“十四五”规划纲要明确提出“加快建设交通强国”“基本贯通‘八纵八横’高速铁路”。截至2021年底，全国高速铁路营业总里程达到4万公里、最高运营时速达350千米，均居世界首位。高铁已经成为交通基础设施改善的重要标志，并对要素空间配置、经济活动及产业布局产生重大影响。伴随着交通基础设施建设的不断完善，受规模经济内在要求驱动，生产相同或相似产品的企业及其上下游相关企业连片布局，形成产业集聚。作为一种客运专线铁路，高铁对人流以及承载于人流上的知识传播和信息共享类的产业影响更为明显。第三产业包括物流运输等流通部门、金融旅游等为生产生活服务的部门、教育科研等科技部门以及党政机关社会团体等，显而易见这些行业对知识、技术要求更高，重视人才、信息及运输时效。高铁开通能够提升干线的总体运输能力，改善区域的交通可达性，缩短城市间的时空距离，减少生产要素流动的空间壁垒，提高劳动力、资本、知识、技术等要素在更大范围内配置的可能性，对第三产业集聚影响深远。因此，全面深刻理解高铁开通与第三产业空间布局的关系，对于合理规划高铁建设、优化经济结构、促进高质量发展意义重大。
在高铁开通与产业集聚关系的研究方面，国外已有研究发现高铁开通通过促进资本、劳动力、知识等资源集中，提高就业吸引力促进产业发展和经济进步[-]。国内已有研究中，胡静等[]、郭璐筠[]研究发现高铁建设对旅游业集聚水平影响存在正向影响；覃成林和杨晴晴[]、邓涛涛等[]、曹小曙等[]以及宣烨等[]采用DID模型实证检验高铁开通对服务业集聚水平的影响；张晓建[]和朱文涛[]利用普通面板模型研究发现高铁开通促进了制造业集聚程度的提高。但既有研究缺少高铁开通对第三产业及细分行业的差异化影响对比。有学者认为高铁建设通过改变区域可达性[-]、市场潜力和工资水平[]、要素丰裕程度[]、成本效应[]等影响产业集聚水平，也有研究关注劳动力要素流动在其中发挥的作用，但主要集中在高铁开通与制造业或工业的关系研究中[]。部分学者研究某一条高速铁路沿线站点开通对产业布局的影响[, ]，但我国高铁建设由线到网，形成纵横交错的高速铁路网，城市产业发展不仅受到一条高铁影响，也会受到其他经过该城市的高铁线路影响，以某条高铁路线为例进行研究，可能会使结论有偏。基于此，本研究选择在我国交通领域具有重要战略地位的长江经济带108个地级及以上城市为研究样本，以2007—2018年为考察期，选取合适的变量构建空间双重差分模型，研究高铁开通对第三产业及细分行业集聚水平的影响，并验证高铁开通带来的第三产业集聚效应在不同地理区位城市之间的异质性，同时从劳动力转移视角对高铁开通影响第三产业集聚水平的传导机制进行实证检验，这对长江经济带打造综合立体交通走廊和实现经济高质量发展意义重大。本文开展的工作主要有：第一，进一步考虑高铁开通引致的第三产业集聚的空间溢出效应，构建空间双重差分模型评估高铁开通对第三产业集聚水平的影响；不仅以空间滞后项的系数判断是否存在空间溢出效应，还以间接效应衡量空间溢出效应程度。第二，立足高铁带来的“时空压缩”效应，重点考察劳动力流动引致的知识溢出等效应对第三产业集聚的影响机理。第三，考虑长江经济带特殊的地理位置和重要的战略地位及其高铁网络布局不平衡、经济发展存在差距、资源禀赋不同的城市高铁开通后引起的效应可能有所区别，重点考察“虹吸效应”和“辐射效应”双重影响下高铁开通对第三产业集聚的影响是否存在异质性。
一方面，高铁开通改善了地区交通条件，促进第三产业集聚。产业在区位选择时的重要标准之一是是否有利于扩大市场，有限的市场抑制了专业化分工，使得市场外部性难以体现，经济活动分散于不同的区域。而高铁开通优化了地区交通条件，为产业市场的持续扩大带来了可能性。同时，第三产业的产品和服务大都是无形的，具有知识、信息、人才、技术密集等特点，更加注重运输的时效性，其区位选择对于交通区位条件变化最为敏感[]，因此高铁开通更容易促进第三产业集聚。另一方面，高铁网络的布局能够提升第三产业规模经济效益。旅游、住宿餐饮、物流运输等第三产业往往利用高铁网络提高资源配置效率，进而形成规模经济效应。同时，新古典经济学代表人物马歇尔最早提出产业集聚理论，产业集聚不仅能够产生内部规模经济，也会形成上下游产业联动协同的外部规模经济。因此，高铁开通不仅直接激发沿线区域旅游业、批发零售业、餐饮住宿业、物流运输等第三产业集聚，也能带动相关产业上下游配套产业的集聚。
国外学者结合新经济地理学框架研究了劳动力对产业集聚的影响[-]，认为劳动力流入会产生价格指数效应和本地市场效应，从而吸引大批企业流入，推进产业集聚发展。高铁网络的完善不仅加强了城市间联系，促进经济活动交流，扩展了要素流动的空间范围，也实现了客货分离，进一步解放交通资源，提高专业化运营水平，加快要素的自由流动，优化资源配置[]，使得劳动力能够自由流动到收益更高的地区，降低要素错配的可能性，提高要素配置效率，在流入地形成规模经济效应，促进经济要素和产业持续集聚。同时，根据运输通道理论，交通状况变好能够带来时空压缩效应，提升区域可达性，劳动力、资本等生产要素向交通运输节点集聚。高铁所具有的载客量大、安全性好、速度快等优势能够极大地促进区域劳动力等生产要素的流动[]，增加了该地区劳动力供给[]，使得城市更可能获得优质生产要素，进而促进第三产业集聚。此外，高铁开通后，城市基础设施、相应配套更加完善，劳动力可以以较低的成本去更远的地方居住或者获取满意的产业和服务，使得企业拥有更大的服务市场，因而企业更愿意生产和提供专业化、多样化的产品或服务，促进生产相似产品或提供相似服务的企业集聚。
假设1：高铁开通拓展了劳动力自由流动的范围、加快了劳动力的自由流动，提高劳动力资源自由配置效率，从而促进经济要素与第三产业持续集聚。
知识溢出随着空间距离的扩大而减弱[]，高铁网络建设缩短了“时空距离”，使得人与人之间能够面对面交流，从而扩大知识溢出的潜在范围，促进相关产业的集聚[]。第三产业大多为知识密集型企业和技术密集型企业，在运作过程中需要投入大量具有丰富专业知识的高素质人才[]。高素质劳动力在区域间的自由流动，提升了人才交互的频率，促进产业内知识流动、共享[]，从而进行相互学习、相互模仿，形成知识溢出效应，有利于传播基于经验所得到的高度个人化的隐性知识，促进知识交流，强化区位优势，吸引高新技术、金融业、文化创意产业等知识性较强的第三产业集聚。
假设2：高铁开通通过劳动力要素自由流动带来的知识溢出影响第三产业集聚。
高铁开通对第三产业集聚影响的传导机制如所示。
双重差分模型(DID)将样本分为处理组和对照组，根据处理组与对照组的平均变化之差分析项目或政策实施带来的净效应，在一定程度上可以避免内生性的困扰。在考察期内，长江经济带108个地级及以上城市中大部分城市开通了高铁，这种大规模的交通基础设施建设可以被视作一项“准自然实验”来研究。因此，以长江经济带地级及以上城市作为考察对象，将考察期内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，利用DID模型考察高铁开通对第三产业集聚水平的净影响。基准的DID模型设置如下：
其中：Dit为分组虚拟变量，取值为1表示i为开通高铁城市，取值为0表示i为未开通高铁城市；Tit为时间虚拟变量，取值为0表示高铁开通前，取值为1表示高铁开通后。Dit·Tit为分组虚拟变量和时间虚拟变量的交互项，其系数β反映了高铁开通的净效应。εit为随机误差项。
由于基准DID模型假定处理组所有个体受到冲击的时间一致，而考察期内长江经济带地级及以上城市开通高铁的年份存在差异，所以无法满足研究需求。借鉴Beck等[]的做法，本文构建多时点DID模型：
在面板回归模型中考虑个体固定效应和时间固定效应取代粗糙的分组虚拟变量Dit和时间虚拟变量Tit。其中，yit为因变量，表示城市i在时间t的产业集聚水平。α为截距项，γt表示时间固定效应，μi表示地区固定效应；εit为随机误差项。hsrit为虚拟变量，表示城市i在t年是否开通高铁，若城市i在t年开通高铁，则取值为1，否则取值为0。系数β表示高铁开通对集聚水平影响的净效应。X为影响产业集聚水平的j个控制变量，θj为相应的估计系数。
高铁开通带来的“时空压缩”效应使得地区间的空间相关性特点得以体现[-]。一方面，高铁开通不仅会影响本地区的第三产业集聚，同时也会对周边地区的第三产业发展产生正外部性；另一方面，开通高铁的城市吸引大量优质人才、资本、知识和技术，具有更大的发展潜力，导致对周边地区形成更强的吸附作用而产生负的外部性。因此，高铁建设不仅会对所在地产生影响，也可能对相邻地区产生溢出效应，如果忽略这种经济联系，将会导致回归估计结果有偏。此外，DID模型建立在解释变量完全外生的假设之上，不能保证随机误差项与个体自身有关的因素完全无关，从而忽视了“内生性”“自相关”等问题。因此，本文建立空间双重差分模型(SDID)，有利于解决标准DID模型估计存在空间相关性数据不一致的问题，也能在相当程度上避免内生性问题。在多时点DID模型中引入空间滞后项，构建如下模型：
其中，W 为研究样本的空间权重矩阵，Wyit为被解释变量的空间滞后项，ρ为空间溢出效应的系数，表示地区间溢出效应的强度。其余参数含义同式(2)。
需要注意的是，SDID模型包含空间滞后项，但是否存在空间溢出效应不应简单通过其系数来判断，空间计量模型中自变量对因变量的影响分为直接效应、间接效应(空间溢出效应)和总效应[-]。直接效应反映了自变量对本地区y的平均影响，间接效应则反映了自变量对其他地区y的平均影响，而总效应反映了自变量对全部区域产生的平均影响。间接效应可以用来判断空间溢出效应的程度。
首先构造邻接空间权重矩阵 W1，若两个城市之间存在共同边界，元素设定为1；不存在共同边界，则设定为0。
有学者认为邻接空间权重矩阵过于单一，不能充分反映两地之间联系的客观事实[]，经济活动的空间效应不局限于与之相邻的地区，一个地区的经济策略能够被所有地区观测到，但相应的影响程度会随着距离的增加而衰减[]。因此，本文构造了距离空间权重矩阵 W2。基于距离的空间权重矩阵定义如下：
其中：dij表示两个城市中心位置之间的距离；φi和φj分别表示某个城市的纬度和经度；Δτ表示两个城市间经度之差；R为地球半径。
被解释变量为第三产业集聚度(agglo)。当前关于产业集聚的测度方法主要有行业集中度、区位熵、空间基尼指数、郝希曼—赫芬达尔指数、E-G指数等。这些测度方法各有偏重、各有优劣。考虑数据可得性，选择区位熵指数衡量第三产业集聚度[-]，能够较真实地反映某一地区的要素空间分布情况，也可以消除区域规模差异因素。一般认为，LQ值越大，该地区该产业的集聚水平越高。LQ < 1，说明此地区该产业集聚相对较弱；LQ>1，说明此地区该产业集聚程度较高，专业化水平高于全国平均水平。其计算公式为：
其中，Xij表示产业i在j地区的产出指标，
选取高铁开通与否(hsr)虚拟变量作为核心解释变量。按照中国国家铁路局的定义，高铁是指新建设计运行时速250公里(含预留)及以上动车组列车、初期运营时速200公里及以上的客运列车专线铁路。当年高铁开通取值为1，否则取值为0。而高铁开通的时间为该城市第一条高铁开通的年份。考虑到时滞效应，如果是上半年开通高铁，我们定义为当年开通，如果是下半年开通高铁，我们定义下一年为开通年份[]。例如，重庆于2013年12月高铁正式通车，则我们定义重庆首次开通高铁的年份为2014年。按此定义，样本处理组包含76个城市，对照组包含32个城市。
选取地区人口迁入率(migra)作为重点解释变量，作为衡量劳动力流动的指标，用城市人口增长率与自然增长率之差表示。该指标用于检验劳动力人口转移是否是高铁开通影响第三产业集聚的传导机制。
为了消除城市间非对称因素的影响，借鉴参考邓涛涛等[]、陈得文和苗建军[]、金荣学和卢忠宝[]的相关研究，结合上述理论机制，本研究重点选择以下5个控制变量：(1)经济发展水平。第三产业发展需要大量的高素质人才、资本、技术支持等，综合经济实力强劲的城市对第三产业集聚所需要素有更强的吸引力。同时，经济发展水平强劲的地区具有更好的基础设施、更大的消费市场，对企业形成巨大吸引力，促进产业集聚。以人均GDP(pgdp)衡量城市经济发展水平。(2)市场需求。企业通常选择在市场需求大的地区布局，随着集聚企业越来越多，上下游企业也随之集聚，逐步形成相应产业集聚中心。选用人口密度(popden)衡量市场需求。(3)政府干预。一方面，政府出台的产业支持政策、税收优化、战略规划会影响第三产业的布局；另一方面，政府通常通过基础设施建设吸引劳动力、企业等要素流动，从而影响第三产业布局。选用一般财政支出(gov)作为其替代变量。(4)人力资本水平。第三产业对知识性要求较高，高素质的人才能够促进创新活动的产生，有利于产业集聚。选用普通高等学校在校生数(edu)衡量人力资本水平。(5)金融发展水平。金融发展水平高的城市可以提供更优质的金融服务，从而吸引更多要素集聚，对经济增长和产业布局产生影响。以金融机构存贷款余额占GDP比重(fin)衡量金融发展水平。
研究采用的数据为2007—2018年长江经济带108个地级及以上城市的面板数据。巢湖、毕节和铜仁等城市在研究时期内发生过行政区划的调整，为了保障数据可得、口径一致，对这些城市予以删除。地级市开通高铁的时间、线路等数据通过高铁网、12306网站、中国铁路总公司网站整理得到。地级市经济层面的数据来源于《中国城市统计年鉴》、EPS数据库、各省市和地级市统计年鉴、各地级市国民经济和社会发展统计公报等。部分缺失数据用插值法补充。各变量的描述性统计如所示。
DID模型成立的一个重要前提是研究样本应满足平行趋势假设，即处理组和对照组在接受处理之前满足平行趋势假设。为了验证设置高铁站点城市和未设置高铁站点城市在高铁开通前的第三产业集聚水平是否满足该假设，借鉴Beck等[]的方法，在式(2)的模型基础上设定以下回归模型：
其中：β-T表示高铁开通前第T年产生的影响，β+T表示高铁开通后第T年产生的影响，β表示高铁开通当年产生的影响；当年份为高铁开通当期时，HSRi, t取值为1，否则取值为0。其他参数含义同式(2)。
结果如所示，高铁开通前3年、前2年和前1年的系数均不显著，说明高铁开通前通车城市和未通车城市的第三产业集聚水平不存在显著差异，满足平行趋势假设的要求。高铁开通当年、高铁开通后第1年、第2年的估计系数显著为正，且系数随着时间延长而逐渐增大，表明高铁开通对长江经济带城市第三产业集聚的促进作用呈扩大趋势；而高铁开通后第3年的估计系数不显著，说明这个趋势在高铁开通后第3年逐渐消失，因而可以认为高铁开通对第三产业集聚水平的促进作用可能存在时间效应。
全局莫兰指数用于反映空间邻近区域或邻接区域的属性值从全局层面上所具有的相关性差异程度。通过测算全局莫兰指数进行初步的空间相关性判断，以确认长江经济带第三产业集聚是否存在空间依赖性，结果见。结果表明，基于两类空间权重矩阵，Moran’s I均大于0，且基本都在1%的显著性水平上显著，表明城市第三产业集聚度呈现显著的空间正相关关系，说明城市之间第三产业集聚确实存在一定的空间依赖性。除了2008年，随着时间的推移，大致呈现先上升又略微下降的趋势。因此，考虑空间效应进行研究具有合理性。
首先以区位熵指数为产业集聚水平的度量指标，初步研究了高铁开通对长江经济带城市第三产业集聚的影响。为基于邻接矩阵和距离矩阵的SDID估计结果以及在不考虑空间效应情况下的DID估计结果。在无空间效应情况下，列(1)中hsr的估计系数为0.021，且在5%的显著性水平上显著；加入一系列控制变量后得到列(2)的结果，hsr的估计系数略有降低但符号不变，且在10%的显著性水平上依然显著，初步表明高铁开通对第三产业集聚有显著促进作用。从邻接矩阵和距离矩阵的结果看，Wy的系数均显著为正，初步说明长江经济带城市的产业集聚存在显著的空间溢出效应。列(3)和列(5)为不加入控制变量的结果，hsr系数在1%的显著性水平上显著为正。加入控制变量的列(4)和列(6)结果表明，hsr估计系数分别为0.017和0.014，且在5%的显著性水平上显著，说明高铁开通使得该城市的第三产业集聚度提高0.017或0.014，验证了假设1，高铁开通能够促进第三产业集聚。这与邢丽峰[]、李衡和韩燕[]的研究结论相同。
从控制变量的结果看，基于两类空间权重矩阵，市场需求、金融发展水平对第三产业集聚有显著的正向影响。市场需求系数分别为0.216和0.156，且显著为正，表明市场需求越大的城市第三产业集聚水平越高；在市场需求旺盛的城市，从事第三产业的企业更能够通过扩大规模降低成本，或是降低与客户之间的交易费用，从而吸引大量企业集聚。金融发展水平的估计系数在5%和10%的显著性水平上显著为正，分别为0.021和0.014，表明其对第三产业的集聚水平存在积极影响，由于第三产业注重信息、人才、知识的特点，企业更愿意在金融发展水平较高的地方集聚。而经济发展水平、政府干预对第三产业集聚存在显著的负向影响。经济发展水平的系数为负，且分别在10%和5%的显著性水平上显著，人均GDP越高的区域，第三产业集聚度反而越低，与预期不相符，可能的解释是，经济发展水平越高的城市更加强调多元化发展。政府干预的估计系数显著为负，说明政府干预对第三产业集聚的影响是反向的，这可能是因为政府用于管理费用的支出过多或是主要支出用于扶持第二产业[]，政府以经济增长为目标，更倾向投资于周期短而见效快的工业投资项目。
为了进一步衡量高铁开通引致的第三产业集聚空间溢出效应的程度，计算了核心解释变量hsr的直接效应、间接效应(空间溢出效应)和总效应。从距离矩阵的结果看，hsr的直接效应和间接效应分别为0.016和0.047，且分别在5%和10%的显著性水平上显著，说明高铁开通使得该城市的第三产业集聚度提高0.016、周边城市的第三产业集聚度提高0.047。表明高铁开通不仅对当地的产业集聚有明显的直接效应，其所引致的空间溢出效应对相邻地区的产业集聚亦有显著的促进作用。高铁开通打破了区域间的空间壁垒，城市第三产业的集聚存在空间溢出效应。并且高铁开通所带动的产业集聚的空间溢出效应在总增长效应中占比超过50%，表明产业集聚的地区间溢出效应较强，超过了高铁开通的直接效应。
处理组和对照组具有可比性是本文采用空间双重差分法来分析高铁开通对第三产业集聚影响的一个前提条件，即如果不存在高铁开通这一事实，处理组和对照组之间的第三产业集聚度则不随时间的变化而变化。通过借鉴Chen等[]反事实检验方法进行稳健性检验。本文选取2007—2010年这一时间段，假设这期间无高铁开通，将2008年设为高铁开通的假想时间点，如果主要解释变量hsr的系数不显著，则表明处理组和对照组具有相同的趋势。
用同一回归方程进行检验，结果如所示。假想高铁开通时间点是2008年，两类空间权重矩阵的结果均表明处理组和对照组的第三产业集聚没有发生显著变化，说明上述结论并不是随时间变动而导致的安慰剂效应的结果，验证了前文回归结果的稳健性。
为了验证上述结论，采用简化的E-G(Ellison and Glaeser)指数[, ]衡量产业集聚度，替换被解释变量进行稳健性检验。简化的指数用于衡量某一产业的区域集中程度既可克服数据获得性的困难又不失一般性。其计算公式为：
其中，gi(t)表示t时刻i地区的产业集聚程度，Ei(t)表示t时刻i地区某产业就业人数，E(t)表示t时刻产业总就业人数，Pi(t) 表示t时刻i地区的人口数，P(t) 表示t时刻总人口。gi(t)取值区间为[-1, 1]。当gi(t)的值接近-1时，表明该产业完全分布于其他区域；当gi(t)的值接近0时，表明该产业完全分散于各个地区；gi(t)的值接近1时，表明该产业完全集中于本地区，值越大产业集聚程度越大。
使用空间双重差分模型进行回归，结果如所示。基于邻接矩阵和距离矩阵，hsr的估计系数为正且分别在5%和1%的显著性水平上显著，进一步验证了高铁开通对第三产业集聚有促进作用这一结论。
较之其他城市，由于省会城市和直辖市综合经济实力通常较强以及政策倾斜，产业通常更容易集聚，同时是否为省会城市或直辖市也会对高铁站点建设决策产生影响，因此在样本中删除省会城市和直辖市之后再行估计。从中可以看到，删除省会城市和直辖市后，基于邻接矩阵和距离矩阵的hsr的估计系数分别是0.021和0.016且显著，表明高铁开通对第三产业集聚水平仍有显著的促进作用，进一步验证了上述回归结果的稳健性。
2011年出台的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十二个五年规划纲要》提到，建设“四纵四横”客运专线，基本建成快速铁路网，涵盖长江经济带大部分城市。截至2016年底，长江经济带城市高铁网络基本全面铺开。因此，缩小样本区间至2011—2016年，考察高铁网络全面建设时期高铁的开通对城市第三产业集聚的正向效应是否依然成立。回归结果如所示，两类空间权重矩阵的hsr的估计系数均显著为正，因此认为上述回归结果基本稳健。
一方面，中国东中西三大地区差距仍然存在，而生产要素具有“趋优性”，高铁的开通将使人才、企业、产业等要素从中西部欠发达城市向基础设施更加完善、城市功能更加健全、产业链条更加完整的东部城市聚焦。另一方面，高铁网络的完善加速了区域一体化，中西部城市高铁开通后的区位优势得以显现，叠加近年来成渝地区双城经济圈建设战略部署对西部地区发展的重视，其对劳动力等要素的吸引力大幅提高。那么，高铁开通对第三产业集聚的影响在东中西部之间是否存在异质性呢？
本文将长江经济带城市分为东部城市、中部城市和西部城市三个样本进行回归，得到结果。从结果来看，基于邻接矩阵或者距离矩阵，东部城市和中部城市hsr的估计系数在5%或者10%的显著性水平上显著为正，表明高铁开通显著促进了东、中部城市的第三产业集聚水平提高。但是西部城市的hsr估计系数并不显著，高铁开通对西部城市的第三产业集聚没有显著影响，可能的原因：一是因为高铁开通反而增加了其要素和资源流失的可能性，人才和企业更可能选择流向中部、东部等发达城市；二是西部城市开通高铁普遍较晚，高铁开通对第三产业集聚的正向效应在研究时段内还没有显现出来。同时，从距离矩阵的回归结果看，东部城市hsr的估计系数0.025大于中部城市hsr的估计系数0.016，表明高铁开通对长江经济带东部城市第三产业集聚的促进作用明显要高于中部城市。东部城市经过长时间的高水平、高质量发展，综合实力强劲，比中部城市更能够吸引大量优质资源，从而在高铁开通带来的正效应中获益更多。从第三产业发展看，高铁开通在一定程度上拉大了长江经济带东中西部地区间的差距。
根据《2017年国民经济行业分类(GB/T 4754—2017)》，第三产业划分为14个细分行业，如。本文同样运用SDID模型研究高铁开通对长江经济带第三产业不同细分行业集聚的影响，为基于邻接矩阵和基于距离矩阵的实证结果，核心解释变量不显著的样本结果未展示。
高铁开通对第三产业不同细分行业集聚的影响有所区别。两类空间权重矩阵的实证结果均表明批发和零售业、水利环境和公共设施管理业、教育、卫生和社会工作以及公共管理社会保障和社会组织5个细分行业hsr的估计系数显著为正，按照影响程度排序为：批发和零售业、公共管理社会保障和社会组织、教育、卫生和社会工作、水利环境和公共设施管理业。说明高铁开通显著促进了这些细分行业的集聚水平的提高，高铁开通使得批发零售业、公共管理社会保障和社会组织、教育、卫生和社会工作、水利环境和公共设施管理业向高铁设站城市集聚。其中，高铁开通对批发零售业的集聚影响最大，两类空间权重矩阵的结果是，hsr的系数分别为0.898和0.767，说明设置高铁站点的城市批发零售业的集聚度比没有高铁站点的城市高得多。可能的解释是，一是批发和零售业直接面向消费者或批发商提供商品和劳务，是与居民日常生活最相关、最密切的行业，会随着消费者的集聚而集聚；二是批发零售业交易分散、成交额较低、搬迁成本低，相对其他行业来说，更容易受交通条件影响，高铁开通使得生产者和消费者更加自由流动，在潜力巨大的消费市场的吸引下，促进批发零售业和相关配套产业集聚。
以上研究结果表明，高铁开通促进了长江经济带第三产业集聚，那么其影响机制是什么呢？本文从劳动力转移视角研究高铁开通影响第三产业集聚的传导机制。使用交互项可以捕捉到传递机制[]，采用简化模型，通过引入高铁开通的虚拟变量与传导变量的交互项探讨高铁开通影响第三产业集聚的传递机制。模型设置如下：
其中，Zit为传导变量。其他变量含义同式(3)。重点关注高铁开通虚拟变量与传导变量交互项的估计系数β2的值，β2反映渠道Z的变化是否会加强或减弱高铁开通对第三产业集聚的促进作用。若β2大于0且显著，表明高铁开通通过增加渠道Z提高第三产业集聚水平；若β2小于0且显著，则表明高铁开通通过抑制渠道Z阻碍对第三产业集聚的促进效应；若β2不显著，说明劳动力转移不是高铁开通影响第三产业集聚水平的机制途径。
将高铁开通虚拟变量与人口迁入率的交互项引入基准回归，实证结果如。基于全样本的回归结果，交互项系数分别为0.001 9和0.001 5，且在5%的显著性水平显著，表明劳动力转移是高铁开通影响第三产业集聚水平的重要机制，长江经济带高铁开通通过加快劳动力流动促进第三产业集聚水平提升，验证了假设2。高铁开通拓宽了劳动力流动的范围，通过加快劳动力自由流动，以及劳动力流动带来的知识溢出促进第三产业集聚。根据前述结果，高铁开通对东、中部城市第三产业集聚水平均有正向影响，本部分同样从劳动力转移视角探究高铁开通影响东、中部城市第三产业集聚的作用机制。基于邻接矩阵的结果发现中部城市交互项系数显著为正，说明劳动力流动是中部城市高铁开通影响第三产业集聚的重要机制途径。中部城市开通高铁后，区位优势进一步增强，通过吸引大量优质劳动力集聚，以及劳动力集聚带来的知识溢出，促进了第三产业集聚程度的提高。而东部城市这一效应并不显著，可能是因为东部城市发展更快，其第三产业集聚可能更多地依赖于其他如市场化程度、对外开放程度等因素。
利用2007—2018年长江经济带108个地级及以上城市的面板数据，采用空间双重差分模型，探究长江经济带第三产业集聚是否存在空间溢出效应，高铁开通对第三产业及细分行业集聚是否存在影响，并采用反事实检验、替换被解释变量、删除省会城市和直辖市以及缩小样本区间等进行了稳健性检验；然后，考察高铁开通对第三产业集聚水平的影响在不同地理区位城市是否存在差异；进一步，从劳动力转移视角实证检验高铁开通对第三产业影响的传导机制。研究结论如下：第一，高铁开通促进了长江经济带第三产业集聚，劳动力转移是高铁开通影响第三产业集聚重要途径。高铁网络的完善拓展了劳动力自由流动的范围，通过加快劳动力的自由流动，以及劳动力流动带来的知识溢出，对第三产业集聚产生了正向影响；第二，高铁开通打破了区域间的空间壁垒，不仅对长江经济带城市第三产业集聚有显著的正向影响，其所引致的空间溢出效应亦明显促进了相邻城市的第三产业集聚。从细分行业来看，高铁开通对长江经济带城市第三产业不同细分行业集聚水平的影响存在差异，显著提高了批发零售业以及公共管理社会保障和社会组织、教育、卫生社会工作、水利环境等为提高居民素质服务的行业的集聚水平。从不同地理区位城市来看，高铁开通对长江经济带东、中部城市的第三产业集聚水平有显著促进作用，但对西部城市第三产业集聚水平的促进作用并不显著，且高铁开通对东部城市第三产业集聚的促进作用明显要高于中部城市，在一定程度上拉大了长江经济带东中西部地区间的第三产业发展差距；高铁开通能够通过加快劳动力流动促进中部城市第三产业集聚水平的提高，但劳动力流动不是东部城市高铁开通影响第三产业集聚的机制途径。
基于研究结论，得到如下政策启示：第一，加快推进高铁网络建设，优化产业空间格局。聚焦交通强国战略和“十四五”规划提出的经济体系优化升级，现阶段各地区尤其是未设置高铁站点城市应根据本地实际情况加快推进高铁网络建设，提高欠发达城市和边缘城市交通通达深度，通过高铁建设规划合理布局第三产业发展，发挥高铁优势，实现高铁网络和本地区经济社会发展相融合，充分发挥高铁网络对第三产业布局的重要推动作用，推动产业链优化升级。第二，中、东部地区应加大第三产业中高端产业的承接力度，促使产业升级。中、东部地区高铁网络密度显然高于西部地区，更能够从高铁效应中获益，对第三产业集聚有明显促进作用。应加大高端第三产业承接力度，对低端产业进行转移以腾出空间，大力促进第三产业发展，推动发达城市第三产业向专业化、价值链高端延伸，促使整体经济结构优化。同时，东部发达地区要强化与中西部地区的产业协同互动，发挥增长极的辐射带动效应。第三，西部地区应充分发挥高铁对劳动力要素的空间重构效应，警惕东中西部地区差距扩大。通过各种政策手段强化高铁开通对劳动力要素的吸引作用，吸收更多优质人才向西部地区集聚，服务于成渝地区双城经济圈建设战略部署和西部大开发新格局，促进西部地区持续发展，缩小区域发展差距。
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