文明城市評選能否推動城市經濟高質量發展?
——基于274個城市的準自然實驗證據

李興鋒,王 力

(石河子大學 經濟與管理學院, 新疆 石河子 832000 )

一、 引言

推動經濟高質量發展是貫徹新發展理念的重要戰略之舉,亦是在風云變幻的國際環境中實現中國經濟軟著陸的關鍵所在。黨的十九大報告提出“我國經濟已由高速增長轉向高質量發展階段”,如何實現高質量發展已經成為中國亟待解決的重大課題。事實上,高質量發展的關鍵在于引領經濟發展方式和生活方式根本性變革,這與文明城市的發展理念不謀而合。文明城市評選作為一項推進文明和諧城市建設的試點政策,既是創新城市治理模式的有益探索,亦是推動結構變革[1]、動能轉化、經濟增長[2]的重要政策工具。為探索適應新時代需求的全新型城市治理模式,中央精神文明建設指導委員會于2003年專門出臺了《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》,明確提出文明城市評選的程序、考核標準及實施細則。自2005年我國公布第一批文明城市以來,又陸續公布了五批次的全國文明城市名單。筆者不禁思考,當文明城市評選與中國高質量發展戰略相疊加時,文明城市建設作為一種全新的城市發展模式,如何影響經濟高質量發展?其內在的傳導機制是什么?鑒于政府決策行為的標桿示范性及經濟發展的高度空間依賴性,文明城市評選是否對臨近地區產生空間溢出效應?對于上述問題的應答不僅有助于厘清文明城市評選助力經濟高質量發展的內在機理,也在某種程度上彌補了現有文獻關于文明城市評選政策效果把握不足的缺陷。

目前,與本文研究主旨密切相關的文獻主要包含兩類。一類聚焦于經濟高質量發展的研究。經濟高質量發展作為學者們關注的熱點問題,其研究成果涵蓋高質量發展的理論內涵[3-4]、評價體系構建[5]、測度方法[6-7]、驅動機制[8-10]、實現路徑[11-13]等方面。另一類文獻則聚焦于對文明城市試點政策的研究。文明城市評選涉及政務環境、法制環境、人文環境、生態環境等多維度考核指標,對于改善地區人文生態環境、完善基礎設施、實現動能轉換、推動經濟發展方式變革發揮了巨大作用[2]。與此同時,評比表彰類的文明城市評選活動,既展示出地方政府推進文明和諧城市建設的有益嘗試,又為強化環境規制和污染治理提供新的政策工具[14],為中國生態文明體制改革和經濟高質量發展提供理論參考和經驗借鑒。文明城市評選因其“含金量高、創城難度大”被視為城市稱號中的“金字招牌”[15],通過品牌效應和城市聲譽對城市可持續發展產生積極影響。另有學者探討了文明城市評選對產業結構升級[1]、勞動力流動[16]及企業高質量發展[17]的影響效應。上述研究為評估文明城市評選的經濟效應提供了有益借鑒,但是關于文明城市評選能否推動城市經濟高質量發展的相關研究卻略顯不足。若文明城市評選能推動城市經濟高質量發展,其內在作用機制是什么?這種影響是否存在時空異質性?觀已有文獻,缺乏兩者之間機理的探討和相關經驗證據支撐。鑒于此,本文將文明城市評選視為外生沖擊,采用多期DID模型、空間雙重差分模型考察文明城市評選對經濟高質量發展的影響。

相較于以往研究,本文邊際貢獻在于:其一,系統分析了文明城市評選對城市經濟高質量發展的重要影響及其作用機理,從城市治理創新視角為推動城市經濟高質量發展提供新的經驗證據支撐。其二,補充了現有研究鮮有的從空間視角對文明城市評選政策的經濟效應進行考察。鑒于城市經濟的高度空間依賴性與文明城市評選的“標尺”競爭特征,本文不僅關注文明城市評選對本地經濟高質量發展的影響,還重點關注了政策實施對鄰近城市的空間溢出效應,豐富了該領域的相關研究成果。其三,從環境規制、產業結構升級等渠道出發,探究了文明城市評選推動城市經濟高質量發展的傳導機制,并識別了可能存在的時空異質性。上述研究結論既印證了文明城市評選政策的“經濟有效性”,也為實現文明城市建設和高質量發展的“雙贏”目標提供根本遵循。

二、 理論分析框架與研究假說

(一) 文明城市評選對經濟高質量發展的影響機制

文明城市評選的初衷是建立一套具有中國特色的城市可持續發展新模式[18]。鑒于文明城市評選的經濟效應與生態環境福利效應,其對高質量發展的影響遵循如下邏輯。

1. 環境規制效應

在有關環境治理的激勵政策中,文明城市評選毫無疑問是最為典型的[16]。文明城市創建涵蓋城市空氣質量、水環境質量、“單位GDP能耗”、人均綠地面積等清晰的生態環境考核指標。相較于“自上而下”的環境督查、環保約談等強制性環境規制行為,文明城市評選以榮譽表彰的形式激發地方政府加大環境污染的治理力度,制定更為嚴格的環保制度和污染物排放要求,各地對于生態環境保護由傳統的“逐底競爭”模式演化為“逐頂競爭”模式[19]。文明城市評選采取動態復議機制,復查不合格的城市將退出文明城市序列,在“爭先恐后”的橫向競爭情境下,即便是入選文明城市的政府也會執行較為苛刻的環境規制政策。微觀視角下,企業作為政府環境成本內部化的直接承擔者,地方政府環境規制強度的提升勢必增加企業的治污成本[20-21],基于“波特假說”和“成本假說”,嚴格且設計恰當的環境規制會激發企業的創新活力,以便適應資源節約型、環境友好型建設需要,形成環境規制的“創新補償”效應。促進城市發展模式的“綠色蛻變”。據此,提出研究假說1。

假說1:文明城市評選可以通過環境規制效應促進城市經濟高質量發展。

2. 產業結構升級效應

文明城市評比推動了城市技術-經濟范式的變革,考核體系中設置的“R&D經費支出”“科教支出”等指標是提升城市技術創新能力的關鍵。已有研究表明,技術創新和城市綠色發展是產業結構升級的重要驅動力量[19]。一方面,文明城市評選過程中高度重視“軟硬環境”建設,通過城市品牌信號效應吸引人力、物力、智力等要素的空間集聚,入選城市依托要素資源的集聚優勢,驅動產業間的技術溢出和結構升級[16],以產業結構優化驅動城市創新和經濟的高質量發展。另一方面,文明城市評選的“篩選”機制帶來的遵循成本效應,導致產業類型的二元分化,新興信息技術等綠色產業在市場競爭中獲得更大優勢和產品溢價,而高消耗、高污染、高排放等落后產業將會被市場淘汰,引導產業結構由低級化向高級化演進、由粗放型向集約型轉變[18],以產業結構的優化效應賦能城市創新和經濟高質量發展。據此,提出研究假說2。

假說2:文明城市評選可以通過產業結構升級效應促進城市經濟高質量發展。

(二) 文明城市評選對經濟高質量發展的空間溢出效應

鑒于城市單元高度空間關聯性,文明城市評選也可能通過空間維度對經濟高質量發展產生影響。一方面,入選文明城市對于當地官員的晉升考核、經濟增長具有明顯的帶動作用。相較于非入選城市,文明城市在城市治理、環境保護、政府創新、信息公開及社會公共服務等方面具有明顯優勢,在鄰近城市間形成標桿示范效應[14]。錦標賽屬性的評選活動促使地方政府間產生“標尺競爭”和“參照學習”的情形,通過典型示范效應和空間輻射效應推動鄰近城市經濟的高質量發展。另一方面,污染物排放具有空間關聯特征,參與文明城市評選的地區為了治理污染、改善生態環境,必須加強與臨近地區的“策略互動”,通過地區協同治理減少污染物的跨區域流動,推動“本地-臨近”地區生態環境和經濟發展質量的雙重提升?；谏鲜龇治?提出研究假說3。

假說3:文明城市評選不僅促進本地區經濟高質量發展,而且帶動了臨近城市的經濟高質量發展。

三、 研究設計

(一) 經濟高質量發展水平的評價

本文在融入新發展理念的基礎上從“創新、協調、綠色、開放、共享”等多維視角,構建指標評價體系并對經濟高質量發展水平進行測度。借鑒前人關于經濟高質量發展的研究思路[7-9],考慮到數據的可得性,構建包括五個一級指標、十三個二級指標、二十二個三級指標的城市經濟高質量發展水平綜合評價體系,具體指標構成見表1。為了避免主觀隨意性,采用較為客觀的熵權法來確定指標權重。

表1 城市經濟高質量發展水平評價指標體系

表1(續)

(二) 識別策略與模型設定

本文將文明城市評選視為一項相對外生的準自然實驗,截至2020年,文明城市評比已進行六個批次,共入選146個地級市(1)其中,2005年的第一批包含9個地級市,2009年第二批包含9個地級市,2011年第三批包含23個地級市,2015年第四批包含28個地級市,2017年第五批包含35個地級市,2020年的第六批包含42個地級市。北京、天津、重慶、上海四個直轄市以區為單位進行文明城市評選,在研究中將直轄市樣本剔除。。全國文明城市的設立遵循分批次推進的原則,故構建多期DID模型評估文明城市評選的政策效果,其基準回歸模型設置如下。

文明城市評選與經濟高質量發展關系檢驗:

Yit=γ0+γ1DIDit+δXit+ui+vt+εit

(1)

Yit為被解釋變量,即城市的經濟高質量發展水平;若城市i在t年入選了文明城市,則DIDit賦值為1,如果入選城市復核后失去文明城市稱號,則賦值為0,直至重新獲得文明城市稱號;未入選文明城市的樣本始終為0。Xit為控制變量,it表示隨機干擾項。

為進一步考察文明城市評選的空間溢出效應,構建如下空間雙重差分模型:

Yit=ρW×Yit+β1DIDit+β2W×DIDit+β3W×Xit+δXit+ui+vt+εit

(2)

式(2)中W為空間權重矩陣,本文采用地理距離矩陣和經濟地理矩陣兩種空間權重矩陣進行分析,ρ為因變量的空間自相關系數;β2為文明城市評選的空間溢出效應,其他變量與模型(1)一致。

(三) 變量選取

1. 被解釋變量

經濟高質量發展水平(EHD)。關于經濟高質量發展的評價通常采用兩種方法:一是構建指標體系的度量方式;其二是利用全要素生產率進行表征。本文利用熵權法測度經濟高質量發展水平。為保證結論可靠性,使用主成分分析法合成的城市經濟高質量發展綜合指數,作為替代變量進行穩健性檢驗。

2. 核心解釋變量

文明城市政策變量(DID)。本文將文明城市評選作為外生沖擊進行準自然實驗。若城市i在t年入選了文明城市,則DIDit賦值為1,如果入選城市復核后失去文明城市稱號,則賦值為0,直至重新獲得文明城市稱號;未入選文明城市的樣本始終為0。

3. 控制變量

創業活力(INN),借鑒湛泳和李珊[22]的做法,利用自我雇傭人數衡量城市創業活力,具體指標為城市個體和私營經濟從業人數占城市總人數的比重;人口密度(POP),利用地區人口總量與地區的行政區面積比值來表示;政府規模(GOV),選用政府一般預算內財政支出與地區GDP的比值來衡量;信息技術發展水平(INF),利用人均郵電業務量與人均GDP比值來表征信息技術發展水平;金融發展水平(FIN),采用人均金融機構貸款余額來衡量;人力資本潛力(HCAP),參照趙春燕等[23]的做法利用大學生在校人數與地區人口總數的比值來衡量;交通基礎設施(TRA),利用城市人均道路面積來表征。

(四) 數據來源及描述性統計

表2 各變量描述性統計

本文所選樣本空間為2003—2019年274個地級市的面板數據,不考慮2020年第六批次獲批的42個城市,以前五批的104個地級市作為實驗組,其余城市為對照組。文明城市名單來源于“中國文明網”,原始數據來源于《中國城市統計年鑒》及EPS數據庫。各變量數據的描述性統計分析見表2。

四、 實證分析

(一) 基準回歸結果

本文采用雙向固定雙重差分模型評估“文明城市”評選對經濟高質量發展的影響。為保證結論可靠性,通過逐步回歸法得到表3估計結果,后續分析以表3列(6)的回歸結果為基準。從“文明城市”評選對高質量發展的影響效果來看,交互項DID的系數為0.012,且在1%的水平下顯著,入選文明城市的地區比非入選地區的經濟高質量發展水平高出1.2個百分點。一方面,文明城市評選標準中設定了“單位GDP能耗”、空氣污染指數、城市污水處理率等準入“門檻”,促使地方政府由原來的“逐底競爭”演化為“逐頂競爭”,通過環境規制效應倒逼產業結構升級。同時,文明城市作為“金字招牌”,在生態環境、文化設施、交通便利性及衛生醫療可及性等方面遠高于非入選城市,便于高端人力資本與新興經濟部門的聚集,激發經濟增長的活力?？傮w上看,文明城市評選對經濟高質量發展存在明顯的激勵效應。

表3 基準回歸結果

(二) 平行假設趨勢檢驗

利用多期DID評估“文明城市”評選對經濟高質量發展的影響前,需要對經濟高質量發展水平進行平行趨勢檢驗,本文借鑒事件研究法思路,刻畫不同時段的政策沖擊效果,構建如下回歸模型:

(3)

上式中,表示該城市入選全國文明城市前第k(k=0,……,k)年的前置項,該項用以識別實驗組與控制組在政策實施前,兩組間的經濟高質量發展水平是否具有相同的趨勢,若待估參數Befk均不顯著,即平行趨勢假定成立。Afterm表示城市i入選全國文明城市后第m(m=1,……,M)年的滯后項,該項用以識別政策的動態效應,若系數顯著,說明文明城市評選對經濟高質量發展存在顯著影響。

圖1 平行趨勢檢驗

通過提取式(3)所示事件分析回歸中的估計系數與95%的置信區間繪制上述圖形。為避免虛擬變量陷阱,將政策實施前1年為基期,故圖中沒有-1期的數據。圖1顯示,在政策實施前的5年,DID項的估計系數均未通過顯著性檢驗,說明在入選全國文明城市之前,兩類城市的經濟高質量發展水平未出現明顯差異。在圖1中,該城市在入選全國文明城市當年,交互項的系數開始顯著為正,說明文明城市評選對高質量發展的的影響具有立竿見影的效果。隨著政策的穩步推進,其激勵效應明顯增強,文明城市試點政策可以持續釋放政策紅利。

表4 文明城市評選對經濟高質量發展分維度影響的估計結果

(三) 文明城市評選對經濟高質量發展分維度指數的影響效果

為更好識別“文明城市”評選與經濟高質量發展之間的關系,本文對高質量發展水平進行維度分解,具體結果如表4所示(2)限于篇幅,不再匯報創新發展、協調發展 、綠色發展、開放發展及共享發展的平行趨勢檢驗,備索。。列(1)中,文明城市評選對創新發展的影響系數為0.024,且在1%的水平下顯著,說明文明城市評選通過環境規制效應、技術創新效應及人才吸引效應,提高了入選城市的創新發展水平;列(2)中,文明城市評選對協調發展的影響系數顯著為正,說明文明城市評選顯著提高了城市的協調發展水平,可能的原因是文明城市評選條件中設置了“貧困發生率”“恩格爾系數”、交通基礎設施及醫療公共服務等硬性規定,促進了城鄉協調、產業協調、地區協調及部門間的協調發展水平;文明城市評選對綠色發展的影響系數為0.021,且在1%的水平下顯著,說明環境治理作為文明城市評選的重要考核指標之一,各地政府通過對環境污染的動態監控和污染懲治,倒逼企業生產流程的綠色“蛻變”,提高了城市綠色全要素生產率。表4中列(4)顯示,文明城市評選對開放發展的影響系數為0.003,且在1%的水平下顯著,說明文明城市評選可以提升城市的對外開放水平,可能的原因是文明城市作為“軟實力”的重要象征,是城市對外交流的“金名片”,對外商外資具有一定的吸附效應,有利于外向型經濟發展;表4列(5)顯示,文明城市評選對共享發展的影響顯著為正,可能的原因是文明城市評選緩解了城鄉失衡、地區失衡現象,促進了區域共享發展水平。綜上所述,文明城市評選對經濟高質量發展各維度的影響由強到弱依次為創新發展、綠色發展、協調發展、共享發展與開放發展。

(四) 穩健性檢驗

1. 對入選城市非隨機性選擇問題的討論

為排除文明城市評選存在挑選“強者”現象,即經濟發展質量較高的城市更容易入選文明城市稱號,參照逯進等[18]、陳晨和張廣勝[24]的處理方法,將文明城市試點政策作為被解釋變量,采用Logistic模型驗證文明城市評選的隨機性,具體模型如下:

Logit(treatedit)=α0+α1L.HEDit+α2L.Controlit+εit

(4)

表5 經濟高質量發展水平與文明城市評選的反向因果檢驗

在式(4)中,城市經濟高質量發展水平和控制變量分別選取了其一期滯后項,以考察前期的城市經濟發展質量是否影響到文明城市的評選。若α1不顯著,表明前期的經濟發展質量與該城市能否入選文明城市無關,滿足政策隨機性假設。表5列(1)至列(5)顯示,無論是全樣本還是前五批次樣本均未通過顯著性檢驗,說明文明城市政策滿足隨機性假設。

2. 替換被解釋變量

為了避免測度方法所帶來的測量誤差,本文使用主成分法重新合成城市經濟高質量發展綜合指數,提取的四個主成分累計方差貢獻為78.6%,對原指標體系具有較強的解釋力。利用新測度出的城市經濟高質量綜合指數納入模型中進行分析,得到表6列(1)和列(2)?；貧w結果表明,無論是否加入控制變量,文明城市評選對經濟高質量發展的影響系數均顯著為正,以上估計結果仍然強烈支持文明城市評選對經濟高質量發展具有顯著的激勵效應。

3. 安慰劑檢驗

為排除由人為設定或遺漏變量引起的系統性偏誤,本文通過改變政策實施時點,將入選文明城市的時間節點分別提前1年和提前2年進行安慰劑檢驗,具體回歸結果如表6的列(3)和列(4)所示,DID項的系數均不顯著,這說明了政策時點是非隨機的,再次驗證了基準回歸結果的可靠性。

4. 基于PSM-DID方法的估計

為提高對照組與控制組樣本的匹配度,減少雙重差分法帶來的非隨機選擇偏誤問題,本文分別采用臨近匹配、半徑匹配及核匹配的方法尋找與入選城市特征最接近的地區作為對照組,具體回歸結果如表6的列(5)至列(7)所示。在采用PSM-DID模型后,DID的系數分別為0.011、0.012、0.013,且均在1%的水平下顯著為正。表明經匹配后文明城市評選活動依然顯著提高了城市的高質量發展水平。

表6 穩健性檢驗估計結果

(五) 影響機制檢驗

以上結果表明,文明城市評選對經濟高質量發展存在明顯的激勵效應。結合前文理論分析,文明城市評選可通過規制效應、產業結構優化效應等路徑推動城市經濟高質量發展。為驗證上述傳導機制,本文構建如下遞歸模型:

lnERit=γ0+γ1DIDit+δXit+ui+εit

(5)

lnHEDit=β0+β1DIDit+β2DIDit×lnERit+β3lnerit+δXit+ui+εit

(6)

lnSTRit=φ0+φ1DIDit+δXit+ui+εit

(7)

lnHEDit=ξ+ξ1DIDit+ξ2DIDit×lnSTRit+β3lnSTRit+δXit+ui+εit

(8)

表7 機制檢驗回歸結果

其中ERit表示城市環境規制強度,STR表示產業結構高級化,其他變量設置同基準模型。

表7的列(1)和列(2)匯報了環境規制效應的實證檢驗結果。關于環境規制的衡量指標,本文借鑒陳詩一和陳登科[25]的做法,選取各城市政府工作報告中與環境相關詞匯出現的頻數作為環境規制的代理變量。具體做法是檢索2003—2019年各地政府報告中,低碳、環境保護、空氣、綠色發展、PM2.5、能耗、生態、排污、減污、環保等十個關鍵詞匯出現的次數。由于政府工作報告是指導地方工作的綱領性文件,上述詞匯出現的頻數不僅體現出政府的政策取向,還能較為全面地體現地方政府環境規制的強度。列(1)的回歸結果顯示,文明城市評選對環境規制的影響系數顯著為正。說明文明城市試點政策提高了城市的環境規制強度。究其原因,生態環境保護和污染治理效能是文明城市評選的重要考核指標,各城市為了爭取文明城市榮譽稱號,紛紛出臺較為嚴格的環境規制政策。列(2)顯示,在基準回歸模型中引入環境規制(ER)與政策變量(DID)的交互項后,交互項的系數顯著為正,其經濟含義為環境規制強度越高的城市在入選文明城市后對于經濟高質量發展的驅動效應越強。究其原因,較高的環境規制強度會增加污染企業的治污成本,“倒逼”企業減少污染排放,淘汰高污染的落后產能。環境規制可以通過“創新補償效應”提高技術創新水平與資源配置效率,提高經濟發展的質量和效益。驗證了假說1。

表7的列(3)和列(4)顯示了產業結構升級效應的實證檢驗結果。關于產業結構升級的衡量標準,本文借鑒干春暉等[26]做法,利用第三產業產值與第二產業的產值之比作為產業結構高級化的度量指標。第(3)列的回歸結果顯示,文明城市評選對產業結構升級的影響系數為0.137,且在1%的水平下通過了顯著性檢驗,說明文明城市評選推動了產業結構升級?？赡艿脑蚴俏拿鞒鞘性u選設置了研發投入、科教支出等衡量城市創新能力的指標,而技術創新是推動產業結構升級的重要動力。表7的列(4)顯示,將產業結構升級(STR)與政策變量(DID)的交互項納入基準模型中后,交互項的系數顯著為正,說明產業結構越高級的城市在入選文明城市后對于經濟高質量發展的促進作用就越明顯。即文明城市評選通過產業結構升級效應推動城市經濟的高質量發展。假說2得以驗證。

表8 274個地級市經濟高質量發展水平的空間集聚特征

(六) 空間溢出效應檢驗

1. 空間自相關檢驗

為了進一步探究274個城市高質量發展水平的空間集聚狀況,利用Moran I指數測度其空間相關性,結果見表8。無論是使用地理距離矩陣,還是經濟地理矩陣,2004年—2019年,城市經濟高質量發展水平均存在顯著的空間相關性,其空間集聚性呈現先增強后減弱的特點。除了2003年在經濟地理權重下不顯著外,其余年份至少在10%的水平下通過了顯著性檢驗,表明經濟高質量發展水平在空間分布非隨機,存在顯著的正全局空間自相關,這為評估文明城市評選對經濟高質量發展是否存在空間溢出效應提供了理論支持。

2. 空間溢出效應分析

為進一步考察文明城市評選是否對鄰近地區經濟高質量發展產生空間溢出效應,本文采用空間計量模型進行實證檢驗。根據LR檢驗SDM模型不會退化成SAR或SEM模型,Hausman檢驗拒絕隨機效應模型有效的原假設,故本文采用固定效應的SDM模型。隨后,采用地理距離矩陣和經濟地理矩陣兩種空間權重矩陣進行實證分析。表9匯報了兩種權重矩陣下的估計結果。在地理距離矩陣下,文明城市評選對本地、鄰近經濟高質量的影響系數分別為0.011、0.058,且均在1%的水平下通過了顯著性檢驗。說明文明城市評選不僅促進了本地區的經濟高質量發展,更帶動了鄰近城市的經濟高質量發展。究其原因,相鄰城市單元間存在高度的空間依賴性和關聯性,入選文明城市會對鄰近的城市形成標桿示范效應,促進鄰近地區以入選城市為標桿,強化污染治理,帶動鄰近地區的經濟高質量發展。

表9 空間溢出回歸結果

表(9)的列(2)顯示在經濟地理權重下,文明城市評選對本地經濟高質量發展的影響系數為0.010,而W×DID的系數上升為0.196,相較于地理距離權重矩陣,在經濟地理矩陣下,文明城市評選對鄰近地區經濟高質量發展的激勵效應明顯增強?？赡艿脑蚴俏拿鞒鞘性u選對臨近地區的影響程度除了受限于地理距離的“標桿競爭”與“空間示范”外,還取決于人才要素流動、創新外溢、交通網絡等經濟因素的影響。因此,考慮經濟地理雙重因素后,文明城市評選對鄰近地區經濟高質量發展水平的空間溢出效應更強。假說3得以驗證。

(七) 異質性分析

1. 城市區位異質性

鑒于城市間地理位置、經濟發展基礎及資源稟賦的差異,可能導致文明城市評選對城市經濟高質量發展的影響存在明顯的異質性特征。本文將全國城市分為東、中、西部三大區域。從回歸結果來,文明城市評選對東、中及西部地區經濟高質量發展的影響系數分別為0.018、0.012、0.002,僅有東部與中部地區通過了了顯著性檢驗,而西部城市不顯著。說明文明城市評選對經濟高質量發展的激勵效應呈現出由東到西遞減的空間差序格局?？赡艿脑蚴菛|部與中部地區,作為我國的經濟中心、人口中心和工業中心,在文明城市創建過程中對人才要素和創新要素的吸引作用更強,文明城市評選釋放出更強的經濟紅利與生態紅利;而西部地區作為傳統的“污染避難所”,在文明城市評選與“保增長”博弈過程中,形成“逐底競爭”與“逐頂競爭”的二元沖突,反而阻滯了產業結構的升級轉型,導致文明城市的品牌效應與標桿效應難以充分發揮。因而,文明城市評選對于西部城市經濟高質量發展的驅動作用較為有限。

2. 城市規模異質性

城市規模異質性可能影響文明城市評選對經濟高質量發展的激勵效應。本文根據人口規模變量,將城市分為小規模、中等規模及大規模三類(3)國務院印發《關于調整城市規模劃分標準的通知》中指出,常住人口在100萬以下為小規模城市,其中 100 萬以上 300 萬以下的城市為中等規模城市,300 萬以上的城市為大規模城市。。具體回歸結果見表10的列(4)至列(6),文明城市評選對小規模、中等規模及大規模城市的影響系數分別為0.007、0.047、0.055,且均在1%的水平下通過了顯著性檢驗,說明文明城市評選對經濟高質量發展的激勵效應隨著城市規模的擴大而增強?？赡艿脑蚴谴?、中城市在頂層制度設計、數字信息網絡、基礎設施、人文環境優化及技術創新等方面更具優勢,城市等級越高、規模越大,越有利于發揮文明城市的政策協同、產業協同及要素協同效應,文明城市的“催化劑”作用就越強[27-28]。反之,城市規模越小,文明城市評選的環境規制效應、技術創新效應及結構優化效應發揮受限。因此,在城市規模異質性視角下,文明城市評選對大規模城市高質量發展的激勵效應最強,中等城市次之,小規模城市最弱。

3. 城市資源稟賦異質性

為考察文明城市評選對兩種不同類型城市經濟高質量發展影響的差異性,本文將城市分為資源型與非資源型城市兩大類(4)根據國務院印發的《全國資源型城市可持續發展規劃(2013—2020年)通知》,將樣本城市分為資源型城市與非資源型城市。,具體回歸結果見表10的列(7)和列(8)。結果顯示,資源型城市文明城市評選對高質量發展的激勵效應明顯高于非資源型城市,究其原因,在資源型城市“資源詛咒”現象較為明顯,企業環境污染初始閥值普遍較高。因此,資源型城市在文明城市創建過程中,需要實施更為苛刻的環境規制,通過“空間倒逼”推動綠色轉型[29-31],基于此,其政策實施對經濟高質量發展的激勵效應就越強。非資源型城市對初始資源依賴程度較低,技術創新水平相對較強,產業結構類型較為合理。因而文明城市評選對于非資源型城市的高質量來說更多是達到“錦上添花”的效果。

表10 異質性檢驗結果

五、 結論及啟示

本文基于2003—2019年274個地級市的面板數據,利用多期DID及空間杜賓模型考察文明城市評選對經濟高質量發展的作用機制。研究發現:(1)文明城市評選推動了經濟高質量發展,經試點非隨機性、替換被解釋變量、PSM-DID及安慰劑等一系列穩健性檢驗后,上述結果依然成立。(2)機制分析表明,環境規制效應與產業結構升級效應是文明城市評選推動城市經濟高質量發展的重要渠道。(3)從時空效應來看,文明城市評選不僅推動了本地經濟的高質量發展,而且對周邊城市的經濟發展質量產生了正向的溢出效應。(4)異質性視角下,文明城市評選對經濟高質量的促進作用呈現由東到西遞減的空間差序格局,城市人口規模越大其促進作用就越強,并且對資源型城市的促進作用顯著大于非資源型城市。

基于研究結論,本文有如下啟示:(1)有序推進文明城市的評選工作,充分發揮非經濟錦標賽的政策工具效應。文明城市是提高城市發展質量的重要戰略舉措[32],既要保證有序推進,又要避免盲目復制,實行文明城市的動態輪換與調整,有利于發揮其動力機制、競爭機制,實現經濟發展和環境保護的“雙贏”。(2)優化文明城市的空間布局,發揮文明城市評比的空間溢出效應。文明城市授予過程中既要遵循考核優先原則,又要兼顧文明城市的空間布局情況,以便更好發揮入選文明城市的標桿示范效應,形成與鄰近城市互促共建的良性格局。(3)充分尊重城市的時空差異性,注重文明城市評選與經濟高質量發展的制度銜接。文明城市對經濟高質量發展的激勵效應取決于城市的地理區位、城市規模等諸多因素,提升文明城市建設發展規劃、評比政策的包容性和靈活性,推進文明城市評選與經濟高質量發展政策間的協調性與配合度,以便更好賦能經濟高質量發展。