùn)，主要通過(guò)加快人力資本流動(dòng)，從而帶動(dòng)技術(shù)流、資金流擴(kuò)散，而資源稟賦型城市大多發(fā)展的是資源型產(chǎn)業(yè)，因此對(duì)資源稟賦型城市的影響較小。

（四）機(jī)制分析

表8 報(bào)告了機(jī)制分析的回歸結(jié)果。表中第（1）列報(bào)告了市場(chǎng)一體化的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)一體化程度系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，表明高鐵開(kāi)通可以使市場(chǎng)一體化程度提高，這與理論預(yù)期一致。高鐵開(kāi)通提高了區(qū)域之間的可達(dá)性，使原本較為孤立的市場(chǎng)可以快速接入更大的統(tǒng)一市場(chǎng)，為人才的流動(dòng)創(chuàng)造條件。如表8 中第（2）列所示，高鐵開(kāi)通變量系數(shù)顯著為正，說(shuō)明高鐵開(kāi)通加快了勞動(dòng)力遷移。而隨著人才在各區(qū)域間流動(dòng)，其帶來(lái)的知識(shí)、技術(shù)在各區(qū)域間也加速擴(kuò)散，如表8 中第（3）列所示，高鐵開(kāi)通的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，說(shuō)明高鐵開(kāi)通加快了技術(shù)擴(kuò)散和流動(dòng)。與此同時(shí)，勞動(dòng)力加速遷移也會(huì)降低溝通成本和交易成本，促進(jìn)企業(yè)之間形成合作，加快資金流動(dòng)［見(jiàn)表8 第（4）列］，為經(jīng)濟(jì)發(fā)展注入新活力?？傊哞F開(kāi)通會(huì)加快人流、技術(shù)流和資金流等要素的流動(dòng)，這再次印證高鐵開(kāi)通正是通過(guò)促進(jìn)市場(chǎng)一體化這一重要的機(jī)制發(fā)揮作用進(jìn)而影響能源效率的，假設(shè)2 成立。

五、結(jié)論和政策建議

持續(xù)提升能源效率是推動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展、實(shí)現(xiàn)碳中和目標(biāo)的重要路徑，而目前學(xué)界關(guān)于交通基礎(chǔ)設(shè)施影響能源效率的研究尚存在爭(zhēng)議。本文基于理論和實(shí)證考察交通基礎(chǔ)設(shè)施影響能源效率的程度與機(jī)理。研究結(jié)果表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)可以顯著提升區(qū)域能源效率，在多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)下，這一結(jié)論都非常穩(wěn)健。此外，交通基礎(chǔ)設(shè)施在西部地區(qū)、非中心以及非資源稟賦型城市中的能源效率提升作用要更為明顯。進(jìn)一步的機(jī)制分析表明，交通基礎(chǔ)設(shè)施可以促進(jìn)區(qū)域市場(chǎng)一體化、加快要素流轉(zhuǎn)，從而有效提升能源效率?；诖耍疚奶岢鋈缦抡呓ㄗh：

首先，地方政府應(yīng)繼續(xù)加大交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的力度，以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和區(qū)域均衡發(fā)展。我們發(fā)現(xiàn)，交通基礎(chǔ)設(shè)施投資在促進(jìn)經(jīng)濟(jì)綠色可持續(xù)發(fā)展方面發(fā)揮著顯著作用，能夠提高區(qū)域能源效率，同時(shí)促進(jìn)社會(huì)經(jīng)濟(jì)的整體進(jìn)步。此外，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)提升能效的作用在西部和非中心城市等經(jīng)濟(jì)較為落后的地區(qū)要更明顯，表明該政策對(duì)于區(qū)域均衡發(fā)展也具有重要意義。因此，地方政府應(yīng)優(yōu)先考慮在這些較為落后的地區(qū)實(shí)施基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)項(xiàng)目，并制定各區(qū)域的長(zhǎng)期交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)展規(guī)劃。同時(shí)，確保持續(xù)地投資，以實(shí)現(xiàn)長(zhǎng)期的經(jīng)濟(jì)效益和節(jié)能效益。

此外，對(duì)于非資源稟賦型城市地方政府而言，交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)也是一項(xiàng)實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展的公共政策。這些城市通常缺乏自然資源優(yōu)勢(shì)，地方政府需要探索其他途徑來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。交通基礎(chǔ)設(shè)施投資是這些城市促進(jìn)經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期可持續(xù)發(fā)展的重要策略之一。它不僅能夠增強(qiáng)區(qū)域的連通性和可達(dá)性，還能夠通過(guò)提高能源效率來(lái)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)的綠色轉(zhuǎn)型。為充分發(fā)揮交通基礎(chǔ)設(shè)施的積極作用，非資源稟賦型城市地方政府應(yīng)不斷優(yōu)化交通網(wǎng)絡(luò)，提高交通系統(tǒng)的效率和可靠性，同時(shí)降低能源消耗和排放。

最后，地方政府應(yīng)加快打造統(tǒng)一的要素資源市場(chǎng)，暢通交通基礎(chǔ)設(shè)施發(fā)揮能效提升作用的渠道機(jī)制。本文結(jié)論表明，隨著經(jīng)濟(jì)一體化的不斷發(fā)展，交通基礎(chǔ)設(shè)施的改良更有效地促進(jìn)要素流動(dòng)，提高能源利用效率，這印證了黨中央提出的“加快建設(shè)全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)”的必要性和重要性。一方面，地方政府應(yīng)減少對(duì)市場(chǎng)活動(dòng)的直接干預(yù)，轉(zhuǎn)而運(yùn)用市場(chǎng)化手段優(yōu)化土地、資本、技術(shù)、勞動(dòng)力等要素的配置，以提高要素的使用效率和流動(dòng)性。另一方面，加強(qiáng)交通基礎(chǔ)設(shè)施的規(guī)劃和建設(shè)，促進(jìn)各地交通基礎(chǔ)設(shè)施互聯(lián)互通。同時(shí)，建立區(qū)域交通合作機(jī)制，促進(jìn)資源共享和優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，推動(dòng)區(qū)域一體化發(fā)展。

參考文獻(xiàn)

[1] 胡宗義，劉靜，劉亦文. 中國(guó)省際能源效率差異及其影響因素分析[J]. 中國(guó)人口·資源與環(huán)境，2011 年第7期，第33-39 頁(yè)。

[2] 交通運(yùn)輸部. 2023 年交通運(yùn)輸行業(yè)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)[EB/OL]（2024-06-13）[2024-06-18]， https：//xxgk.mot.gov.cn/jigou/zhghs/202406/t20240614_4142419.html。

[3] 黎文勇，楊上廣，吳玉鳴. 區(qū)域市場(chǎng)一體化對(duì)碳排放效益的影響研究——來(lái)自長(zhǎng)三角地區(qū)的空間計(jì)量分析[J].軟科學(xué)，2018 年第9 期， 第52-55 頁(yè)。

[4] 李強(qiáng)，魏巍. 交通基礎(chǔ)設(shè)施、制度變遷與全要素能源效率——基于省級(jí)面板數(shù)據(jù)的經(jīng)驗(yàn)分析[J]. 南京審計(jì)學(xué)院學(xué)報(bào)，2014 年第1 期， 第54-61 頁(yè)。

[5] 劉生龍，胡鞍鋼. 交通基礎(chǔ)設(shè)施與中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2011 年第3 期， 第72-82 頁(yè)。

[6] 馬光榮，程小萌，楊恩艷. 交通基礎(chǔ)設(shè)施如何促進(jìn)資本流動(dòng)——基于高鐵開(kāi)通和上市公司異地投資的研究[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020 年第6 期，第5-23 頁(yè)。

[7] 蒲龍，馬光榮，黃勃. 基礎(chǔ)設(shè)施、稅收競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)稅負(fù)——基于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化的視角[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2022 年第9 期，第50-69 頁(yè)。

[8] 史丹，李少林. 排污權(quán)交易制度與能源利用效率——對(duì)地級(jí)及以上城市的測(cè)度與實(shí)證[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020年第9 期，第5-23 頁(yè)。

[9] 汪偉，劉玉飛，彭冬冬. 人口老齡化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)效應(yīng)研究[J]. 中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2015 年第11 期，第47-61頁(yè)。

[10] 王彩艷，劉修巖. 交通基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、國(guó)內(nèi)市場(chǎng)一體化與鄉(xiāng)村振興——基于市場(chǎng)準(zhǔn)入視角的研究[J]. 山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2024 年第5 期，第16-27 頁(yè)。

[11] 王群勇，陸鳳芝. 高鐵開(kāi)通的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)：“減排”與“增效”[J]. 統(tǒng)計(jì)研究，2021 年第2 期，第29-44 頁(yè)。

[12] 許釗，高煜，霍治方. 高鐵開(kāi)通對(duì)能源效率的影響研究——基于“中心—外圍”模型的理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)[J]. 軟科學(xué)，2022 年第5 期，第1-8 頁(yè)。

[13] 葉菁文，范劍勇. 交通基礎(chǔ)設(shè)施、區(qū)際貿(mào)易與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展——以公路為例[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2023年第6 期，第48-68 頁(yè)。

[14] 張聰聰，崔松濤，朱治雙，張華明. 市場(chǎng)一體化對(duì)區(qū)域能源效率的影響及機(jī)制[J]. 資源科學(xué)，2023 年第06 期，第1208-1222 頁(yè)。

[15] 張軍，吳桂英，張吉鵬. 中國(guó)省際物質(zhì)資本存量估算：1952—2000[J]. 經(jīng)濟(jì)研究，2004 年第10 期，第35-44頁(yè)。

[16] 張效莉，石宇航. 交通基礎(chǔ)設(shè)施與全國(guó)統(tǒng)一大市場(chǎng)[J]. 消費(fèi)經(jīng)濟(jì)，2024 年。

[17] 張志輝. 中國(guó)區(qū)域能源效率演變及其影響因素[J]. 數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2015 年第08 期，第73-88 頁(yè)。

[18] Anna， S. etc， "Doubly Robust Difference-in-Differences Estimators". Journal of Econometrics， 2020，219（1）， 101-122.

[19] Barro， R. J.， "Government Spending in a Simple Model of Endogeneous Growth". Journal of Political Economy， 1990，S5（98）， 103-125.

[20] Behrens， K.， "International Integration And Regional Inequalities： How Important Is National Infrastructure？". TheManchester School， 2011， 79（5）， 952-971.

[21] Butts， K. and Gardner， J.， "Did2s： Two-Stage Difference-in-Differences". Papers， 2021.

[22] Callaway， B. etc. "Difference-in-Differences with multiple time periods". Journal of Econometrics， 2021， 225（2）， 200-230.

[23] De Chaisemartin， C. and D' Haultfoeuille， X.， "Two-wafr5jj00n2U7gBtBFlsBs5sVzG+2j09UFh548pjNzjgg=y Fixed Effects Estimators with Heterogeneous TreatmentEffects". American Economic Review， 2020， 110（9）， 2964-2996.

[24] Dollar， D. and Wei， S.， "Das （Wasted） Kapital： Firm Ownership and Investment Efficiency in China". Social ScienceElectronic Publishing， 2007.

[25] Fujimura， M. and Edmonds， C.， "Impact of Cross-border Transport Infrastructure on Trade and Investment in the GMS".ADB Institute discussion paper， 2006， 48， 1-35.

[26] Glaeser， E. and Kahn， M.， "The Greenness of Cities： Carbon Dioxide Emissions and Urban Development". NberWorking Papers， 2010， 67（3）， 404-418.

[27] Goodman-Bacon， A.， "Difference-in-differences with variation in treatment timing". Journal of Econometrics， 2021，225（2）， 254-277.

[28] Katz， M. and Shapiro， C.， "System Competition and Network Effects". Journal of Economic Perspectives， 1994， 8（2），93-115.

[29] Kim， K. and Kim， Y.， "International comparison of industrial CO_2 emission trends and the energy efficiency paradoxutilizing production-based decomposition". Energy Economics， 2012， 34（5）， 1724-1741.

[30] Klenow， H.， "Misallocation and Manufacturing TFP in China and India". Quarterly Journal of Economics， 2009， （4），1403-1448.

[31] Krugman， P.， "History and Industry Location： The Case of the Manufacturing Belt". The American Economic Review，1991， 81（2）， 80-83.

[32] Lin， B. and Chen， Y.， "Will economic infrastructure development affect the energy intensity of China's manufacturingindustry？". Energy Policy， 2019， 132（SEP.）， 122-131.

[33] Liu， J. etc.， "Does industrial agglomeration promote the increase of energy efficiency in China？". Journal of CleanerProduction， 2017， 164（oct.15）， 30-37.

[34] Ouyang， X. etc.， "Industrial energy efficiency and driving forces behind efficiency improvement： Evidence from thePearl River Delta urban agglomeration in China". Journal of Cleaner Production， 2019， 899-909.

[35] Parsley， D. and Wei， S.， "Convergence to the Law of One Price Without Trade Barriers or Currency Fluctuations".Quarterly Journal of Economics， 1996， （4）， 1211-1236.

[36] Ratner， K. and Goetz， A.， "The reshaping of land use and urban form in Denver through transit-oriented development".Cities， 2013， 30， 31-46.

[37] Song， Y. etc.， "Industrial agglomeration and transport accessibility in metropolitan Seoul". Journal of GeographicalSystems， 2012， 14（3）， 299-318.

[38] Tan， R. etc.， "Transportation infrastructure development and China's energy intensive industries - A road developmentperspective". Energy， 2018， 149（15）， 587-596.

[39] Wei， C. and Zheng， Y.， "A New Perspective on Raising Energy Efficiency： A Test Based on Market Segmentation".Social Sciences in China， 2020， 41（1）， 59-78.

[40] Wu， F. etc.， "Industrial energy efficiency with CO2 emissions in China： A nonparametric analysis". Energy Policy，2012， 49（none）， 164-172.

[41] Yu， A. etc.，d "Estimation of industrial energy efficiency and corresponding spatial clustering in urban China by a metafrontiermodel". Sustainable Cities and Society， 2018， 43， 290-304.

〔執(zhí)行編輯：劉自敏〕