文明城市创建政策何以赋能经济高质量发展*
——来自全国文明城市评选的准自然实验证据

车树林 王 琼

引 言

城市是中国式现代化建设的重要实践场域。习近平总书记指出:“城市是我国经济、政治、文化、社会等方面活动的中心,在党和国家工作全局中具有举足轻重的地位。”近年来,如何推动中国城市高质量发展成为各界关注的重要命题。改革开放以来,我国的城市化进程取得了举世瞩目的成就。我国人口城镇化率从1978年的17.9%提升到2022年的65.22%,平均每年新增城镇常住人口超过1600万人。然而,在创造一系列增长奇迹的同时,中国城市化进程也存在世界城市发展普遍经历过的诸多“通病”,如交通拥挤、环境污染、住房紧张、缺乏包容性、教育医疗资源分配不均等。(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;张文武、梁琦、张为付:《房价、户籍制度与城市生产率》,《经济学(季刊)》2021年第4期。作为国家治理现代化的重要组成部分,城市治理路在何方,成为中国城市发展的时代之问。

中国式现代化是物质文明和精神文明相协调的现代化,决定着中国要走两个文明协调发展的中国式城市现代化道路。2003年,中央文明委印发《关于评选表彰全国文明城市、文明村镇、文明单位的暂行办法》,标志着“全国文明城市”评选活动正式启动。文明城市评选,是国家推进城市文明建设、探索具有中国特色的城市治理现代化新模式的重要实践。

那么,作为目前我国综合性最强、含金量最高、创建难度最大的一种荣誉称号,文明城市创建政策是否驱动了中国城市经济高质量发展?其背后的作用机制是什么?文明城市创建政策对不同城市经济高质量发展的作用又具有何种差异?对于这些问题,现有文献尚未给出有力的证据。仅有的相关文献主要聚焦于文明城市创建的意义和文明城市如何影响企业全要素生产率、企业纳税遵从以及城市产业结构升级和环境污染治理等高质量发展子论题。(2)郑文平、张冬洋:《全国文明城市与企业绩效——基于倾向性匹配倍差法的微观证据》,《产业经济研究》2016年第5期;詹新宇、王一欢:《荣誉的力量:共建共享全国文明城市增强企业纳税遵从了吗》,《财贸经济》2022年第10期;逯进、赵亚楠、苏妍:《“文明城市”评选与环境污染治理:一项准自然实验》,《财经研究》2020年第4期。基于此,本文在分析文明城市创建政策影响城市经济高质量发展内在机理的基础上,以全国文明城市评选为准自然实验,利用2003—2020年276个地级市面板数据构建多时点DID模型,系统考察文明城市创建政策对城市经济高质量发展的影响机制。

文明城市创建政策赋能经济高质量发展的理论机理

(一)政策背景

1997年,为了动员引导全国各地积极参与文明城市创建工作,中央决定成立中央精神文明建设指导委员会(“中央文明委”),并从第二届开始由中央政治局常委担任该机构最高领导。1999年和2002年,中央文明委公布了两批文明城市创建工作先进城市(区)。2003年,中央文明委颁布实施《关于评选表彰全国文明城市、文明村镇、文明单位的暂行办法》,规定评选依据为《全国文明城市测评体系》,评选表彰周期为三年,实行届期制,奠定了文明城市评选的基本框架。2005年10月,中央文明委公布了第一届“全国文明城市”入选名单,之后又陆续评选出五届全国文明城市。

根据中国文明网公布的数据,历届获得文明城市称号的地级市(包括省会城市)、县级市以及市辖区数量如图1所示。从图1可以看出,获得文明城市称号的城市数量逐年增加。第一届(2005年)文明城市评选时,入选城市仅有12个,其中归属地级市的数量最多;第二届(2008年)入选的文明城市达到14个,归属地级市的数量仍然最多;第三届(2011年)获得文明城市称号的城市总数及归属地级市的文明城市数量均有增加,总数达到27个,地级市则达到23个;第四届(2014年)的情况与第三届相似,总数达到34个,地级市达到28个;第五届(2017年)文明城市总数开始出现大幅度增加,归属县级市的文明城市数量也开始急剧增加,达到50个;第六届(2020年)文明城市总数达到133个,归属地级市的文明城市数量、归属市辖区文明城市的数量以及归属县级市的文明城市数量都保持增加的趋势,分别达到42个、12个和79个。

图1 全国文明城市创建进程 图2 2011年入选全国文明城市与未入选全国文明城市历年经济高质量发展水平的变化

自文明城市创建活动开展以来,全国各地高度重视、积极响应。文明城市创建活动显著促进了城市经济增长、绿色发展、人口集聚和企业创新等,(3)石大千、胡可、陈佳:《城市文明是否推动了企业高质量发展?——基于环境规制与交易成本视角》,《产业经济研究》2019年第6期。城市经济高质量发展水平因此得到了明显提升。以2011年为例,由图2可见,相对于未入选城市,入选文明城市的城市经济高质量发展水平实现了更高程度的增长,而在2011年之前,二者保持基本一致的变化趋势。

(二)机理分析

文明城市创建影响城市经济高质量发展的机理可以概括为四大效应,即环境规制效应、技术创新效应、人才集聚效应和交易成本效应(如图3所示)。具体分析如下:

图3 文明城市创建影响城市经济高质量发展的机理

1.环境规制效应。重视生态环境保护是城市发展水平和文明程度提高的重要体现。《全国文明城市测评体系》对文明城市创建在生态环境方面提出了严格要求。比如,在城市空气质量方面,要求空气质量优良天数大于70%;在城市水环境质量方面,要求城区水质达到或优于III类等。为此,地方政府需要制定一系列环境规制政策来改善城市环境状况,以达到上述环保要求,进而推进文明城市创建工作。同时,相关研究表明,环境规制可以促进城市经济高质量发展,但两者之间并非线性关系,环境规制对经济发展质量的影响存在显著的门槛效应,最初发挥促进作用,跨越拐点之后,转为抑制作用,总体上呈现出“倒U”型关系。(4)余泳泽、林彬彬:《偏向性减排目标约束与技术创新——“中国式波特假说”的检验》,《数量经济技术经济研究》2022年第11期。另外,还有学者发现,不同类型环境规制政策对经济增长质量的影响表现出明显异质性。(5)董直庆、王辉:《环境规制的“本地—邻地”绿色技术进步效应》,《中国工业经济》2019年第1期。

2.技术创新效应。技术创新是转换经济发展动力,推动高质量发展的重要引擎。作为反映城市整体文明水平的综合性荣誉称号,文明城市创建对城市技术创新也提出了潜在要求,设置了诸多考核指标,如“R&D经费支出占GDP比重”等。总体而言,文明城市创建对技术创新的影响可以概括为“拉力”和“推力”两个方面。在“拉力”方面,文明城市创建有助于加强城市知识产权保护、社会诚信体系建设,改善城市政务环境、营商环境、人文生态环境等,进而对城市技术创新产生促进作用。(6)朱旭峰、张友浪:《创新与扩散:新型行政审批制度在中国城市的兴起》,《管理世界》2015年第10期。这也是文明城市创建活动比国家卫生城市、国家食品安全城市等其他城市评选活动影响力大的原因,这些“评比表彰”活动大多局限于某个领域,而文明城市创建活动的影响则较为多元化。在“推力”方面,在文明城市创建过程中,地方政府偏向于全社会动员,很多企业主体甚至被迫参与创建活动,容易滋生“只唯上不唯实”的形式主义,从而降低企业创新的积极性。

3.人才集聚效应。大量研究表明,相对于物质资本投入,人力资本提升对经济发展所产生的效益更大、影响更深远,更有利于实现城市经济高质量发展。(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.流动人口在城市间作出就业选址决策时,城市品牌的影响非常关键。全国文明城市作为反映城市综合水平的城市品牌,可以有效发挥人才集聚效应,加快城市人力资本积累。一方面,“全国文明城市”评选对城市劳动力生产和生活的各个方面提出了严格要求,比如城市人均道路面积应大于10平方米、失业再就业率应高于70%等,因此,文明城市创建活动可以明显提高城市公共品供给,增加就业机会,从而吸引更多的劳动力流入。另一方面,“全国文明城市”由中央文明委授予,对外传递的城市品牌信号相较于地方政府自主进行的品牌宣传而言更为可靠,进而更有利于提高流动人口迁入概率。

4.交易成本效应。文明是社会理性的体现和社会进步的状态。对于城市发展而言,文明城市创建活动能够降低交易成本,助力实现高质量发展。具体来说,文明城市创建的交易成本效应体现在以下三个方面:首先,“物”的文明。相较于未入选城市,全国文明城市往往拥有更加快捷高效的物质基础条件(如完备的公共设施、便捷的道路交通以及畅通的信息网络等),大大降低了市场交易成本。其次,“人”的文明。新制度经济学认为,人的机会主义本性是导致市场交易成本存在的重要原因。文明城市创建的目的就是要以德育人、引人向善,因而有助于减少损人利己的机会主义行为,降低交易成本。最后,“制度”的文明。文明城市创建就是要打造一个良好的城市制度环境,如廉洁高效的政务环境、规范守信的市场环境等,而良好的城市制度环境在提高市场交易效率的同时,还可以大大节省市场交易成本,进而提升城市经济高质量发展水平。

文明城市创建政策对经济高质量发展的影响:基于地级市面板数据的实证检验

(一)计量模型构建与变量设定

1.多时点DID模型构建

作为一项外生于城市经济发展的政策冲击,文明城市创建政策可以视作一次良好的准自然实验。同时,考虑全国文明城市评选是分批次进行的,是否入选及入选时点均存在差异,故本文借鉴白俊红等的研究,(8)白俊红、张艺璇、卞元超:《创新驱动政策是否提升城市创业活跃度——来自国家创新型城市试点政策的经验证据》,《中国工业经济》2022年第6期。构建多时点DID模型,以科学评估文明城市创建政策对城市经济高质量发展的影响效应。模型设定如下:

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

(1)

其中,下标i和t分别表示城市和年份;high_quality表示城市经济高质量发展水平;civil_policy表示文明城市创建政策,系数β代表政策效果;X表示影响城市高质量发展的控制变量,γ为影响系数;μi和δt分别为城市和年份固定效应;εit为随机扰动项。

2.变量设定

(1)被解释变量:城市经济高质量发展水平(high_quality)。立足新时代中国经济高质量发展的目标要求,并结合中国城市经济发展的特征与现实困境,本文尝试从经济结构优化、创新驱动发展、资源配置高效、区域协调共享、基础设施完善、生态文明建设6个维度构建城市经济高质量发展水平的测度指标体系。考虑测度指标层次性以及数据的可获得性,本文最终构建包括6个一级指标、16个二级指标以及32个三级指标的经济高质量发展水平测度指标体系(如表1所示)。本文首先运用极差法对指标数据作标准化处理,然后采用熵权法和TOPSIS法量化评价各城市经济高质量发展水平。

(2)核心解释变量:文明城市创建政策(civil_policy)。本文用城市类型虚拟变量与政策实施时间虚拟变量的交互项(group×year)表征政策处理效应(civil_policy)。将入选全国文明城市group设置为1,作为实验组;将未入选全国文明城市设置为0,作为对照组;将政策实施前后的时间虚拟变量year分别设置为0和1。由于全国文明城市评选是分批次进行的,所以它们的时间虚拟变量并不完全一致。此外,考虑到第六届全国文明城市公布时间处于样本跨度期末,所以本文不对其作实验组处理。

(3)控制变量(X)。经济发展水平(pgdp),采用地区人均GDP的对数加以度量。金融发展水平(finance),采用年末金融机构各项贷款余额占GDP的比重表示。产业结构(structure),采用第二产业产值占GDP的比重表示。人口密度(density),选取地区年末总人口与行政区域面积的比值加以度量。外商直接投资(fdi),采用实际利用外商直接投资占GDP的比重衡量。互联网普及程度(information),采用每百人互联网用户数衡量。财政分权度(fiscal),采用本级预算内财政收入占地区财政总支出的比重衡量。基础设施(facility),采用人均城市道路面积的对数衡量。

表1 经济高质量发展水平测度指标体系

(二)数据来源

本文样本区间为2003—2020年,主要涉及地级市层面数据,来自历年《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》以及部分地级市统计公报,核心解释变量数据整理自中国文明网(www.wenming.cn)历届获评和复审名单。本文对数据进行了如下处理:(1)剔除直辖市和县级市样本,因为在全国文明城市评选中,直辖市都是以若干区县作为试点而非全部,故需剔除;(2)删除主要变量缺失值较多的城市;(3)删除在2003—2020年撤销、新建地级市建制的城市。最终获得2003—2020年276个地级市、101个全国文明城市的数据。

(三)实证结果分析

1.基准回归分析

表2 基准回归结果

2.平行趋势检验

采用多时点DID模型要求满足平行趋势假设,即实验组和对照组的变化趋势在政策发生前应当相似,在政策发生后才出现差异,从而保证多时点DID模型估计出的是政策的因果效应。(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,本文进行平行趋势检验以验证实验组城市与对照组城市在经济高质量发展水平方面的变化差异发生在入选全国文明城市之后。具体计量模型设计如下:

(2)

其中,before2、before1、current、after1、after2、after3、after4、after5、after6为9个时间虚拟变量,分别表示入选全国文明城市前2年、前1年、当年、后1年、后2年、后3年、后4年、后5年、后6年。从未入选全国文明城市的虚拟变量均为0。由于第一届文明城市创建政策的实施年份是2005年,而本文的样本区间为2003—2020年,所以选择政策实施前2年的时间虚拟变量作为政策发生前平行趋势检验的参考年份。同时,由于全国文明城市每三年评选一次,本文选择以两届为周期,将政策实施后6年的时间虚拟变量作为政策发生后平行趋势检验的参考年份,用以考察文明城市创建政策的动态效应。由图4检验结果可知,政策发生前的变量系数值均较小且不显著,说明满足平行趋势假设。还可以看到,在入选当年,civil_policy的估计系数显著为正但并不稳定,2年后才逐渐稳定并上升,表明文明城市创建政策能够显著促进城市经济高质量发展水平的提升,但有一定的滞后性。

图4 文明城市创建政策的平行趋势检验(10)实心点的上下虚线表示95%的置信区间。

3.稳健性检验

(1)多时点PSM-DID估计

为进一步控制全国文明城市和非全国文明城市的其他差异对城市经济高质量发展的影响,采用倾向得分匹配法(PSM)重新构建对照组进行分析。首先,使用Logit模型估计倾向得分,因变量为是否入选全国文明城市,入选取值为1,否则为0;自变量选用式(1)中的控制变量作为配比的协变量。其次,根据倾向得分,利用马氏距离匹配法将实验组样本匹配到最为相似的对照组样本。最后,重新进行多时点DID估计,结果如表3第(1)列所示。结果显示,civil_policy的系数仍显著为正,说明文明城市创建政策有助于提升城市经济高质量发展水平的基本结论依旧成立。

(2)更换被解释变量的度量方法

对于被解释变量城市经济高质量发展水平,余泳泽等利用基于非期望产出的SBM模型测算的城市绿色全要素生产率进行衡量。(11)余泳泽、杨晓章、张少辉:《中国经济由高速增长向高质量发展的时空转换特征研究》,《数量经济技术经济研究》2019年第6期。本文也借鉴该做法进行稳健性检验,结果见表3第(2)、(3)列。在进行SBM模型测算时,投入指标为资本和劳动两大要素,劳动采用全社会从业人员数来衡量,资本采用永续盘存法进行测算。为验证基准结果的稳健性,本文采用张军等(12)张军、吴桂英、张吉鹏:《中国省际物质资本存量估算:1952—2000》,《经济研究》2004年第10期。的9.6%折旧率和单豪杰(13)单豪杰:《中国资本存量K的再估算:1952—2006年》,《数量经济技术经济研究》2008年第10期。的10.96%折旧率分别对城市绿色全要素生产率进行测算。产出指标包括期望产出和非期望产出。期望产出,采用各城市GDP表示,并利用所在省份GDP平减指数进行了平减处理。非期望产出,采用各城市工业废水排放量和二氧化硫排放量表示。由表3中结果可知,采用两种折旧率,civil_policy的系数均显著为正,说明文明城市创建政策对城市经济高质量发展的正向影响具有稳健性。

钢渣作为建筑材料集料可以大比例利用钢渣资源，实现钢渣规模化应用，利用领域包括建筑砂浆、道路和混凝土等。

表3 稳健性检验

(3)安慰剂检验

考虑到文明城市创建政策实施之后实验组和对照组趋势的变化可能受到其他因素的影响,本文还进行了安慰剂检验。保持入选全国文明城市的时间不变,如果在t年有n个城市被评为全国文明城市,那么从当年所有城市中随机抽取n个城市作为新的文明城市创建单位,在此基础上利用新生成的实验组和对照组重新估计表2中的第(5)列,这样就完成了1次安慰剂检验。重复上述过程500次,得到因变量为城市经济高质量发展水平的500个civil_policy估计系数,核密度分布如图5所示。结果显示,civil_policy系数主要集中于0附近,均值为0.0004,显著异于基准回归结果中的系数0.0685,可以排除文明城市创建政策提升城市经济高质量发展水平源于其他政策和随机性因素的可能性,这也在一定程度上表明本文研究结论具有稳健性。

图5 安慰剂检验(14)实线为估计系数的核密度分布,左侧虚线为估计系数均值,右侧虚线为实际政策的估计系数。

4.异质性分析

(1)考虑城市区位特征的异质性分析

从地理角度看,中国不同地区在经济发展、资源禀赋以及制度环境等方面均存在明显的差异。为进一步考察城市区位特征的不同是否会影响文明城市创建政策的效果,本文将样本划分为东、中、西部三个子样本,结果见表4第(1)—(3)列。可以发现,文明城市创建政策提升城市经济高质量发展水平的结论仅在东部地区成立,在中西部地区并不成立。这可能是由于中国的人口等资源长期呈现出“东南飞”的态势,导致东部地区拥有更先进的技术水平、更发达的金融市场以及更加包容的社会环境,既有利于入选全国文明城市,又更易于实现高质量发展,从而影响了政策效应的发挥。

(2)考虑城市市场潜能的异质性分析

我们以计算所得的政策发生前(2003—2004年)各城市市场潜能均值为界,将样本分为高于均值和等于或低于均值两个组别进行检验,结果如表4第(4)、(5)列所示。结果显示,civil_policy的系数符号均为正,但仅在高于市场潜能均值的城市组别显著。这表明,文明城市创建的政策效应在不同市场潜能城市间存在异质性,仅对市场潜能较大的城市有积极影响。

表4 异质性分析

5.机制识别检验

前文的理论分析表明,文明城市创建政策可能通过环境规制效应、技术创新效应、人才集聚效应以及交易成本效应对城市经济高质量发展水平产生影响。接下来,本文构建如下中介效应模型进行机制识别检验:

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

(4)

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

(5)

其中,M为中介变量,具体包括环境规制效应(environment)、技术创新效应(technology)、人才集聚效应(talent)以及交易成本效应(transaction)四种潜在机制变量,通过γ1、λ1和λ2等回归系数的显著性判断中介效应是否存在。其他变量含义与前文一致。

(1)环境规制效应(environment)。对于环境规制变量,本文构建环境污染综合指数(PIit)来衡量。PIit=1/3(Ri1t+Ri2t+Ri3t),其中,Rikt为城市i第t年第k种(k=1,2,3分别表示废水、烟尘以及二氧化硫)污染物的排放量,Rikt=(Pikt/GDPit)/(1/n∑Pikt/GDPit)。结果如表5中Panel A的第(1)、(2)列所示。第(1)列civil_policy的系数显著为负,表明文明城市创建政策提高了环境规制强度,降低了城市的环境污染水平。第(2)列变量civil_policy的系数显著为正,environment的系数显著为负,说明环境规制对城市经济高质量发展产生了部分中介效应。据此,环境规制效应的影响机制得以验证。

(2)技术创新效应(technology)。本文采用城市年度专利申请总量(包括发明专利申请量、实用新型专利申请量和外观设计专利申请量)的对数值作为技术创新能力的代理变量。结果如表5中Panel A的第(3)、(4)列所示。第(3)列civil_policy的系数为正且通过1%水平的显著性检验,表明文明城市创建政策有助于提高城市技术创新能力。第(4)列变量civil_policy和technology的系数均显著为正,说明技术创新显著提升了城市经济高质量水平。据此,技术创新效应的影响机制得以验证。

(3)人才集聚效应(telent)。对于城市人才集聚水平,本文采用科研、技术服务和地质勘查业从业人员占城市总从业人员的比重来表示。结果如表5中Panel B的第(5)、(6)列所示。第(5)列civil_policy的系数显著为正,表明文明城市创建政策发挥了人才集聚效应。第(6)列变量civil_policy和talent的系数均显著为正,说明人才集聚对城市经济高质量水平的提升发挥了部分中介效应。据此,人才集聚效应的影响机制得以验证。

表5 机制识别检验结果

(4)交易成本效应(transaction)。利用樊纲等(16)樊纲、王小鲁、朱恒鹏:《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》,经济科学出版社2011年版,第15页。提出的市场化指数的倒数作为代理变量测算交易成本。原始数据来源于各省份统计年鉴以及地级市统计公报。结果如表5中Panel B的第(7)、(8)列所示。第(7)列civil_policy的系数显著为负,表明文明城市创建政策发挥了交易成本效应。第(8)列变量civil_policy和transaction的系数也均显著,说明交易成本对城市经济高质量发展产生了部分中介效应。据此,交易成本效应的影响机制得以验证。

结论与政策建议

本文在分析文明城市创建政策影响城市经济高质量发展的内在机理基础上,以全国文明城市评选为准自然实验,利用2003—2020年276个地级市面板数据构建多时点DID模型,考察文明城市创建政策对经济高质量发展的影响。结果表明,文明城市创建政策显著促进了城市经济高质量发展,且这一政策效应在经过系列稳健性检验后依然成立。异质性分析发现,文明城市创建政策对城市经济高质量发展水平的影响,在区位优势较好、市场潜能较大的城市组别中更为明显。机制检验表明,文明城市创建政策对城市经济高质量发展的影响主要通过环境规制效应、技术创新效应、人才集聚效应、交易成本效应四个机制实现。

基于以上结论,得出如下政策启示。第一,基于文明城市创建政策能驱动经济高质量发展的基本事实,应持续推进全国文明城市评选表彰活动,更好发挥文明城市创建活动对地方政府行为的引导作用,努力实现城市文明建设和经济高质量发展的“双赢”。第二,异质性检验结果表明,文明城市创建政策对经济高质量发展水平的影响存在明显的“马太效应”。为此,应重视对不同城市间、地区间的统筹协调,因地制宜地制定和落实文明城市创建政策。第三,重视文明城市创建政策在增强环境规制、促进技术创新、吸引人才集聚以及降低交易成本等方面的重要作用,全面疏通政策效应的传导渠道。