文明城市創建政策何以賦能經濟高質量發展*
——來自全國文明城市評選的準自然實驗證據

車樹林 王 瓊

引 言

城市是中國式現代化建設的重要實踐場域。習近平總書記指出:“城市是我國經濟、政治、文化、社會等方面活動的中心,在黨和國家工作全局中具有舉足輕重的地位?！苯陙?如何推動中國城市高質量發展成為各界關注的重要命題。改革開放以來,我國的城市化進程取得了舉世矚目的成就。我國人口城鎮化率從1978年的17.9%提升到2022年的65.22%,平均每年新增城鎮常住人口超過1600萬人。然而,在創造一系列增長奇跡的同時,中國城市化進程也存在世界城市發展普遍經歷過的諸多“通病”,如交通擁擠、環境污染、住房緊張、缺乏包容性、教育醫療資源分配不均等。(1)Combes P. P., Duranton G., Gobillon L., et al., “The Productivity Advantages of Large Cities: Distinguishing Agglomeration from Firm Selection”, Econometrica, Vol.80, No.6, 2012, pp.2543-2594;張文武、梁琦、張為付:《房價、戶籍制度與城市生產率》,《經濟學(季刊)》2021年第4期。作為國家治理現代化的重要組成部分,城市治理路在何方,成為中國城市發展的時代之問。

中國式現代化是物質文明和精神文明相協調的現代化,決定著中國要走兩個文明協調發展的中國式城市現代化道路。2003年,中央文明委印發《關于評選表彰全國文明城市、文明村鎮、文明單位的暫行辦法》,標志著“全國文明城市”評選活動正式啟動。文明城市評選,是國家推進城市文明建設、探索具有中國特色的城市治理現代化新模式的重要實踐。

那么,作為目前我國綜合性最強、含金量最高、創建難度最大的一種榮譽稱號,文明城市創建政策是否驅動了中國城市經濟高質量發展?其背后的作用機制是什么?文明城市創建政策對不同城市經濟高質量發展的作用又具有何種差異?對于這些問題,現有文獻尚未給出有力的證據。僅有的相關文獻主要聚焦于文明城市創建的意義和文明城市如何影響企業全要素生產率、企業納稅遵從以及城市產業結構升級和環境污染治理等高質量發展子論題。(2)鄭文平、張冬洋:《全國文明城市與企業績效——基于傾向性匹配倍差法的微觀證據》,《產業經濟研究》2016年第5期;詹新宇、王一歡:《榮譽的力量:共建共享全國文明城市增強企業納稅遵從了嗎》,《財貿經濟》2022年第10期;逯進、趙亞楠、蘇妍:《“文明城市”評選與環境污染治理:一項準自然實驗》,《財經研究》2020年第4期?；诖?本文在分析文明城市創建政策影響城市經濟高質量發展內在機理的基礎上,以全國文明城市評選為準自然實驗,利用2003—2020年276個地級市面板數據構建多時點DID模型,系統考察文明城市創建政策對城市經濟高質量發展的影響機制。

文明城市創建政策賦能經濟高質量發展的理論機理

(一)政策背景

1997年,為了動員引導全國各地積極參與文明城市創建工作,中央決定成立中央精神文明建設指導委員會(“中央文明委”),并從第二屆開始由中央政治局常委擔任該機構最高領導。1999年和2002年,中央文明委公布了兩批文明城市創建工作先進城市(區)。2003年,中央文明委頒布實施《關于評選表彰全國文明城市、文明村鎮、文明單位的暫行辦法》,規定評選依據為《全國文明城市測評體系》,評選表彰周期為三年,實行屆期制,奠定了文明城市評選的基本框架。2005年10月,中央文明委公布了第一屆“全國文明城市”入選名單,之后又陸續評選出五屆全國文明城市。

根據中國文明網公布的數據,歷屆獲得文明城市稱號的地級市(包括省會城市)、縣級市以及市轄區數量如圖1所示。從圖1可以看出,獲得文明城市稱號的城市數量逐年增加。第一屆(2005年)文明城市評選時,入選城市僅有12個,其中歸屬地級市的數量最多;第二屆(2008年)入選的文明城市達到14個,歸屬地級市的數量仍然最多;第三屆(2011年)獲得文明城市稱號的城市總數及歸屬地級市的文明城市數量均有增加,總數達到27個,地級市則達到23個;第四屆(2014年)的情況與第三屆相似,總數達到34個,地級市達到28個;第五屆(2017年)文明城市總數開始出現大幅度增加,歸屬縣級市的文明城市數量也開始急劇增加,達到50個;第六屆(2020年)文明城市總數達到133個,歸屬地級市的文明城市數量、歸屬市轄區文明城市的數量以及歸屬縣級市的文明城市數量都保持增加的趨勢,分別達到42個、12個和79個。

圖1 全國文明城市創建進程 圖2 2011年入選全國文明城市與未入選全國文明城市歷年經濟高質量發展水平的變化

自文明城市創建活動開展以來,全國各地高度重視、積極響應。文明城市創建活動顯著促進了城市經濟增長、綠色發展、人口集聚和企業創新等,(3)石大千、胡可、陳佳:《城市文明是否推動了企業高質量發展?——基于環境規制與交易成本視角》,《產業經濟研究》2019年第6期。城市經濟高質量發展水平因此得到了明顯提升。以2011年為例,由圖2可見,相對于未入選城市,入選文明城市的城市經濟高質量發展水平實現了更高程度的增長,而在2011年之前,二者保持基本一致的變化趨勢。

(二)機理分析

文明城市創建影響城市經濟高質量發展的機理可以概括為四大效應,即環境規制效應、技術創新效應、人才集聚效應和交易成本效應(如圖3所示)。具體分析如下:

圖3 文明城市創建影響城市經濟高質量發展的機理

1.環境規制效應。重視生態環境保護是城市發展水平和文明程度提高的重要體現?！度珖拿鞒鞘袦y評體系》對文明城市創建在生態環境方面提出了嚴格要求。比如,在城市空氣質量方面,要求空氣質量優良天數大于70%;在城市水環境質量方面,要求城區水質達到或優于III類等。為此,地方政府需要制定一系列環境規制政策來改善城市環境狀況,以達到上述環保要求,進而推進文明城市創建工作。同時,相關研究表明,環境規制可以促進城市經濟高質量發展,但兩者之間并非線性關系,環境規制對經濟發展質量的影響存在顯著的門檻效應,最初發揮促進作用,跨越拐點之后,轉為抑制作用,總體上呈現出“倒U”型關系。(4)余泳澤、林彬彬:《偏向性減排目標約束與技術創新——“中國式波特假說”的檢驗》,《數量經濟技術經濟研究》2022年第11期。另外,還有學者發現,不同類型環境規制政策對經濟增長質量的影響表現出明顯異質性。(5)董直慶、王輝:《環境規制的“本地—鄰地”綠色技術進步效應》,《中國工業經濟》2019年第1期。

2.技術創新效應。技術創新是轉換經濟發展動力,推動高質量發展的重要引擎。作為反映城市整體文明水平的綜合性榮譽稱號,文明城市創建對城市技術創新也提出了潛在要求,設置了諸多考核指標,如“R&D經費支出占GDP比重”等?？傮w而言,文明城市創建對技術創新的影響可以概括為“拉力”和“推力”兩個方面。在“拉力”方面,文明城市創建有助于加強城市知識產權保護、社會誠信體系建設,改善城市政務環境、營商環境、人文生態環境等,進而對城市技術創新產生促進作用。(6)朱旭峰、張友浪:《創新與擴散:新型行政審批制度在中國城市的興起》,《管理世界》2015年第10期。這也是文明城市創建活動比國家衛生城市、國家食品安全城市等其他城市評選活動影響力大的原因,這些“評比表彰”活動大多局限于某個領域,而文明城市創建活動的影響則較為多元化。在“推力”方面,在文明城市創建過程中,地方政府偏向于全社會動員,很多企業主體甚至被迫參與創建活動,容易滋生“只唯上不唯實”的形式主義,從而降低企業創新的積極性。

3.人才集聚效應。大量研究表明,相對于物質資本投入,人力資本提升對經濟發展所產生的效益更大、影響更深遠,更有利于實現城市經濟高質量發展。(7)Schwerin J., Werker C., “Learning Innovation Policy Based on Historical Experience”, Structural Change and Economic Dynamics, Vol.14, No.4, 2003, pp.385-404.流動人口在城市間作出就業選址決策時,城市品牌的影響非常關鍵。全國文明城市作為反映城市綜合水平的城市品牌,可以有效發揮人才集聚效應,加快城市人力資本積累。一方面,“全國文明城市”評選對城市勞動力生產和生活的各個方面提出了嚴格要求,比如城市人均道路面積應大于10平方米、失業再就業率應高于70%等,因此,文明城市創建活動可以明顯提高城市公共品供給,增加就業機會,從而吸引更多的勞動力流入。另一方面,“全國文明城市”由中央文明委授予,對外傳遞的城市品牌信號相較于地方政府自主進行的品牌宣傳而言更為可靠,進而更有利于提高流動人口遷入概率。

4.交易成本效應。文明是社會理性的體現和社會進步的狀態。對于城市發展而言,文明城市創建活動能夠降低交易成本,助力實現高質量發展。具體來說,文明城市創建的交易成本效應體現在以下三個方面:首先,“物”的文明。相較于未入選城市,全國文明城市往往擁有更加快捷高效的物質基礎條件(如完備的公共設施、便捷的道路交通以及暢通的信息網絡等),大大降低了市場交易成本。其次,“人”的文明。新制度經濟學認為,人的機會主義本性是導致市場交易成本存在的重要原因。文明城市創建的目的就是要以德育人、引人向善,因而有助于減少損人利己的機會主義行為,降低交易成本。最后,“制度”的文明。文明城市創建就是要打造一個良好的城市制度環境,如廉潔高效的政務環境、規范守信的市場環境等,而良好的城市制度環境在提高市場交易效率的同時,還可以大大節省市場交易成本,進而提升城市經濟高質量發展水平。

文明城市創建政策對經濟高質量發展的影響:基于地級市面板數據的實證檢驗

(一)計量模型構建與變量設定

1.多時點DID模型構建

作為一項外生于城市經濟發展的政策沖擊,文明城市創建政策可以視作一次良好的準自然實驗。同時,考慮全國文明城市評選是分批次進行的,是否入選及入選時點均存在差異,故本文借鑒白俊紅等的研究,(8)白俊紅、張藝璇、卞元超:《創新驅動政策是否提升城市創業活躍度——來自國家創新型城市試點政策的經驗證據》,《中國工業經濟》2022年第6期。構建多時點DID模型,以科學評估文明城市創建政策對城市經濟高質量發展的影響效應。模型設定如下:

high_qualityit=α+βcivil_policyit+γXit+μi+δt+εit

(1)

其中,下標i和t分別表示城市和年份;high_quality表示城市經濟高質量發展水平;civil_policy表示文明城市創建政策,系數β代表政策效果;X表示影響城市高質量發展的控制變量,γ為影響系數;μi和δt分別為城市和年份固定效應;εit為隨機擾動項。

2.變量設定

(1)被解釋變量:城市經濟高質量發展水平(high_quality)。立足新時代中國經濟高質量發展的目標要求,并結合中國城市經濟發展的特征與現實困境,本文嘗試從經濟結構優化、創新驅動發展、資源配置高效、區域協調共享、基礎設施完善、生態文明建設6個維度構建城市經濟高質量發展水平的測度指標體系?？紤]測度指標層次性以及數據的可獲得性,本文最終構建包括6個一級指標、16個二級指標以及32個三級指標的經濟高質量發展水平測度指標體系(如表1所示)。本文首先運用極差法對指標數據作標準化處理,然后采用熵權法和TOPSIS法量化評價各城市經濟高質量發展水平。

(2)核心解釋變量:文明城市創建政策(civil_policy)。本文用城市類型虛擬變量與政策實施時間虛擬變量的交互項(group×year)表征政策處理效應(civil_policy)。將入選全國文明城市group設置為1,作為實驗組;將未入選全國文明城市設置為0,作為對照組;將政策實施前后的時間虛擬變量year分別設置為0和1。由于全國文明城市評選是分批次進行的,所以它們的時間虛擬變量并不完全一致。此外,考慮到第六屆全國文明城市公布時間處于樣本跨度期末,所以本文不對其作實驗組處理。

(3)控制變量(X)。經濟發展水平(pgdp),采用地區人均GDP的對數加以度量。金融發展水平(finance),采用年末金融機構各項貸款余額占GDP的比重表示。產業結構(structure),采用第二產業產值占GDP的比重表示。人口密度(density),選取地區年末總人口與行政區域面積的比值加以度量。外商直接投資(fdi),采用實際利用外商直接投資占GDP的比重衡量?；ヂ摼W普及程度(information),采用每百人互聯網用戶數衡量。財政分權度(fiscal),采用本級預算內財政收入占地區財政總支出的比重衡量?；A設施(facility),采用人均城市道路面積的對數衡量。

表1 經濟高質量發展水平測度指標體系

(二)數據來源

本文樣本區間為2003—2020年,主要涉及地級市層面數據,來自歷年《中國城市統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》以及部分地級市統計公報,核心解釋變量數據整理自中國文明網(www.wenming.cn)歷屆獲評和復審名單。本文對數據進行了如下處理:(1)剔除直轄市和縣級市樣本,因為在全國文明城市評選中,直轄市都是以若干區縣作為試點而非全部,故需剔除;(2)刪除主要變量缺失值較多的城市;(3)刪除在2003—2020年撤銷、新建地級市建制的城市。最終獲得2003—2020年276個地級市、101個全國文明城市的數據。

(三)實證結果分析

1.基準回歸分析

表2 基準回歸結果

2.平行趨勢檢驗

采用多時點DID模型要求滿足平行趨勢假設,即實驗組和對照組的變化趨勢在政策發生前應當相似,在政策發生后才出現差異,從而保證多時點DID模型估計出的是政策的因果效應。(9)Beck T., Levine R., Levkov A., “Big Bad Banks? The Winners and Losers from Bank Deregulation in the United States”, The Journal of Finance, Vol.65, No.1, 2010, pp.1637-1667.因此,本文進行平行趨勢檢驗以驗證實驗組城市與對照組城市在經濟高質量發展水平方面的變化差異發生在入選全國文明城市之后。具體計量模型設計如下:

(2)

其中,before2、before1、current、after1、after2、after3、after4、after5、after6為9個時間虛擬變量,分別表示入選全國文明城市前2年、前1年、當年、后1年、后2年、后3年、后4年、后5年、后6年。從未入選全國文明城市的虛擬變量均為0。由于第一屆文明城市創建政策的實施年份是2005年,而本文的樣本區間為2003—2020年,所以選擇政策實施前2年的時間虛擬變量作為政策發生前平行趨勢檢驗的參考年份。同時,由于全國文明城市每三年評選一次,本文選擇以兩屆為周期,將政策實施后6年的時間虛擬變量作為政策發生后平行趨勢檢驗的參考年份,用以考察文明城市創建政策的動態效應。由圖4檢驗結果可知,政策發生前的變量系數值均較小且不顯著,說明滿足平行趨勢假設。還可以看到,在入選當年,civil_policy的估計系數顯著為正但并不穩定,2年后才逐漸穩定并上升,表明文明城市創建政策能夠顯著促進城市經濟高質量發展水平的提升,但有一定的滯后性。

圖4 文明城市創建政策的平行趨勢檢驗(10)實心點的上下虛線表示95%的置信區間。

3.穩健性檢驗

(1)多時點PSM-DID估計

為進一步控制全國文明城市和非全國文明城市的其他差異對城市經濟高質量發展的影響,采用傾向得分匹配法(PSM)重新構建對照組進行分析。首先,使用Logit模型估計傾向得分,因變量為是否入選全國文明城市,入選取值為1,否則為0;自變量選用式(1)中的控制變量作為配比的協變量。其次,根據傾向得分,利用馬氏距離匹配法將實驗組樣本匹配到最為相似的對照組樣本。最后,重新進行多時點DID估計,結果如表3第(1)列所示。結果顯示,civil_policy的系數仍顯著為正,說明文明城市創建政策有助于提升城市經濟高質量發展水平的基本結論依舊成立。

(2)更換被解釋變量的度量方法

對于被解釋變量城市經濟高質量發展水平,余泳澤等利用基于非期望產出的SBM模型測算的城市綠色全要素生產率進行衡量。(11)余泳澤、楊曉章、張少輝:《中國經濟由高速增長向高質量發展的時空轉換特征研究》,《數量經濟技術經濟研究》2019年第6期。本文也借鑒該做法進行穩健性檢驗,結果見表3第(2)、(3)列。在進行SBM模型測算時,投入指標為資本和勞動兩大要素,勞動采用全社會從業人員數來衡量,資本采用永續盤存法進行測算。為驗證基準結果的穩健性,本文采用張軍等(12)張軍、吳桂英、張吉鵬:《中國省際物質資本存量估算:1952—2000》,《經濟研究》2004年第10期。的9.6%折舊率和單豪杰(13)單豪杰:《中國資本存量K的再估算:1952—2006年》,《數量經濟技術經濟研究》2008年第10期。的10.96%折舊率分別對城市綠色全要素生產率進行測算。產出指標包括期望產出和非期望產出。期望產出,采用各城市GDP表示,并利用所在省份GDP平減指數進行了平減處理。非期望產出,采用各城市工業廢水排放量和二氧化硫排放量表示。由表3中結果可知,采用兩種折舊率,civil_policy的系數均顯著為正,說明文明城市創建政策對城市經濟高質量發展的正向影響具有穩健性。

鋼渣作為建筑材料集料可以大比例利用鋼渣資源，實現鋼渣規?；瘧?，利用領域包括建筑砂漿、道路和混凝土等。

表3 穩健性檢驗

(3)安慰劑檢驗

考慮到文明城市創建政策實施之后實驗組和對照組趨勢的變化可能受到其他因素的影響,本文還進行了安慰劑檢驗。保持入選全國文明城市的時間不變,如果在t年有n個城市被評為全國文明城市,那么從當年所有城市中隨機抽取n個城市作為新的文明城市創建單位,在此基礎上利用新生成的實驗組和對照組重新估計表2中的第(5)列,這樣就完成了1次安慰劑檢驗。重復上述過程500次,得到因變量為城市經濟高質量發展水平的500個civil_policy估計系數,核密度分布如圖5所示。結果顯示,civil_policy系數主要集中于0附近,均值為0.0004,顯著異于基準回歸結果中的系數0.0685,可以排除文明城市創建政策提升城市經濟高質量發展水平源于其他政策和隨機性因素的可能性,這也在一定程度上表明本文研究結論具有穩健性。

圖5 安慰劑檢驗(14)實線為估計系數的核密度分布,左側虛線為估計系數均值,右側虛線為實際政策的估計系數。

4.異質性分析

(1)考慮城市區位特征的異質性分析

從地理角度看,中國不同地區在經濟發展、資源稟賦以及制度環境等方面均存在明顯的差異。為進一步考察城市區位特征的不同是否會影響文明城市創建政策的效果,本文將樣本劃分為東、中、西部三個子樣本,結果見表4第(1)—(3)列?？梢园l現,文明城市創建政策提升城市經濟高質量發展水平的結論僅在東部地區成立,在中西部地區并不成立。這可能是由于中國的人口等資源長期呈現出“東南飛”的態勢,導致東部地區擁有更先進的技術水平、更發達的金融市場以及更加包容的社會環境,既有利于入選全國文明城市,又更易于實現高質量發展,從而影響了政策效應的發揮。

(2)考慮城市市場潛能的異質性分析

我們以計算所得的政策發生前(2003—2004年)各城市市場潛能均值為界,將樣本分為高于均值和等于或低于均值兩個組別進行檢驗,結果如表4第(4)、(5)列所示。結果顯示,civil_policy的系數符號均為正,但僅在高于市場潛能均值的城市組別顯著。這表明,文明城市創建的政策效應在不同市場潛能城市間存在異質性,僅對市場潛能較大的城市有積極影響。

表4 異質性分析

5.機制識別檢驗

前文的理論分析表明,文明城市創建政策可能通過環境規制效應、技術創新效應、人才集聚效應以及交易成本效應對城市經濟高質量發展水平產生影響。接下來,本文構建如下中介效應模型進行機制識別檢驗:

Mit=γ0+γ1civil_policyit+γcXit+μi+δt+εit

(4)

high_qualityit=λ0+λ1civil_policyit+λ2Mit+λcXit+μi+δt+εit

(5)

其中,M為中介變量,具體包括環境規制效應(environment)、技術創新效應(technology)、人才集聚效應(talent)以及交易成本效應(transaction)四種潛在機制變量,通過γ1、λ1和λ2等回歸系數的顯著性判斷中介效應是否存在。其他變量含義與前文一致。

(1)環境規制效應(environment)。對于環境規制變量,本文構建環境污染綜合指數(PIit)來衡量。PIit=1/3(Ri1t+Ri2t+Ri3t),其中,Rikt為城市i第t年第k種(k=1,2,3分別表示廢水、煙塵以及二氧化硫)污染物的排放量,Rikt=(Pikt/GDPit)/(1/n∑Pikt/GDPit)。結果如表5中Panel A的第(1)、(2)列所示。第(1)列civil_policy的系數顯著為負,表明文明城市創建政策提高了環境規制強度,降低了城市的環境污染水平。第(2)列變量civil_policy的系數顯著為正,environment的系數顯著為負,說明環境規制對城市經濟高質量發展產生了部分中介效應。據此,環境規制效應的影響機制得以驗證。

(2)技術創新效應(technology)。本文采用城市年度專利申請總量(包括發明專利申請量、實用新型專利申請量和外觀設計專利申請量)的對數值作為技術創新能力的代理變量。結果如表5中Panel A的第(3)、(4)列所示。第(3)列civil_policy的系數為正且通過1%水平的顯著性檢驗,表明文明城市創建政策有助于提高城市技術創新能力。第(4)列變量civil_policy和technology的系數均顯著為正,說明技術創新顯著提升了城市經濟高質量水平。據此,技術創新效應的影響機制得以驗證。

(3)人才集聚效應(telent)。對于城市人才集聚水平,本文采用科研、技術服務和地質勘查業從業人員占城市總從業人員的比重來表示。結果如表5中Panel B的第(5)、(6)列所示。第(5)列civil_policy的系數顯著為正,表明文明城市創建政策發揮了人才集聚效應。第(6)列變量civil_policy和talent的系數均顯著為正,說明人才集聚對城市經濟高質量水平的提升發揮了部分中介效應。據此,人才集聚效應的影響機制得以驗證。

表5 機制識別檢驗結果

(4)交易成本效應(transaction)。利用樊綱等(16)樊綱、王小魯、朱恒鵬:《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2011年報告》,經濟科學出版社2011年版,第15頁。提出的市場化指數的倒數作為代理變量測算交易成本。原始數據來源于各省份統計年鑒以及地級市統計公報。結果如表5中Panel B的第(7)、(8)列所示。第(7)列civil_policy的系數顯著為負,表明文明城市創建政策發揮了交易成本效應。第(8)列變量civil_policy和transaction的系數也均顯著,說明交易成本對城市經濟高質量發展產生了部分中介效應。據此,交易成本效應的影響機制得以驗證。

結論與政策建議

本文在分析文明城市創建政策影響城市經濟高質量發展的內在機理基礎上,以全國文明城市評選為準自然實驗,利用2003—2020年276個地級市面板數據構建多時點DID模型,考察文明城市創建政策對經濟高質量發展的影響。結果表明,文明城市創建政策顯著促進了城市經濟高質量發展,且這一政策效應在經過系列穩健性檢驗后依然成立。異質性分析發現,文明城市創建政策對城市經濟高質量發展水平的影響,在區位優勢較好、市場潛能較大的城市組別中更為明顯。機制檢驗表明,文明城市創建政策對城市經濟高質量發展的影響主要通過環境規制效應、技術創新效應、人才集聚效應、交易成本效應四個機制實現。

基于以上結論,得出如下政策啟示。第一,基于文明城市創建政策能驅動經濟高質量發展的基本事實,應持續推進全國文明城市評選表彰活動,更好發揮文明城市創建活動對地方政府行為的引導作用,努力實現城市文明建設和經濟高質量發展的“雙贏”。第二,異質性檢驗結果表明,文明城市創建政策對經濟高質量發展水平的影響存在明顯的“馬太效應”。為此,應重視對不同城市間、地區間的統籌協調,因地制宜地制定和落實文明城市創建政策。第三,重視文明城市創建政策在增強環境規制、促進技術創新、吸引人才集聚以及降低交易成本等方面的重要作用,全面疏通政策效應的傳導渠道。