全國文明城市評選是否促進了旅游經濟高質量發展？
——來自準自然實驗的經驗證據

劉彥秀，孫根緊

（四川農業大學 商旅學院，四川 成都 611830）

0 引言

城市是人們重要的生產生活載體之一，優化城市環境、改善居住條件，是提升人們“定居”幸福感的重要手段［1］。作為我國含金量最高的城市品牌，“文明城市”創建可有效推動城市建設，在居民生活品質得以改善的同時，進一步優化城市旅游業發展的外部環境［2］。近年，作為“五大幸福產業”之首的旅游業蓬勃發展，滿足了日益強勁的大眾旅游剛性需求，但旅游經濟仍有巨大的增長空間［3］。全國文明城市建設帶來的生態環境優化、基礎設施改善、產業結構調整、文明素養提升和城市品牌塑造，將是城市旅游經濟高質量發展的有力支撐［4］，但其評選過程卻可能是一場目標明確的“錦標賽”［5］。為成功創建或保留榮譽稱號，參評城市往往會脫離城市發展實際，將資源向評選指標硬性傾斜［6］。“突擊型”城市建設模式背離了全國文明城市評選初衷，會在一定程度上抑制城市旅游經濟的高質量發展。

城市發展的影響效應一直以來是學術界的研究焦點之一，已有文獻從城市宜居性、城鎮化進程、城市發展規模和城市發展政策等方面展開研究［7-9］。學術界通常將全國文明城市評選納入城市發展政策范疇展開研究，對其影響效應持截然相反的觀點。部分學者認為全國文明城市評選具有正向效應，主要體現在激勵地方強化減排［10］、有效降低城市污染［11］、提 升 城 市 產 出 水 平［4］、提 高 民 營 企 業 利 潤率［12］、推動企業高質量發展［13］、推動國家政策執行的治理效能［14］、促進中西部城市經濟增長［15］、帶動產業結構轉型升級［16］等方面。也有學者持相反的觀點，認為全國文明城市評選的影響并非盡如人意。研究發現，全國文明城市評選對企業績效增長［17］、經濟激勵作用發揮［6］、低能級城市經濟增長［18］具有顯著抑制作用，對民生福利的改善作用也不顯著［2］。就全國文明城市評選的旅游業發展效應研究而言，僅有明雷等［19］學者的1 篇文獻與本文主題密切相關，文獻以旅游人次表征城市旅游發展水平，檢驗全國文明城市評選對旅游業發展的影響。

已有文獻對本文具有良好的研究啟示，但仍有可拓展空間：一是鮮有文獻從質量角度審視國家政策的旅游經濟發展效應，更無文獻就全國文明城市評選政策對旅游經濟發展質量的影響展開研究；二是尚無文獻就全國文明城市評選影響城市旅游經濟高質量發展的內在機制和傳導路徑進行深入研究，因此亟需從理論和實證兩個層面探究其中的奧秘所在；三是已有文獻多選取旅游人次和旅游收入對地級市旅游經濟發展水平進行表征，即使結合投入和產出測度城市旅游業效率，也僅限于省級范圍［20，21］或企業層面［22，23］。部分文獻聚焦于地級市旅游全要素生產率測算，但鮮有文獻同時考慮旅游特色資源、旅游業能源消耗和旅游業對生態污染造成的非期望產出。鑒于此，本文從質量視角切入，探討全國文明城市評選對城市旅游經濟發展影響的內在機制，利用SBM- Malmquist 模型測算城市旅游全要素生產率，以表征旅游經濟發展質量，使用多期漸進DID模型檢驗全國文明城市評選的旅游經濟發展效應。

本文可能的邊際貢獻包括4 點：①從高質量發展視角探討全國文明城市評選對旅游經濟發展的效應，不僅迎合了當前我國經濟社會由規模擴張向質量效益轉變的時代要求，也有利于推動旅游產業供給側結構性改革，進一步滿足人們日益多樣化和品質化的旅游消費需求。②基于旅游經濟內涵，從要素結構調整和綠色技術創新兩個維度分析解釋全國文明城市評選為何沒有較好地推動城市旅游經濟高質量發展，有助于改善文明城市評選的施政效果。③利用旅游全要素生產率表征城市旅游經濟發展水平，充分考慮旅游吸引力和旅游能耗投入的基礎上，將旅游經濟發展負外部性環境污染納入產出范圍，兼顧旅游業的特色與旅游經濟的可持續性。④引入SBM- Malmquist模型和DEA - BCC 模型，從動態與靜態兩個維度考察全國文明城市評選對城市旅游經濟高質量發展的作用效果，并通過研究政策效應在不同規模報酬狀態地級市的異質性，為地方權衡旅游資源投入與合理利用評選政策優勢提供啟示。

1 政策背景與理論機制

1.1 全國文明城市評選政策背景

十二屆六中全會指出，“在大力推進物質文明建設的同時不斷加強社會主義精神文明建設”。為提高居民幸福感，打造文明宜居的現代化城市，中央文明委于2003 年正式拉開全國文明城市評選序幕。作為“高含金量”和“難創建”的城市品牌，“文明城市”被譽為地級市最高綜合性榮譽稱號的背后是嚴格的評選和復審條例。就評選環節而言，稱號獲取設置入場門檻和入圍競選兩項關卡，只有滿足文明城市評選條件的地級市才有資格參加競選，入圍后還要面臨全方位、細標準的嚴格考核過程。然而，即便獲評也并非高枕無憂，“創文”活動還存在嚴格的復查機制。中央文明委結合《全國文明城市創建動態管理措施（負面清單）》，對出現負面問題的地級市給予暫停甚至取消榮譽稱號的懲罰措施。

2021年最新頒布的《全國文明城市測評體系》包括70 條測評標準，分為基本指標和特色指標兩大部分，涵蓋與政府工作和人們生活相關的各種因素。其中，與旅游經濟直接相關的考察大類指標為“文明旅游”，包括“制度機制建設”和“強化教育引導和監督管理”，主要從旅游業發展的市場環境監管著手，優化城市旅游經營活動的運行體制。同時，還含有社會、生態環境等方面測評指標，間接影響城市旅游經濟發展。因此，本文從文明城市測評指標體系入手，結合旅游經濟高質量發展內涵，評估“創文”對地級市旅游經濟高質量發展的影響效應，并探索該影響的傳導機制。

1.2 理論機制

根據新經濟增長理論，旅游經濟高質量發展是在一定時期內在經濟資源總量增長基礎上，受要素稟賦與環境制度的支持，通過旅游技術創新、管理水平進步等途徑推動旅游業生產效率提高、產業結構升級和整體規模合理化的過程［24］。由此，要素結構與技術創新是高質量發展內涵的核心。本文從要素結構調整、綠色技術創新兩個維度分析全國文明城市評選影響城市旅游經濟高質量發展的內在機制，其內在邏輯關系如圖1 所示。

圖1 全國文明城市評選影響城市旅游經濟高質量發展的內在機制Figure 1 The internal mechanism of national civilized city selection affecting the high- quality development of urban tourism economy

途徑之一：要素結構調整。外部環境優化帶來的旅游要素結構升級可有效緩解旅游業粗放型經濟增長下的惡性循環效應，影響旅游經濟發展質量。從外部環境切入，旅游業發展與生態環境優化、基礎設施完善、市場經營息息相關［25］。文明城市測評體系指標存在3 類與之對應的指標————環境規制、城市規劃建設和經營監管。①環境規制評價指標對生態環境各方面提出了嚴格要求。根據“波特假說”，良好的生態環境會激發旅游經濟的增長潛能，也會降低旅游業的經營成本［26］。但旅游業在親環境的同時，也存在環境污染與資源損耗問題。因此，在環境規制力度加大的情況下，文明城市創建工作迫使旅游業將排污成本內部化，增加治理成本，造成旅游經濟效率低下［27］。②城市規劃建設涉及交通、通信、水電氣供應等生活生產必要資源和教科文衛部門運營的必要無形資產供應，這些指標既是城市運轉的必要條件，又是旅游業可持續發展的重要前提。在規模適度前提下，城市規劃建設有利于改善城市環境，塑造城市口碑，吸引旅游流注入。但由于政府財政支出、政務治理的財力和精力有限，若過度重視基礎設施建設指標難免顧此失彼，使旅游發展要素配置失衡，抑制旅游業持續發展。③經營監管圍繞“行業規范”和“制度秩序”展開，旨在樹立良好行業風氣，凈化市場運營環境。監管力度上升對整治旅游市場亂象、改善旅游業環境具有積極作用，但由于迎合管控條例，旅游業交易性成本不可避免增加，造成旅游業內部要素逆效率增長的被迫流動。

途徑之二：綠色技術創新體現在考核指標的科技創新和綠色發展兩項內容。科技創新方面，主要對城市科教水平綜合評價，并對專利發明和申請進行量化規定，有效集聚高新技術產業。綠色發展緊扣“可持續發展”主題，保證城市發展所需資源的可持續性，間接刺激經濟主體提升技術創新水平。技術進步對旅游經濟的空間溢出效應為正，技術創新是推動旅游經濟高質量發展的最主要內生動力［28］。引入新技術可有效打造新穎的旅游消費場景和新型的旅游業態，降低旅游業經營成本。然而，綠色技術創新機制也存在“擠出效應”。政府通過補償、扶持政策誘導旅游企業將精力更多轉向創新研發，旅游業自身將生產性資金用于技術提升和綠色發展維護，造成生產成本的擠占，阻礙了旅游經濟的增長。同時，雖然投入創新會增加收益，但是若不足以彌補其帶來的機會成本，技術創新將抑制經濟增長結構的優化，對旅游經濟增長造成阻礙［29］。

綜上，全國文明城市評選對“綠色生產”和“可持續發展”理念的強調與實施，無疑為旅游經濟提供了良好的運行與創新環境。然而，良好環境的打造對城市旅游經濟存在“擠出效應”。旅游業自身治理成本、交易成本增加，創新產生的機會成本存在超過創新收益的可能性，政府對旅游業扶持資金部分移用于“創文”其他項目，將阻礙旅游經濟效率的提升。從要素結構調整、綠色技術創新兩個機制分析來看，全國文明城市評選對城市旅游經濟高質量發展的作用方向均具有不確定性。

2 研究方法與數據來源

2.1 雙重差分法模型構建

全國文明城市自2005 年創建以來，至2021 年底已歷經六屆評選。地級市是否當選文明城市及當選時點存在差異，因此該政策為本文提供了一項良好的“準自然實驗”。本文參考徐佳等［30］的研究思路，利用多期漸進DID 模型檢驗全國文明城市評選對旅游經濟高質量發展影響的凈效應。具體計量回歸模型設定為：

式中：下標i 表示城市i；t 表示第t 年；β0為常數項；εit為隨機擾動項，聚類到城市層級，以控制潛在異方差、時空相關等問題。本文使用雙向固定效應，γt表示時間固定效應，μi表示城市固定效應，分別控制隨時間、城市變化的不可觀測因素對地區旅游經濟的影響。旅游全要素生產率TFPit為被解釋變量，衡量各地旅游經濟發展水平；Xit表示除文明城市評選外，其他可能對城市旅游經濟產生影響的控制變量矩陣；δit為控制變量的系數；DIDit為被解釋變量，用虛擬變量處理；β1為被解釋變量的估計系數，也是本文關注的重點，其正負大小反映文明城市評選對地區旅游經濟的作用方向及強弱。

2.2 旅游全要素生產率測度

被解釋變量旅游全要素生產率（TFP）除考慮期望產出的基礎上，還將旅游業產生的環境污染作為非期望產出考慮在內，使測算結果涵蓋旅游經濟的負外部性。本文借鑒Li 等［31］、王亞飛等［32］的研究，采用基于超效率SBM 方向性距離函數的Malmquist生產率指數模型，即SBM- Malmquist 模型測度城市旅游全要素生產率的動態變化率。

投入指標：傳統文獻測算效率時，投入變量通常只包含勞動和資本，本文在此基礎上加入旅游吸引力、能源方面指標，既包含旅游業生產過程中來自經濟、社會、自然多方面的投入，又突出“旅游業”特色（表1）。具體而言：勞動力指標選用第三產業從業人數表示，可覆蓋旅游業運轉過程中直接或間接關聯的從業人員［33］；資本指標選用旅游業固定資產投資額表示，若直接使用城市固定資產投資額進行衡量，無疑擴大了旅游業資本水平，因此借鑒張舒寧等［34］做法，利用城市固定資產額乘以旅游總收入占城市生產總值的比重得到旅游業固定資產投資額進行修正，并用歷年各省份固定資產價格指數對其平減；旅游吸引力指標選取上借鑒Liu 等［35］的研究，包括旅游資源和旅游服務兩方面，分別選取A 級景區數量、星級酒店數量表示；能源投入采用旅游產業能源消費總量表示，同樣依據地級市能源消費總量，采用旅游收入占比進行轉換。

產出指標：包括期望產出、非期望產出兩部分（表1）。城市旅游的期望產出原則上包括旅客對該城市的全部旅游需求與該城市所有旅游經濟活動為游客提供的服務。本文選用的旅游總收入指標為國內外旅游收入加總，旅游總人口數指標為國內旅游人數與接待境外旅游者人數之和。國外旅游收入單位為美元，本文通過年中間匯率將其換算為人民幣。為消除通貨膨脹，本文參考劉瑞明等［36］的做法，以2003 年為基年，利用省級居民價格消費指數（CPI）平減收入指標后相加得到。非期望產出考慮旅游經濟發展對生態環境造成的污染，是衡量旅游業可持續性和“綠色”的體現。參考劉佳等［37］的研究，選取旅游業廢水排放量、SO2排放量、生活垃圾清運量表征，依據地級市總量，利用旅游收入占比修正。

表1 旅游全要素生產率測度投入、產出指標Table 1 Input and output indicators of tourism total factor productivity measurement

2.3 其他變量選取及說明

核心解釋變量：DIDit為地級市是否當選文明城市的虛擬變量，若城市i 在第t 年為文明城市，則DIDit= 1；否則，DIDit= 0。本文數據段為2003——2020年，時間跨度涵蓋六屆評選。第六屆全國文明城市于2020 年11 月公布，處于本文時間跨度期末，因此不對第六屆文明城市設立實驗組處理。

控制變量：①產業結構（stru）。產業結構轉變的溢出效應會刺激旅游經濟發展的積極性［38］，使用第三產業產值占地區實際生產總值（GDP）比重衡量。②經濟水平（eco）。經濟發展水平與旅游發展程度具有高度關聯性［39］，利用平減后的地區人均實際GDP衡量城市經濟發展水平，平減過程與旅游收入處理相同，取對數處理。③政府規模（gov）。政府在旅游市場管理中占有一定主導地位，政府規劃可加強旅游市場協調能力［40］，采用財政支出占財政收入比表征。④交通運輸水平（tran）。交通運輸是游客旅游便利性和景區可達性的必要前提，使用人均道路建設面積取對數衡量。⑤對外開放程度（open）。對外開放程度會直接影響旅游消費水平［41］，利用實際利用外資額原始數據經各年中間匯率換算后取對數衡量。⑥綠化程度（green）。選取建成區綠地覆蓋率進行衡量，即建成區綠地面積占建成區總面積的比率。⑦信息化程度（inform）。在旅游產業的不同增長階段，信息化對旅游產業增長的貢獻基本穩定在較高的水平［42］，采用互聯網寬帶接入戶數的對數衡量各地級市信息化程度。

機制變量：①要素結構轉升級。本文選用旅游業要素稟賦結構（fes）作為要素結構升級這一途徑的機制變量，參考蘇建軍等［43］的做法，采用資本勞動比反映旅游要素稟賦結構升級。選取前文投入指標中的資本投入與勞動力投入之比，即旅游固定資產與三產從業人員之比計算，以2003 年為基期進行存量資本的折舊和平減，并取對數。②綠色技術創新。各地區專利的擁有量不但反映了地區創新力，而且還折射了其市場潛力［44］。鑒于此，本文選取實用新型綠色專利申請量（inn）表征城市綠色技術創新水平，取對數處理。

變量名稱、計算方法與描述性統計結果具體如表1 所示。

表2 變量名稱、計算方法與描述性統計Table 2 Variable names，calculation methods and descriptive statistics

2.4 數據來源及處理

本文選取2003——2020 年我國280 個地級市的面板數據進行實證分析。樣本選取原則：第一，剔除四大直轄市。僅以直轄市若干區縣作為試點，而非全部，考慮到城市行政區劃的整體性，需剔除直轄市。第二，為保證結果可靠性，剔除西部省份部分數據缺失嚴重的地級市樣本。本文數據來源于《中國區域經濟統計年鑒》《中國城市統計年鑒》《中國旅游統計年鑒》《中國文化文物和旅游統計年鑒》，以及各省市歷年統計年鑒、各地級市歷年的國民經濟與社會發展統計公報。解釋變量數據手動整理自中國文明網（www.wenming.cn）歷屆獲評和復審名單。為了排除極端值對回歸產生的影響，對除解釋變量外的全部連續非虛擬變量進行1%縮尾處理。

3 基于雙重差分的實證分析

3.1 基準結果分析

為考慮不可測度且具有時間動態特征的區域因素影響，本文在模型（1）中引入省份固定效應和年份固定效應的交叉項，以考察省份、時間聯合固定效應影響，基準回歸結果見表3。表3 中，第（1）列的核心解釋變量的回歸系數顯著為負，說明全國文明城市評選抑制了地區旅游全要素生產率的增長。明雷等［19］研究發現，文明城市評選對旅游人數的增長存在顯著的抑制作用，本文結論方向一致。考慮控制變量后，核心被解釋變量回歸系數的符號與顯著性不變，文明城市評選使城市旅游全要素生產率的增長降低了14.59%。后兩列加入省份——時間聯合控制變量后，文明城市評選虛擬變量的回歸系數仍在5%水平上顯著為負，僅絕對值減小，說明在控制地區、時間雙向固定效應的情況下，模型已較好地規避了省域特征因素的遺漏偏誤。

表3 全國文明城市評選對地級市旅游經濟高質量發展的效應Table 3 The effect of National Civilized City Selection on the high quality development of tourism economy in prefecture- level cities

3.2 雙重差分適用性檢驗

使用雙重差分法的重要前提是實驗組與對照組在無政策影響時發展趨勢相同，即需要通過平行趨勢檢驗。本 文 參 考Acharya 等［45］、李 建 明 等［46］的 研究，運用研究運用事件分析法（Event Study）識別政策評選前后實驗組和對照組的動態趨勢，以檢驗平行趨勢前提是否成立，同時分析全國文明城市評選效應的動態演變特征。

具體模型構建如下：

表4 平行趨勢檢驗及政策動態效果Table 4 Parallel trend test and policy dynamic effect

4 穩健性檢驗

4.1 替換被解釋變量

運用DEA- BCC模型測算規模報酬變化假設下的旅游經濟效率（TE），表示歷年城市旅游經濟發展的靜態水平，以作為被解釋變量，對模型重新進行回歸。從表5 可知，核心解釋變量系數顯著為負，與基準回歸保持一致，再次驗證基準回歸結果的穩健性。從動態和靜態兩個角度看，文明城市評選對城市旅游經濟發展均具有抑制作用。

表5 替換被解釋變量檢驗結果Table 5 Regression results of substituting the explained variable

4.2 排除其他政策干擾

文明城市評選的同時期，我國出臺了多種可能對地區旅游經濟發展產生影響城市評選政策。為排除數據時段內其他政策的影響，以識別出文明城市評選對城市旅游經濟發展的“凈效應”，本文借鑒逯進等［47］的研究方法，將同期可能產生干擾的政策納入基準模型進行逐一回歸，以判斷城市旅游經濟發展水平的變動是否受到除文明城市評選外的政策影響。具體模型為：

式中：wsDID、dtDID、cxDID、zhDID、hbDID 和lyDID 分別表示評選衛生城市、低碳城市、創新城市、智慧城市、環保模范城市和優秀旅游城市的虛擬變量?；貧w結果如表6 所示。

從表6 可見，無論是逐一回歸還是全部政策一同回歸，文明城市評選虛擬變量系數γ1均顯著為負，與基準回歸結果保持一致，再次驗證了基準研究結論的可靠性。

表6 剔除其他政策干擾檢驗結果Table 6 Regression results of excluding other policy interference

4.3 安慰劑檢驗

基準回歸中的雙向固定和省份——時間聯合固定效應的穩健性檢驗已對不可觀測變量進行控制，但仍可能無法完全排除遺漏變量干擾。為此，本文參考La Ferrara等［48］和Cai等［49］的處理方式，隨機選擇處理組進行安慰劑檢驗。依據歷年獲評“文明城市”的地級市數量隨機生成相同數量的地級市作為處理組，以此構造虛擬的政策試點變量DID＾random，基于此重復1000 次回歸。圖2 為千次隨機模擬中DID＾random回歸系數的概率密度分布狀況。不難看出，隨機選擇回歸的估計系數分布于0 附近，基本符合正態分布。計算得出模擬回歸系數均值為0.0014，較接近于0，絕對值遠小于真實基準回歸核心解釋變量系數絕對值。由此說明，全國文明城市評選抑制地級市旅游經濟發展是隨機結果僅在小概率下發生，即本文基準回歸結果通過安慰劑檢驗。

圖2 安慰劑檢驗Figure 2 Placebo test

4.4 反向因果檢驗

為了避免解釋變量與被解釋變量之間的雙向因果關系對基準回歸結果產生影響，本文將兩者位置互調，即文明城市政策虛擬變量作為被解釋變量，滯后2 期的旅游全要素生產率（L2 TFP）作為核心解釋變量進行回歸，結果如表7 中第（1）列和第（2）列所示。滯后兩期原因有兩方面：一是正式獲評文明城市需在兩年前參與報名，因此文明城市與地區旅游經濟若存在反向因果關系，將從參評之時開始顯現；二是前文平穩趨勢檢驗部分得出結論，文明城市評選績效存在2 期的遲滯。結果顯示，互換位置后L2 TFP 系數不顯著，因此判定各地級市旅游經濟發展狀況并未影響該城市是否當選文明城市。

表7 內生性檢驗Table 7 Endogeneity test

（續表7）

4.5 解釋變量和控制變量滯后

結合文明城市評選效應發揮的滯后性，為避免樣本遺漏偏誤，參考張國建等［50］的做法，將控制變量的滯后2 期代入方程進行回歸。同時，為消除被解釋變量前后期相關可能會帶來的影響，避免多重共線性，本文參照Fang 等［51］的做法，將用同樣滯后2期的解釋變量替代原有解釋變量。即本文將核心解釋變量與控制變量均滯后2 期，結果如表7 第（3）列所示。可見，系數符號和顯著性與基準回歸結果基本一致，均負向顯著。由于控制變量滯后2 期，控制程度變弱，估計系數絕對值減小，整體結果方向未發生調整，由此進一步排除反向因果關系。

5 討論

5.1 異質性討論

本文依據地級市地理區位、行政等級、旅游經濟規模報酬進行類別劃分，從3 個維度拓展研究全國文明城市評選對城市旅游經濟發展的異質影響。借鑒劉瑞明等［52］異質性分析做法，在模型（1）基礎上建立回歸模型：

式中：Tezheng 為地級市特征維度的虛擬變量；交叉項DID × Tezheng 表示衡量3 種異質性的核心解釋變量，其系數β表示位于不同類別的城市成功評選文明城市為其旅游經濟發展水平帶來的影響；其他參數含義與模型（1）相同。

地理區位異質性。依據國家發改委對我國區域的政策劃分標準，將280 個地級市分成東、中、西部三大部分。引入交叉項“DID × Area”用以檢驗地級市地理區位差異，Area1、Area2、Area3分別表示東部、中部、西部地區，結果見表8。從表8 可見，全國文明城市評選僅對處于中西部城市的旅游經濟發展呈現顯著抑制作用，東部地區無明顯影響。中西部地區基礎條件落后于東部，若致力于文明城市評選，其建設中心傾向于經濟體制改革和產業整體全面發展，對旅游經濟的帶動作用難以在短期內顯現。隨著政策實施的推進，旅游經濟發展會隨基礎發展條件的日益完善和區域之間交流合作的不斷加強，由東部的經濟發達地區向中西部地區擴張演化，政策帶來的抑制作用將逐漸削弱甚至逆轉［53］。

表8 地級市地理區位異質性回歸結果Table 8 Heterogeneity regression results of urban geographic location heterogeneity

（續表8）

行政等級異質性。行政等級通常是城市資源調配能力的代表，政策效果可能在城市的不同等級之間呈現差異。本文參考周茂等［54］的做法將地級市劃分為兩種等級，省會城市、副省級城市和“較大的市”3 類城市構成高等級城市，其他城市視為一般城市。本文引入交叉項“DID × Grade”作為衡量城市行政等級異質的核心解釋變量，Grade1、Grade2分別表示高等級城市和一般等級城市。由表9 可知，文明城市建設對一般等級城市的旅游經濟發展存在顯著抑制作用，而在高等級城市中不存在顯著影響，此結果與劉瑞明等［52］研究中所說的示范區設立具有“邊際效應遞減”規律的結論相契合。高等級城市往往在資本占有、財政支持力度和科技創新水平上具有更大優勢［55］，在文明城市過程評選中往往“不費吹灰之力”，行政決策無需刻意傾向于評選活動，因此對旅游經濟發展不會造成明顯的“擠出效應”。而一般行政等級各方面發展難及高等級城市，建設“文明城市”過程中兼顧旅游經濟發展往往“心有余力不足”，易造成旅游經濟受到較嚴重的“擠出效應”，出現政策抑制的效果。

表9 城市行政等級異質性回歸結果Table 9 Heterogeneity regression results of urban administrative level heterogeneity

旅游經濟規模報酬異質性。結合DEA- BCC模型對城市旅游經濟效率的靜態評價，進一步判定各地級市旅游業規模報酬情況。同時，將模型中核心交叉項替換為按照規模報酬遞減、不變、遞增3 種狀態將城市進行異質性區分，分別采用DRS、CRS、IRS表示。由表10 可知，若地級市旅游經濟處于規模報酬遞減狀態，當選“文明城市”后其旅游經濟全要素生產率增長將減緩；而處于規模報酬不變狀態，將加快增長；處于規模報酬遞增的地級市當選與否不受影響。究其原因，可能仍要歸于“擠出效應”。處于旅游經濟規模報酬遞減狀態下的地級市，即便增加旅游要素的投入，也難以促使旅游經濟產出同比例增加，更不會優化旅游業投入產出的配置。此類地級市旅游經濟發展往往表現為過分地追求市場的主導權和市場占有率，需政府及時投入資金與精力以縮減冗余，完善調配。為迎合文明城市評選標準，地方政府通常難以將旅游經濟發展置于首位，無法完全順從優化配置規律而進行旅游經管體制改革，會加速規模冗余部分資源配置的無效，從而導致短期內政策對城市旅游經濟發展效果為負。而旅游經濟處于規模報酬不變的地級市，其旅游業投入產出配置暫時為最佳狀態，資源配置達最優水平。文明城市政策的實施，更易帶動此類城市旅游目的地附加價值的提升，有效增強旅游需求，為其旅游經濟發展“錦上添花”。因此，城市旅游經濟發展應追求合理規模而非盲目擴大，順應市場發展規律，力求要素配置的合理化。

表10 旅游經濟規模報酬狀態異質性回歸Table 10 Heterogeneity regression of tourism economy scale returns

5.2 機制分析

本文借鑒石大千等［13］的“三步法”進行機制檢驗，具體回歸模型如下：

式中：Mechit表示城市i 在第t 年的機制變量。本文重點關注α1、α2兩回歸系數的正負及顯著性，α1表示文明城市對機制變量的經濟效應，α2表示用于該機制傳導作用是否在文明城市評選抑制城市旅游經濟高質量發展的過程中成立。

機制檢驗結果：①要素結構轉升級的機制檢驗結果如表11 前兩列所示。由第（1）列可知，文明城市評選對旅游業要素稟賦結構升級同樣存在抑制作用，并未如期達到促進要素結構優化，進而促進旅游產業結構升級的效果。究其原因，可能是旅游業迎合“創文”指標，將負外部性內部化，造成產業內部運行過程中單位主體間的摩擦，由此產生資源損耗。政府角度的“擠出效應”，即財政扶持顧此失彼，減少短期對旅游經濟產出有利的財政扶持，同樣阻礙旅游經濟的提質增效。第（2）列數據顯示，要素結構升級顯著促進了旅游全要素生產率的增長，但由于文明城市評選阻礙要素結構升級，當考慮旅游要素結構升級機制時，政策對城市旅游經濟高質量增長的效果仍顯著為負。②綠色技術創新的機制檢驗結果如表11 中后兩列所示。根據α1、α2兩系數的正負性和顯著性可知，文明城市評選顯著促進了城市綠色創新技術水平的提高，然而創新水平卻抑制了地區旅游經濟的增長。由結果可判斷，文明城市評選所帶動的技術創新部分，其機會成本超過其收益，造成了旅游經濟結構優化的遲滯。同時，旅游業自身和政府將原用于生產性成本資金和扶持資金移用于技術創新和綠色發展，短期內阻礙了旅游經濟增長。因此，文明城市評選應結合各地級市情況差異進行技術創新指標測評的調整，使科技創新真正服務于旅游經濟高質量和可持續發展。

表11 機制檢驗回歸結果Table 11 Regression results of mechanism test

6 結論與政策啟示

為研究文明城市評選對城市旅游經濟高質量發展的影響效應，本文借助SBM - Malmquist 模型測算的城市全要素生產率來表征旅游經濟發展質量，將創建全國文明城市作為一項準自然實驗，采用雙向固定效應下的多期漸進DID 模型，選取2003——2020年280 個地級市的面板數據進行實證分析。研究發現，全國文明城市評選顯著抑制了旅游經濟高質量發展，且該結論經歷一系列穩健性后仍然成立。具體地講，全國文明城市評選通過要素結構調整和綠色技術創新兩個途徑抑制了城市旅游全要素生產率提升，迫使旅游業將負外部性內部化，為其帶來“擠出效應”和難以彌補的創新機會成本。進一步研究表明，影響效應因城市區位、行政等級、規模報酬屬性的不同而存在異質性。就規模報酬異質而言：旅游經濟處于規模報酬不變狀態的地級市“創文”成功會顯著促進旅游經濟發展；若處于規模報酬遞減，則會呈現抑制效果。

基于上述研究結論，得到以下政策啟示：①城市旅游經濟發展應因地制宜，遵循客觀規律?；陟o態視角下的政策效果異質性分析可知，文明城市評選會顯著抑制旅游資源配置效率低下的地級市。因此，地方政府應對旅游業資源消耗、內部分工的合理性予以重視，避免出現因盲目擴大旅游經濟規模的粗放式增長現象。同時，摒棄“飲鴆止渴”的傳統旅游經濟發展思維，尊重旅游產業發展的客觀規律，使旅游經濟平穩和可持續增長。②爭創“文明城市”榮譽稱號應“量力而行”。位于中西部地區和一般等級的城市應加強基礎設施建設，以文明城市評選為契機，縮小與其他城市的資源稟賦差距，有效平衡政府精力和財力投入，達到“一石二鳥”的理想效果。③從機制角度出發，在城市參選文明城市過程中，應主動結合城市發展實況調整旅游產業要素稟賦結構，以促進旅游經濟結構轉型。在迎合文明城市測評中技術創新和外部環境建設指標達標率同時，將技術創新機會成本和規劃建設的“擠出效應”量化考慮，避免對旅游經濟效率提升造成過度阻礙。對于旅游業被迫吸收的負外部性，應在原有扶持力度基礎上，結合實際情況給予進一步補償，從而緩解成本增加對地區旅游業發展的抑制。