文明城市評選與生產性服務業發展
——來自地級市的準自然實驗證據

劉 洋

(南京財經大學，江蘇 南京 210023)

一、 引言

隨著中國特色社會主義進入新時代，我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段，目前正構建以國內大循環為主體、國內國際雙循環相互促進的新發展格局。 生產性服務業是促進我國經濟增長方式轉型的新動能，也是“雙循環”新發展格局下擴大內需的動力源。 一方面，將經濟轉向高質量發展階段要求我們大力發展生產性服務業。 生產性服務業可以提升宏觀經濟總體全要素生產率，進而推動中國經濟的可持續和高質量增長，成為新常態下中國經濟高質量增長的新動能。 另一方面，習近平總書記在2020 年8 月的經濟社會領域專家座談會上強調，構建國內國際雙循環新發展格局要堅持供給側結構性改革，扭住擴大內需這個戰略基點，使生產、分配、流通、消費更多地依托國內市場。 而從本質上講，發展服務業與擴大內需二者是一致的。因此在國內國外雙循環發展格局的背景下，鼓勵生產性服務業向高質量發展，優化服務業產業結構既是擴大國內需求、穩定不同產業供應鏈間要素流動和資源配置的戰略要求，也是推動我國從產品經濟時代向服務經濟時代轉型的動力源泉。 然而，自改革開放以來，中國服務業的發展水平，尤其是生產性服務業的發展嚴重滯后于發達國家，甚至與一些發展中國家相比也有很大差距。 全國文明城市是反映城市整體文明水平和市民整體素質的榮譽稱號，也是目前國內城市綜合類評比中的最高榮譽。 現代化城市可以為生產性服務業的發展創造良好的外部條件，而全國文明城市評選又是我國推進城市現代化建設的重要政策工具。 那么，這一政策工具是否促進了城市生產性服務業發展? 為了回答上述問題，本文將文明城市評選活動視為一項準自然實驗，利用中國城市面板數據，結合漸進雙重差分法研究創文活動對城市生產性服務業的影響及作用機制。

二、 模型設定、數據處理與樣本選擇

(一)模型設定

為衡量文明城市評選對獲評城市生產性服務業的影響，本文構建雙向固定效應漸進雙重差分模型：

式中，proser_rate表示城市

i

在第

t

年生產性服務業從業人員數與服務業從業人員總數之比，該值即為城市生產性服務業發展水平的衡量指標；

γ

表示年份固定效應；

η

表示地區固定效應。 本文的核心解釋變量culcity是時間虛擬變量與政策處理變量的交互項，如果城市

i

為文明城市，且年份

t

在城市被表彰之后，則記 culcity為1，否則為 0。 ∑

X

表示城市

i

在第

t

年一系列影響生產性服務業發展的控制變量。

ε

表示隨機誤差項。

(二)變量說明與數據處理

由于統計年鑒中并沒有對生產性服務業的專項統計，且學術界對服務業和生產性服務業的定義標準尚未統一，因此本文參考國家統計局印發的《生產性服務業統計分類(2019)》，將生產性服務業劃分為交通運輸、倉儲和郵政業，信息傳輸、軟件和信息技術服務業，批發和零售業，金融業，房地產業，租賃和商務服務業，科學研究和技術服務業，水利、環境和公共設施管理業共八大類。 使用傾向得分匹配差分法檢驗政策效應要求對控制變量的選取恰到好處，控制變量應當與使用傾向得分匹配選擇的協變量相同。 即本文選擇的控制變量既是城市生產性服務業的影響因素，也是文明城市的評選標準，本文選取的指標及描述性統計見表1。

表1 變量處理方法與統計指標描述性統計

(三)樣本選擇

文明城市評選以3 年為周期，中國文明網于2005～2020 年分別表彰了6 批全國文明城市名單。綜合考慮數據的可得性和測評指標一致性后，本文最終選擇2009 年、2011 年和2015 年三個批次表彰的文明城市作為處理組，其余城市作為實驗的對照組。 為了檢驗文明城市政策的凈效應，避免其他批次文明城市的干擾，本文去掉了2005 年入選的9 座文明城市，在進一步剔除四個直轄市、所有縣級市以及數據嚴重缺失的地級市之后，最終剩余268 個地級市樣本，時間跨度為2005 ～2017 年。 涉及的數據來源于《中國城市統計年鑒》《中國區域經濟統計年鑒》以及各省市的統計年鑒，統計口徑為市轄區，缺失的數據采用均值法補齊。

在時間虛擬變量設置方面，由于正式向文明辦申報全國文明城市之前必須獲得并保持全國創建文明城市工作先進城市榮譽稱號，也就是說當地政府在參評之前就開始對城市進行基礎文明建設。 然而城市生產性服務業的發展是一個循序漸進的過程，隨城市文明化程度的提升有一定的時滯性。 考慮到2009 年和2015 年文明城市表彰發生在年初，故將政策時間設定為前一年；而2011 年文明城市表彰發生在年底，故將2011 年表彰文明城市設定政策的發生時間為當年。

三、 實證結果與分析

(一)平行趨勢假設檢驗

使用雙重差分法要求文明組與非文明組有相同的事前趨勢，即滿足平行趨勢假設，而PSM(傾向評分匹配)可以很好地滿足這一假設條件。 為了檢驗本研究是否符合雙重差分法的使用條件，比較文明組和匹配組生產性服務業的發展趨勢是否平行。 經過PSM 匹配后的二者年生產性服務業比重趨勢見圖1。 從圖中可以看到，分別以 2008 年、2011 年和2014 年為限，文明組和匹配組在政策發生年份之前的趨勢幾乎一致，在政策發生年份之后二者走向開始出現差異。 因此本文實證的文明組與匹配組的發展趨勢是平行的，適用性前提之二也得到滿足。

圖1 文明城市和非文明城市歷年生產性服務業比重

(二)基準 DID 回歸

接下來，本文利用傳統漸進DID 估計文明城市評選政策的靜態影響，表2 報告了公式(1)的基準回歸結果。 第(1)(2)(3)列以生產性服務業為被解釋變量，列(1)不加任何控制變量以及固定效應，列(2)在此基礎上添加了控制變量。 在控制了其他變量的影響后，差分項系數

ξ

的估計值由0.0531 下降到0.0218，但仍十分顯著。 列(3)進一步控制了城市固定效應以及年份固定效應，差分項系數進一步下降到0.0175，但依然在1%的水平上顯著為正。

表2 基準回歸結果

(三)穩健性檢驗

1. 動態效應檢驗

由于上文的基準回歸只能估計創建文明城市對生產性服務業的靜態平均影響，無法得知時間維度上的動態變化，因此本文參考Jacobson 和Sullivan提出的事件分析法，在此基礎上借鑒Beck 等文獻的做法，構建以下模型研究評選政策對城市服務業結構的動態效應：

式中，

D

表示接受政策處理虛擬變量，如果

t

+

τ

年是城市

i

獲得文明城市稱號的

τ

年之前，那么

D

=1，否則為 0(

τ

=-6、-5、-4、-3、-2、-1)；如果

t

+

τ

年是城市

i

獲得文明城市稱號的

τ

年之后，則

D

=1，否則為 0(

τ

=1、2、3、4、5、6)；如果城市

i

在第

τ

年獲得文明城市稱號，則

D

=1，否則為 0(

τ

=0)，其余變量的含義與上文相同。圖2 繪制了95%置信區間下系數

ξ

的估計結果，圖中展示了評選政策對八大類生產性服務業的影響，從圖中的回歸結果顯示，

ξ

在

τ

=-6 至-1 之間均不顯著，即滿足平行趨勢假設。 在基準年份之后政策虛擬變量的系數開始增大，且從

τ

=3 開始系數變得顯著，這說明成為全國文明城市對當地生產性服務業的影響存在2 年的滯后期。

圖2 動態效應圖示

2. 基于核匹配傾向得分倍差法

接下來我們利用傾向得分核匹配為文明城市篩選與之配對的對照組，檢驗在滿足共同趨勢假定條件下的回歸結果是否依舊顯著，使用核匹配的優點是在可選的處理組較多的情況下能提高匹配效率。得到了匹配組城市還需衡量匹配結果的好壞，為此分別進行樣本匹配平衡性檢驗和共同支撐假定檢驗。

圖3(a)顯示，除表示政府財政自由度的變量在匹配后仍有一定差異外，大多數協變量的離散程度均大幅下降且標準化偏差接近0；圖(b)中，水平線之上的部分為匹配后城市觀測值處于均在共同范圍內的樣本，水平線之下的部分為未匹配的樣本。 可以看到傾向得分越高，滿足共同支撐假定的城市樣本數量越多，且絕大多數城市均滿足共同支撐假定。圖3 說明本文匹配結果能夠較好符合使用PSM 對條件獨立假定和共同支撐假定的要求。 進一步進行雙重差分法顯示匹配后的城市樣本回歸結果與基準回歸結果相同，即獲得文明城市榮譽稱號能夠對當地城市生產性服務業發展帶來顯著正向影響。

圖3 PSM 前提假設檢驗

3. 穩健樣本檢驗

作為含金量極高的城市品牌，中央文明辦對擁有全國文明城市稱號城市有嚴格的復核制度，從2011 年開始，除公布當年全國文明城市入選城市名單外，中央文明辦還會復查并確認繼續保留榮譽稱號的前幾屆文明城市名單，復查不合格的城市將被撤銷全國文明城市稱號。 在第三批入選的城市名單中，廣州市在2015 年失去文明城市資格，臨沂市、江門市在2017 年失去文明城市資格；第四批入選的文明城市中，南昌市、珠海市均于2017 年失去全國文明城市稱號。 考慮到這幾個城市失去文明城市稱號可能帶來的動態影響，本文在穩健性檢驗部分剔除了這5 座城市樣本。 在獲得政策穩健樣本后本文重復了上文實證過程，結果顯示除系數估計值有極小差異外，符號正負性以及顯著性水平均不受影響，這證明了上文結論的穩健性。

(四)反事實檢驗

雖然上文實證結果證明了文明城市評選政策對服務業結構的影響是顯著的，但這真的是政策評選帶來的嗎? 本文借鑒陳啟斐和錢非非對文明組進行安慰劑檢驗的做法，對不同批次的文明城市人為設置政策實施時點及年份區間。 具體地，對2008年批次入選的文明城市，將評選政策實施時間節點提前2 年，同時將樣本年份區間限定為2005 ～2007年；對2011 年批次的文明城市，將政策作用的時間點提前到2008 年，年份區間限定為2006 ～2010 年，同時剔除第二批次文明城市樣本；對2014 年批次的文明城市，將政策作用的時間點提前到2011 年，年份區間限定為2007 ～2013 年，同時剔除第二、三批次文明城市樣本，通過人為安排這一反事實情節構造安慰劑檢驗。 表3 報告了安慰劑檢驗的結果，第(1)(2)(3)列以八大類生產性服務業為被解釋變量，可以看到即使在不同批次文明城市的情況下，本文構建的反事實情節中的交互項系數估計值均不顯著，這印證了上文實證結果的穩健性。

表3 反事實安慰劑檢驗結果

(五)生產性服務業細分行業異質性檢驗

上文的探討證實了文明城市評選對生產性服務業結構占比提升的顯著作用，但上述研究得出的結論是針對總體行業而言，有必要進一步研究細分服務行業的異質性，因此本文展現了文明城市評選對服務業細分行業的不同影響。 表4 中行業占比表示以細分行業從業人數占服務業人員總數為被解釋變量，可以看到評選政策顯著提升了城市房地產業，租賃和商務服務業以及科學研究和技術服務業的人數占比。 另外，參評文明城市加大了政府對科技和教育財政扶持力度，這顯著提升了城市科研人員以及高端技術人才在服務業從業人員中的占比。 考慮到使用從業人數占比的處理方式只能衡量生產性服務業結構的相對變化，而無法解釋對細分行業產生的實際影響，在表4 的第二行本文以細分行業從業人數為被解釋變量，再次回歸后的結果顯示文明城市評選顯著提升了生產性服務業各行業的從業人數，這與上文的實證結果互相印證。 其中創建文明城市活動對批發和零售業的影響最大，交互項系數的估計值為1.1877，這可能是因為該行業對人才的需求最多；而創建文明城市對促進水利、環境和公共設施管理行業就業的作用則最小，交互項系數的估計值僅為0.1157，一個顯然的原因是該行業對人才的需求很小，即使成為文明城市對該行業的帶動也相當有限。

表4 生產性服務業細分行業異質性檢驗

四、 政策建議

基于上述研究得出的結論，本文提出以下建議：

第一，重視城市聲譽對生產性服務業就業的帶動作用。 由于每屆文明城市表彰名額稀少、考評方式嚴格，獲得全國文明城市榮譽稱號必然是對城市聲譽的極大提升。 本文的實證結果表明城市聲譽的提升能顯著增加服務業，特別是生產性服務業的就業人數。 在構建國內大循環新格局的背景下，城市是擴大內需、集聚現代先進生產性服務業的重要載體，而服務業是吸納就業的主力軍。 市政府可以憑借“全國文明城市”這一招牌，打響城市聲譽，弘揚城市文化，帶動本地生產性服務業就業的同時，因勢利導促進不同生產性服務業的發展。

第二，繼續加大高端人才引進培養力度。 現代生產性服務業大多仍是人力資本密集型行業，城市政府引進培育高層次人才的初心不能僅是完成文明城市的考核指標。 各市政府應繼續大力實施各類創新人才的引進培育政策，引進培育頂尖以科研人員為核心的海內外高端人才，同時將高校沉淀的雄厚人力資源轉化為巨大的科技創新潛力優勢。 高等教育人力資本的增加可以提升現代生產性服務業從業人員的整體素質，逐漸形成與生產性服務業相適應的人才結構，從而推動城市生產性服務業的發展。

第三，適度減輕政府對經濟運行的干預。 如果政府對城市經濟運行有較強控制能力，那么政府規模過大對城市經濟增長的阻礙作用，在生產性服務業體現得尤為明顯。 政府參與創建文明城市的過程減少了手中可以控制的經濟資源，能夠為生產性服務業營造良好的外部環境。 因此，政府可以適度減輕對經濟運行的干預，盡量避免因政府規模過大而扭曲市場運行，努力構建服務型政府，不改創建文明城市的初心，通過完善社會保障體系、增加公共服務部門供給改進民生，增加市民福祉。