文明城市评选能否推动城市经济高质量发展?
——基于274个城市的准自然实验证据

李兴锋,王 力

(石河子大学 经济与管理学院, 新疆 石河子 832000 )

一、 引言

推动经济高质量发展是贯彻新发展理念的重要战略之举,亦是在风云变幻的国际环境中实现中国经济软着陆的关键所在。党的十九大报告提出“我国经济已由高速增长转向高质量发展阶段”,如何实现高质量发展已经成为中国亟待解决的重大课题。事实上,高质量发展的关键在于引领经济发展方式和生活方式根本性变革,这与文明城市的发展理念不谋而合。文明城市评选作为一项推进文明和谐城市建设的试点政策,既是创新城市治理模式的有益探索,亦是推动结构变革[1]、动能转化、经济增长[2]的重要政策工具。为探索适应新时代需求的全新型城市治理模式,中央精神文明建设指导委员会于2003年专门出台了《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》,明确提出文明城市评选的程序、考核标准及实施细则。自2005年我国公布第一批文明城市以来,又陆续公布了五批次的全国文明城市名单。笔者不禁思考,当文明城市评选与中国高质量发展战略相叠加时,文明城市建设作为一种全新的城市发展模式,如何影响经济高质量发展?其内在的传导机制是什么?鉴于政府决策行为的标杆示范性及经济发展的高度空间依赖性,文明城市评选是否对临近地区产生空间溢出效应?对于上述问题的应答不仅有助于厘清文明城市评选助力经济高质量发展的内在机理,也在某种程度上弥补了现有文献关于文明城市评选政策效果把握不足的缺陷。

目前,与本文研究主旨密切相关的文献主要包含两类。一类聚焦于经济高质量发展的研究。经济高质量发展作为学者们关注的热点问题,其研究成果涵盖高质量发展的理论内涵[3-4]、评价体系构建[5]、测度方法[6-7]、驱动机制[8-10]、实现路径[11-13]等方面。另一类文献则聚焦于对文明城市试点政策的研究。文明城市评选涉及政务环境、法制环境、人文环境、生态环境等多维度考核指标,对于改善地区人文生态环境、完善基础设施、实现动能转换、推动经济发展方式变革发挥了巨大作用[2]。与此同时,评比表彰类的文明城市评选活动,既展示出地方政府推进文明和谐城市建设的有益尝试,又为强化环境规制和污染治理提供新的政策工具[14],为中国生态文明体制改革和经济高质量发展提供理论参考和经验借鉴。文明城市评选因其“含金量高、创城难度大”被视为城市称号中的“金字招牌”[15],通过品牌效应和城市声誉对城市可持续发展产生积极影响。另有学者探讨了文明城市评选对产业结构升级[1]、劳动力流动[16]及企业高质量发展[17]的影响效应。上述研究为评估文明城市评选的经济效应提供了有益借鉴,但是关于文明城市评选能否推动城市经济高质量发展的相关研究却略显不足。若文明城市评选能推动城市经济高质量发展,其内在作用机制是什么?这种影响是否存在时空异质性?观已有文献,缺乏两者之间机理的探讨和相关经验证据支撑。鉴于此,本文将文明城市评选视为外生冲击,采用多期DID模型、空间双重差分模型考察文明城市评选对经济高质量发展的影响。

相较于以往研究,本文边际贡献在于:其一,系统分析了文明城市评选对城市经济高质量发展的重要影响及其作用机理,从城市治理创新视角为推动城市经济高质量发展提供新的经验证据支撑。其二,补充了现有研究鲜有的从空间视角对文明城市评选政策的经济效应进行考察。鉴于城市经济的高度空间依赖性与文明城市评选的“标尺”竞争特征,本文不仅关注文明城市评选对本地经济高质量发展的影响,还重点关注了政策实施对邻近城市的空间溢出效应,丰富了该领域的相关研究成果。其三,从环境规制、产业结构升级等渠道出发,探究了文明城市评选推动城市经济高质量发展的传导机制,并识别了可能存在的时空异质性。上述研究结论既印证了文明城市评选政策的“经济有效性”,也为实现文明城市建设和高质量发展的“双赢”目标提供根本遵循。

二、 理论分析框架与研究假说

(一) 文明城市评选对经济高质量发展的影响机制

文明城市评选的初衷是建立一套具有中国特色的城市可持续发展新模式[18]。鉴于文明城市评选的经济效应与生态环境福利效应,其对高质量发展的影响遵循如下逻辑。

1. 环境规制效应

在有关环境治理的激励政策中,文明城市评选毫无疑问是最为典型的[16]。文明城市创建涵盖城市空气质量、水环境质量、“单位GDP能耗”、人均绿地面积等清晰的生态环境考核指标。相较于“自上而下”的环境督查、环保约谈等强制性环境规制行为,文明城市评选以荣誉表彰的形式激发地方政府加大环境污染的治理力度,制定更为严格的环保制度和污染物排放要求,各地对于生态环境保护由传统的“逐底竞争”模式演化为“逐顶竞争”模式[19]。文明城市评选采取动态复议机制,复查不合格的城市将退出文明城市序列,在“争先恐后”的横向竞争情境下,即便是入选文明城市的政府也会执行较为苛刻的环境规制政策。微观视角下,企业作为政府环境成本内部化的直接承担者,地方政府环境规制强度的提升势必增加企业的治污成本[20-21],基于“波特假说”和“成本假说”,严格且设计恰当的环境规制会激发企业的创新活力,以便适应资源节约型、环境友好型建设需要,形成环境规制的“创新补偿”效应。促进城市发展模式的“绿色蜕变”。据此,提出研究假说1。

假说1:文明城市评选可以通过环境规制效应促进城市经济高质量发展。

2. 产业结构升级效应

文明城市评比推动了城市技术-经济范式的变革,考核体系中设置的“R&D经费支出”“科教支出”等指标是提升城市技术创新能力的关键。已有研究表明,技术创新和城市绿色发展是产业结构升级的重要驱动力量[19]。一方面,文明城市评选过程中高度重视“软硬环境”建设,通过城市品牌信号效应吸引人力、物力、智力等要素的空间集聚,入选城市依托要素资源的集聚优势,驱动产业间的技术溢出和结构升级[16],以产业结构优化驱动城市创新和经济的高质量发展。另一方面,文明城市评选的“筛选”机制带来的遵循成本效应,导致产业类型的二元分化,新兴信息技术等绿色产业在市场竞争中获得更大优势和产品溢价,而高消耗、高污染、高排放等落后产业将会被市场淘汰,引导产业结构由低级化向高级化演进、由粗放型向集约型转变[18],以产业结构的优化效应赋能城市创新和经济高质量发展。据此,提出研究假说2。

假说2:文明城市评选可以通过产业结构升级效应促进城市经济高质量发展。

(二) 文明城市评选对经济高质量发展的空间溢出效应

鉴于城市单元高度空间关联性,文明城市评选也可能通过空间维度对经济高质量发展产生影响。一方面,入选文明城市对于当地官员的晋升考核、经济增长具有明显的带动作用。相较于非入选城市,文明城市在城市治理、环境保护、政府创新、信息公开及社会公共服务等方面具有明显优势,在邻近城市间形成标杆示范效应[14]。锦标赛属性的评选活动促使地方政府间产生“标尺竞争”和“参照学习”的情形,通过典型示范效应和空间辐射效应推动邻近城市经济的高质量发展。另一方面,污染物排放具有空间关联特征,参与文明城市评选的地区为了治理污染、改善生态环境,必须加强与临近地区的“策略互动”,通过地区协同治理减少污染物的跨区域流动,推动“本地-临近”地区生态环境和经济发展质量的双重提升。基于上述分析,提出研究假说3。

假说3:文明城市评选不仅促进本地区经济高质量发展,而且带动了临近城市的经济高质量发展。

三、 研究设计

(一) 经济高质量发展水平的评价

本文在融入新发展理念的基础上从“创新、协调、绿色、开放、共享”等多维视角,构建指标评价体系并对经济高质量发展水平进行测度。借鉴前人关于经济高质量发展的研究思路[7-9],考虑到数据的可得性,构建包括五个一级指标、十三个二级指标、二十二个三级指标的城市经济高质量发展水平综合评价体系,具体指标构成见表1。为了避免主观随意性,采用较为客观的熵权法来确定指标权重。

表1 城市经济高质量发展水平评价指标体系

表1(续)

(二) 识别策略与模型设定

本文将文明城市评选视为一项相对外生的准自然实验,截至2020年,文明城市评比已进行六个批次,共入选146个地级市(1)其中,2005年的第一批包含9个地级市,2009年第二批包含9个地级市,2011年第三批包含23个地级市,2015年第四批包含28个地级市,2017年第五批包含35个地级市,2020年的第六批包含42个地级市。北京、天津、重庆、上海四个直辖市以区为单位进行文明城市评选,在研究中将直辖市样本剔除。。全国文明城市的设立遵循分批次推进的原则,故构建多期DID模型评估文明城市评选的政策效果,其基准回归模型设置如下。

文明城市评选与经济高质量发展关系检验:

Yit=γ0+γ1DIDit+δXit+ui+vt+εit

(1)

Yit为被解释变量,即城市的经济高质量发展水平;若城市i在t年入选了文明城市,则DIDit赋值为1,如果入选城市复核后失去文明城市称号,则赋值为0,直至重新获得文明城市称号;未入选文明城市的样本始终为0。Xit为控制变量,it表示随机干扰项。

为进一步考察文明城市评选的空间溢出效应,构建如下空间双重差分模型:

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

(2)

式(2)中W为空间权重矩阵,本文采用地理距离矩阵和经济地理矩阵两种空间权重矩阵进行分析,ρ为因变量的空间自相关系数;β2为文明城市评选的空间溢出效应,其他变量与模型(1)一致。

(三) 变量选取

1. 被解释变量

经济高质量发展水平(EHD)。关于经济高质量发展的评价通常采用两种方法:一是构建指标体系的度量方式;其二是利用全要素生产率进行表征。本文利用熵权法测度经济高质量发展水平。为保证结论可靠性,使用主成分分析法合成的城市经济高质量发展综合指数,作为替代变量进行稳健性检验。

2. 核心解释变量

文明城市政策变量(DID)。本文将文明城市评选作为外生冲击进行准自然实验。若城市i在t年入选了文明城市,则DIDit赋值为1,如果入选城市复核后失去文明城市称号,则赋值为0,直至重新获得文明城市称号;未入选文明城市的样本始终为0。

3. 控制变量

创业活力(INN),借鉴湛泳和李珊[22]的做法,利用自我雇佣人数衡量城市创业活力,具体指标为城市个体和私营经济从业人数占城市总人数的比重;人口密度(POP),利用地区人口总量与地区的行政区面积比值来表示;政府规模(GOV),选用政府一般预算内财政支出与地区GDP的比值来衡量;信息技术发展水平(INF),利用人均邮电业务量与人均GDP比值来表征信息技术发展水平;金融发展水平(FIN),采用人均金融机构贷款余额来衡量;人力资本潜力(HCAP),参照赵春燕等[23]的做法利用大学生在校人数与地区人口总数的比值来衡量;交通基础设施(TRA),利用城市人均道路面积来表征。

(四) 数据来源及描述性统计

表2 各变量描述性统计

本文所选样本空间为2003—2019年274个地级市的面板数据,不考虑2020年第六批次获批的42个城市,以前五批的104个地级市作为实验组,其余城市为对照组。文明城市名单来源于“中国文明网”,原始数据来源于《中国城市统计年鉴》及EPS数据库。各变量数据的描述性统计分析见表2。

四、 实证分析

(一) 基准回归结果

本文采用双向固定双重差分模型评估“文明城市”评选对经济高质量发展的影响。为保证结论可靠性,通过逐步回归法得到表3估计结果,后续分析以表3列(6)的回归结果为基准。从“文明城市”评选对高质量发展的影响效果来看,交互项DID的系数为0.012,且在1%的水平下显著,入选文明城市的地区比非入选地区的经济高质量发展水平高出1.2个百分点。一方面,文明城市评选标准中设定了“单位GDP能耗”、空气污染指数、城市污水处理率等准入“门槛”,促使地方政府由原来的“逐底竞争”演化为“逐顶竞争”,通过环境规制效应倒逼产业结构升级。同时,文明城市作为“金字招牌”,在生态环境、文化设施、交通便利性及卫生医疗可及性等方面远高于非入选城市,便于高端人力资本与新兴经济部门的聚集,激发经济增长的活力。总体上看,文明城市评选对经济高质量发展存在明显的激励效应。

表3 基准回归结果

(二) 平行假设趋势检验

利用多期DID评估“文明城市”评选对经济高质量发展的影响前,需要对经济高质量发展水平进行平行趋势检验,本文借鉴事件研究法思路,刻画不同时段的政策冲击效果,构建如下回归模型:

(3)

上式中,表示该城市入选全国文明城市前第k(k=0,……,k)年的前置项,该项用以识别实验组与控制组在政策实施前,两组间的经济高质量发展水平是否具有相同的趋势,若待估参数Befk均不显著,即平行趋势假定成立。Afterm表示城市i入选全国文明城市后第m(m=1,……,M)年的滞后项,该项用以识别政策的动态效应,若系数显著,说明文明城市评选对经济高质量发展存在显著影响。

图1 平行趋势检验

通过提取式(3)所示事件分析回归中的估计系数与95%的置信区间绘制上述图形。为避免虚拟变量陷阱,将政策实施前1年为基期,故图中没有-1期的数据。图1显示,在政策实施前的5年,DID项的估计系数均未通过显著性检验,说明在入选全国文明城市之前,两类城市的经济高质量发展水平未出现明显差异。在图1中,该城市在入选全国文明城市当年,交互项的系数开始显著为正,说明文明城市评选对高质量发展的的影响具有立竿见影的效果。随着政策的稳步推进,其激励效应明显增强,文明城市试点政策可以持续释放政策红利。

表4 文明城市评选对经济高质量发展分维度影响的估计结果

(三) 文明城市评选对经济高质量发展分维度指数的影响效果

为更好识别“文明城市”评选与经济高质量发展之间的关系,本文对高质量发展水平进行维度分解,具体结果如表4所示(2)限于篇幅,不再汇报创新发展、协调发展 、绿色发展、开放发展及共享发展的平行趋势检验,备索。。列(1)中,文明城市评选对创新发展的影响系数为0.024,且在1%的水平下显著,说明文明城市评选通过环境规制效应、技术创新效应及人才吸引效应,提高了入选城市的创新发展水平;列(2)中,文明城市评选对协调发展的影响系数显著为正,说明文明城市评选显著提高了城市的协调发展水平,可能的原因是文明城市评选条件中设置了“贫困发生率”“恩格尔系数”、交通基础设施及医疗公共服务等硬性规定,促进了城乡协调、产业协调、地区协调及部门间的协调发展水平;文明城市评选对绿色发展的影响系数为0.021,且在1%的水平下显著,说明环境治理作为文明城市评选的重要考核指标之一,各地政府通过对环境污染的动态监控和污染惩治,倒逼企业生产流程的绿色“蜕变”,提高了城市绿色全要素生产率。表4中列(4)显示,文明城市评选对开放发展的影响系数为0.003,且在1%的水平下显著,说明文明城市评选可以提升城市的对外开放水平,可能的原因是文明城市作为“软实力”的重要象征,是城市对外交流的“金名片”,对外商外资具有一定的吸附效应,有利于外向型经济发展;表4列(5)显示,文明城市评选对共享发展的影响显著为正,可能的原因是文明城市评选缓解了城乡失衡、地区失衡现象,促进了区域共享发展水平。综上所述,文明城市评选对经济高质量发展各维度的影响由强到弱依次为创新发展、绿色发展、协调发展、共享发展与开放发展。

(四) 稳健性检验

1. 对入选城市非随机性选择问题的讨论

为排除文明城市评选存在挑选“强者”现象,即经济发展质量较高的城市更容易入选文明城市称号,参照逯进等[18]、陈晨和张广胜[24]的处理方法,将文明城市试点政策作为被解释变量,采用Logistic模型验证文明城市评选的随机性,具体模型如下:

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

(4)

表5 经济高质量发展水平与文明城市评选的反向因果检验

在式(4)中,城市经济高质量发展水平和控制变量分别选取了其一期滞后项,以考察前期的城市经济发展质量是否影响到文明城市的评选。若α1不显著,表明前期的经济发展质量与该城市能否入选文明城市无关,满足政策随机性假设。表5列(1)至列(5)显示,无论是全样本还是前五批次样本均未通过显著性检验,说明文明城市政策满足随机性假设。

2. 替换被解释变量

为了避免测度方法所带来的测量误差,本文使用主成分法重新合成城市经济高质量发展综合指数,提取的四个主成分累计方差贡献为78.6%,对原指标体系具有较强的解释力。利用新测度出的城市经济高质量综合指数纳入模型中进行分析,得到表6列(1)和列(2)。回归结果表明,无论是否加入控制变量,文明城市评选对经济高质量发展的影响系数均显著为正,以上估计结果仍然强烈支持文明城市评选对经济高质量发展具有显著的激励效应。

3. 安慰剂检验

为排除由人为设定或遗漏变量引起的系统性偏误,本文通过改变政策实施时点,将入选文明城市的时间节点分别提前1年和提前2年进行安慰剂检验,具体回归结果如表6的列(3)和列(4)所示,DID项的系数均不显著,这说明了政策时点是非随机的,再次验证了基准回归结果的可靠性。

4. 基于PSM-DID方法的估计

为提高对照组与控制组样本的匹配度,减少双重差分法带来的非随机选择偏误问题,本文分别采用临近匹配、半径匹配及核匹配的方法寻找与入选城市特征最接近的地区作为对照组,具体回归结果如表6的列(5)至列(7)所示。在采用PSM-DID模型后,DID的系数分别为0.011、0.012、0.013,且均在1%的水平下显著为正。表明经匹配后文明城市评选活动依然显著提高了城市的高质量发展水平。

表6 稳健性检验估计结果

(五) 影响机制检验

以上结果表明,文明城市评选对经济高质量发展存在明显的激励效应。结合前文理论分析,文明城市评选可通过规制效应、产业结构优化效应等路径推动城市经济高质量发展。为验证上述传导机制,本文构建如下递归模型:

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 机制检验回归结果

其中ERit表示城市环境规制强度,STR表示产业结构高级化,其他变量设置同基准模型。

表7的列(1)和列(2)汇报了环境规制效应的实证检验结果。关于环境规制的衡量指标,本文借鉴陈诗一和陈登科[25]的做法,选取各城市政府工作报告中与环境相关词汇出现的频数作为环境规制的代理变量。具体做法是检索2003—2019年各地政府报告中,低碳、环境保护、空气、绿色发展、PM2.5、能耗、生态、排污、减污、环保等十个关键词汇出现的次数。由于政府工作报告是指导地方工作的纲领性文件,上述词汇出现的频数不仅体现出政府的政策取向,还能较为全面地体现地方政府环境规制的强度。列(1)的回归结果显示,文明城市评选对环境规制的影响系数显著为正。说明文明城市试点政策提高了城市的环境规制强度。究其原因,生态环境保护和污染治理效能是文明城市评选的重要考核指标,各城市为了争取文明城市荣誉称号,纷纷出台较为严格的环境规制政策。列(2)显示,在基准回归模型中引入环境规制(ER)与政策变量(DID)的交互项后,交互项的系数显著为正,其经济含义为环境规制强度越高的城市在入选文明城市后对于经济高质量发展的驱动效应越强。究其原因,较高的环境规制强度会增加污染企业的治污成本,“倒逼”企业减少污染排放,淘汰高污染的落后产能。环境规制可以通过“创新补偿效应”提高技术创新水平与资源配置效率,提高经济发展的质量和效益。验证了假说1。

表7的列(3)和列(4)显示了产业结构升级效应的实证检验结果。关于产业结构升级的衡量标准,本文借鉴干春晖等[26]做法,利用第三产业产值与第二产业的产值之比作为产业结构高级化的度量指标。第(3)列的回归结果显示,文明城市评选对产业结构升级的影响系数为0.137,且在1%的水平下通过了显著性检验,说明文明城市评选推动了产业结构升级。可能的原因是文明城市评选设置了研发投入、科教支出等衡量城市创新能力的指标,而技术创新是推动产业结构升级的重要动力。表7的列(4)显示,将产业结构升级(STR)与政策变量(DID)的交互项纳入基准模型中后,交互项的系数显著为正,说明产业结构越高级的城市在入选文明城市后对于经济高质量发展的促进作用就越明显。即文明城市评选通过产业结构升级效应推动城市经济的高质量发展。假说2得以验证。

表8 274个地级市经济高质量发展水平的空间集聚特征

(六) 空间溢出效应检验

1. 空间自相关检验

为了进一步探究274个城市高质量发展水平的空间集聚状况,利用Moran I指数测度其空间相关性,结果见表8。无论是使用地理距离矩阵,还是经济地理矩阵,2004年—2019年,城市经济高质量发展水平均存在显著的空间相关性,其空间集聚性呈现先增强后减弱的特点。除了2003年在经济地理权重下不显著外,其余年份至少在10%的水平下通过了显著性检验,表明经济高质量发展水平在空间分布非随机,存在显著的正全局空间自相关,这为评估文明城市评选对经济高质量发展是否存在空间溢出效应提供了理论支持。

2. 空间溢出效应分析

为进一步考察文明城市评选是否对邻近地区经济高质量发展产生空间溢出效应,本文采用空间计量模型进行实证检验。根据LR检验SDM模型不会退化成SAR或SEM模型,Hausman检验拒绝随机效应模型有效的原假设,故本文采用固定效应的SDM模型。随后,采用地理距离矩阵和经济地理矩阵两种空间权重矩阵进行实证分析。表9汇报了两种权重矩阵下的估计结果。在地理距离矩阵下,文明城市评选对本地、邻近经济高质量的影响系数分别为0.011、0.058,且均在1%的水平下通过了显著性检验。说明文明城市评选不仅促进了本地区的经济高质量发展,更带动了邻近城市的经济高质量发展。究其原因,相邻城市单元间存在高度的空间依赖性和关联性,入选文明城市会对邻近的城市形成标杆示范效应,促进邻近地区以入选城市为标杆,强化污染治理,带动邻近地区的经济高质量发展。

表9 空间溢出回归结果

表(9)的列(2)显示在经济地理权重下,文明城市评选对本地经济高质量发展的影响系数为0.010,而W×DID的系数上升为0.196,相较于地理距离权重矩阵,在经济地理矩阵下,文明城市评选对邻近地区经济高质量发展的激励效应明显增强。可能的原因是文明城市评选对临近地区的影响程度除了受限于地理距离的“标杆竞争”与“空间示范”外,还取决于人才要素流动、创新外溢、交通网络等经济因素的影响。因此,考虑经济地理双重因素后,文明城市评选对邻近地区经济高质量发展水平的空间溢出效应更强。假说3得以验证。

(七) 异质性分析

1. 城市区位异质性

鉴于城市间地理位置、经济发展基础及资源禀赋的差异,可能导致文明城市评选对城市经济高质量发展的影响存在明显的异质性特征。本文将全国城市分为东、中、西部三大区域。从回归结果来,文明城市评选对东、中及西部地区经济高质量发展的影响系数分别为0.018、0.012、0.002,仅有东部与中部地区通过了了显著性检验,而西部城市不显著。说明文明城市评选对经济高质量发展的激励效应呈现出由东到西递减的空间差序格局。可能的原因是东部与中部地区,作为我国的经济中心、人口中心和工业中心,在文明城市创建过程中对人才要素和创新要素的吸引作用更强,文明城市评选释放出更强的经济红利与生态红利;而西部地区作为传统的“污染避难所”,在文明城市评选与“保增长”博弈过程中,形成“逐底竞争”与“逐顶竞争”的二元冲突,反而阻滞了产业结构的升级转型,导致文明城市的品牌效应与标杆效应难以充分发挥。因而,文明城市评选对于西部城市经济高质量发展的驱动作用较为有限。

2. 城市规模异质性

城市规模异质性可能影响文明城市评选对经济高质量发展的激励效应。本文根据人口规模变量,将城市分为小规模、中等规模及大规模三类(3)国务院印发《关于调整城市规模划分标准的通知》中指出,常住人口在100万以下为小规模城市,其中 100 万以上 300 万以下的城市为中等规模城市,300 万以上的城市为大规模城市。。具体回归结果见表10的列(4)至列(6),文明城市评选对小规模、中等规模及大规模城市的影响系数分别为0.007、0.047、0.055,且均在1%的水平下通过了显著性检验,说明文明城市评选对经济高质量发展的激励效应随着城市规模的扩大而增强。可能的原因是大、中城市在顶层制度设计、数字信息网络、基础设施、人文环境优化及技术创新等方面更具优势,城市等级越高、规模越大,越有利于发挥文明城市的政策协同、产业协同及要素协同效应,文明城市的“催化剂”作用就越强[27-28]。反之,城市规模越小,文明城市评选的环境规制效应、技术创新效应及结构优化效应发挥受限。因此,在城市规模异质性视角下,文明城市评选对大规模城市高质量发展的激励效应最强,中等城市次之,小规模城市最弱。

3. 城市资源禀赋异质性

为考察文明城市评选对两种不同类型城市经济高质量发展影响的差异性,本文将城市分为资源型与非资源型城市两大类(4)根据国务院印发的《全国资源型城市可持续发展规划(2013—2020年)通知》,将样本城市分为资源型城市与非资源型城市。,具体回归结果见表10的列(7)和列(8)。结果显示,资源型城市文明城市评选对高质量发展的激励效应明显高于非资源型城市,究其原因,在资源型城市“资源诅咒”现象较为明显,企业环境污染初始阀值普遍较高。因此,资源型城市在文明城市创建过程中,需要实施更为苛刻的环境规制,通过“空间倒逼”推动绿色转型[29-31],基于此,其政策实施对经济高质量发展的激励效应就越强。非资源型城市对初始资源依赖程度较低,技术创新水平相对较强,产业结构类型较为合理。因而文明城市评选对于非资源型城市的高质量来说更多是达到“锦上添花”的效果。

表10 异质性检验结果

五、 结论及启示

本文基于2003—2019年274个地级市的面板数据,利用多期DID及空间杜宾模型考察文明城市评选对经济高质量发展的作用机制。研究发现:(1)文明城市评选推动了经济高质量发展,经试点非随机性、替换被解释变量、PSM-DID及安慰剂等一系列稳健性检验后,上述结果依然成立。(2)机制分析表明,环境规制效应与产业结构升级效应是文明城市评选推动城市经济高质量发展的重要渠道。(3)从时空效应来看,文明城市评选不仅推动了本地经济的高质量发展,而且对周边城市的经济发展质量产生了正向的溢出效应。(4)异质性视角下,文明城市评选对经济高质量的促进作用呈现由东到西递减的空间差序格局,城市人口规模越大其促进作用就越强,并且对资源型城市的促进作用显著大于非资源型城市。

基于研究结论,本文有如下启示:(1)有序推进文明城市的评选工作,充分发挥非经济锦标赛的政策工具效应。文明城市是提高城市发展质量的重要战略举措[32],既要保证有序推进,又要避免盲目复制,实行文明城市的动态轮换与调整,有利于发挥其动力机制、竞争机制,实现经济发展和环境保护的“双赢”。(2)优化文明城市的空间布局,发挥文明城市评比的空间溢出效应。文明城市授予过程中既要遵循考核优先原则,又要兼顾文明城市的空间布局情况,以便更好发挥入选文明城市的标杆示范效应,形成与邻近城市互促共建的良性格局。(3)充分尊重城市的时空差异性,注重文明城市评选与经济高质量发展的制度衔接。文明城市对经济高质量发展的激励效应取决于城市的地理区位、城市规模等诸多因素,提升文明城市建设发展规划、评比政策的包容性和灵活性,推进文明城市评选与经济高质量发展政策间的协调性与配合度,以便更好赋能经济高质量发展。