文明城市評選與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展
——來自地級市的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)證據(jù)

劉 洋

(南京財(cái)經(jīng)大學(xué)，江蘇 南京 210023)

一、 引言

隨著中國特色社會主義進(jìn)入新時(shí)代，我國經(jīng)濟(jì)已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，目前正構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)是促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)增長方式轉(zhuǎn)型的新動能，也是“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下擴(kuò)大內(nèi)需的動力源。 一方面，將經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段要求我們大力發(fā)展生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)。 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)可以提升宏觀經(jīng)濟(jì)總體全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而推動中國經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)和高質(zhì)量增長，成為新常態(tài)下中國經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量增長的新動能。 另一方面，習(xí)近平總書記在2020 年8 月的經(jīng)濟(jì)社會領(lǐng)域?qū)＜易剷蠌?qiáng)調(diào)，構(gòu)建國內(nèi)國際雙循環(huán)新發(fā)展格局要堅(jiān)持供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，扭住擴(kuò)大內(nèi)需這個(gè)戰(zhàn)略基點(diǎn)，使生產(chǎn)、分配、流通、消費(fèi)更多地依托國內(nèi)市場。 而從本質(zhì)上講，發(fā)展服務(wù)業(yè)與擴(kuò)大內(nèi)需二者是一致的。因此在國內(nèi)國外雙循環(huán)發(fā)展格局的背景下，鼓勵(lì)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)向高質(zhì)量發(fā)展，優(yōu)化服務(wù)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)既是擴(kuò)大國內(nèi)需求、穩(wěn)定不同產(chǎn)業(yè)供應(yīng)鏈間要素流動和資源配置的戰(zhàn)略要求，也是推動我國從產(chǎn)品經(jīng)濟(jì)時(shí)代向服務(wù)經(jīng)濟(jì)時(shí)代轉(zhuǎn)型的動力源泉。 然而，自改革開放以來，中國服務(wù)業(yè)的發(fā)展水平，尤其是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展嚴(yán)重滯后于發(fā)達(dá)國家，甚至與一些發(fā)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(zhì)的榮譽(yù)稱號，也是目前國內(nèi)城市綜合類評比中的最高榮譽(yù)。 現(xiàn)代化城市可以為生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展創(chuàng)造良好的外部條件，而全國文明城市評選又是我國推進(jìn)城市現(xiàn)代化建設(shè)的重要政策工具。 那么，這一政策工具是否促進(jìn)了城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展? 為了回答上述問題，本文將文明城市評選活動視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用中國城市面板數(shù)據(jù)，結(jié)合漸進(jìn)雙重差分法研究創(chuàng)文活動對城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響及作用機(jī)制。

二、 模型設(shè)定、數(shù)據(jù)處理與樣本選擇

(一)模型設(shè)定

為衡量文明城市評選對獲評城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，本文構(gòu)建雙向固定效應(yīng)漸進(jìn)雙重差分模型：

式中，proser_rate表示城市

i

在第

t

年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人員數(shù)與服務(wù)業(yè)從業(yè)人員總數(shù)之比，該值即為城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展水平的衡量指標(biāo)；

γ

表示年份固定效應(yīng)；

η

表示地區(qū)固定效應(yīng)。 本文的核心解釋變量culcity是時(shí)間虛擬變量與政策處理變量的交互項(xiàng)，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(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展的控制變量。

ε

表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)變量說明與數(shù)據(jù)處理

由于統(tǒng)計(jì)年鑒中并沒有對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的專項(xiàng)統(tǒng)計(jì)，且學(xué)術(shù)界對服務(wù)業(yè)和生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的定義標(biāo)準(zhǔn)尚未統(tǒng)一，因此本文參考國家統(tǒng)計(jì)局印發(fā)的《生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)統(tǒng)計(jì)分類(2019)》，將生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)劃分為交通運(yùn)輸、倉儲和郵政業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，金融業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)，科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)，水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)共八大類。 使用傾向得分匹配差分法檢驗(yàn)政策效應(yīng)要求對控制變量的選取恰到好處，控制變量應(yīng)當(dāng)與使用傾向得分匹配選擇的協(xié)變量相同。 即本文選擇的控制變量既是城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響因素，也是文明城市的評選標(biāo)準(zhǔn)，本文選取的指標(biāo)及描述性統(tǒng)計(jì)見表1。

表1 變量處理方法與統(tǒng)計(jì)指標(biāo)描述性統(tǒng)計(jì)

(三)樣本選擇

文明城市評選以3 年為周期，中國文明網(wǎng)于2005～2020 年分別表彰了6 批全國文明城市名單。綜合考慮數(shù)據(jù)的可得性和測評指標(biāo)一致性后，本文最終選擇2009 年、2011 年和2015 年三個(gè)批次表彰的文明城市作為處理組，其余城市作為實(shí)驗(yàn)的對照組。 為了檢驗(yàn)文明城市政策的凈效應(yīng)，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(jìn)一步剔除四個(gè)直轄市、所有縣級市以及數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的地級市之后，最終剩余268 個(gè)地級市樣本，時(shí)間跨度為2005 ～2017 年。 涉及的數(shù)據(jù)來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》以及各省市的統(tǒng)計(jì)年鑒，統(tǒng)計(jì)口徑為市轄區(qū)，缺失的數(shù)據(jù)采用均值法補(bǔ)齊。

在時(shí)間虛擬變量設(shè)置方面，由于正式向文明辦申報(bào)全國文明城市之前必須獲得并保持全國創(chuàng)建文明城市工作先進(jìn)城市榮譽(yù)稱號，也就是說當(dāng)?shù)卣趨⒃u之前就開始對城市進(jìn)行基礎(chǔ)文明建設(shè)。 然而城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展是一個(gè)循序漸進(jìn)的過程，隨城市文明化程度的提升有一定的時(shí)滯性。 考慮到2009 年和2015 年文明城市表彰發(fā)生在年初，故將政策時(shí)間設(shè)定為前一年；而2011 年文明城市表彰發(fā)生在年底，故將2011 年表彰文明城市設(shè)定政策的發(fā)生時(shí)間為當(dāng)年。

三、 實(shí)證結(jié)果與分析

(一)平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

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(shè)，而PSM(傾向評分匹配)可以很好地滿足這一假設(shè)條件。 為了檢驗(yàn)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(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展趨勢是否平行。 經(jīng)過PSM 匹配后的二者年生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)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(fā)生年份之前的趨勢幾乎一致，在政策發(fā)生年份之后二者走向開始出現(xiàn)差異。 因此本文實(shí)證的文明組與匹配組的發(fā)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(chǎn)性服務(wù)業(yè)比重

(二)基準(zhǔn) DID 回歸

接下來，本文利用傳統(tǒng)漸進(jìn)DID 估計(jì)文明城市評選政策的靜態(tài)影響，表2 報(bào)告了公式(1)的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。 第(1)(2)(3)列以生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)為被解釋變量，列(1)不加任何控制變量以及固定效應(yīng)，列(2)在此基礎(chǔ)上添加了控制變量。 在控制了其他變量的影響后，差分項(xiàng)系數(shù)

ξ

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

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1. 動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

由于上文的基準(zhǔn)回歸只能估計(jì)創(chuàng)建文明城市對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的靜態(tài)平均影響，無法得知時(shí)間維度上的動態(tài)變化，因此本文參考Jacobson 和Sullivan提出的事件分析法，在此基礎(chǔ)上借鑒Beck 等文獻(xiàn)的做法，構(gòu)建以下模型研究評選政策對城市服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的動態(tài)效應(yīng)：

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(qū)間下系數(shù)

ξ

的估計(jì)結(jié)果，圖中展示了評選政策對八大類生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響，從圖中的回歸結(jié)果顯示，

ξ

在

τ

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

τ

=3 開始系數(shù)變得顯著，這說明成為全國文明城市對當(dāng)?shù)厣a(chǎn)性服務(wù)業(yè)的影響存在2 年的滯后期。

圖2 動態(tài)效應(yīng)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(yàn)在滿足共同趨勢假定條件下的回歸結(jié)果是否依舊顯著，使用核匹配的優(yōu)點(diǎn)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(jié)果的好壞，為此分別進(jìn)行樣本匹配平衡性檢驗(yàn)和共同支撐假定檢驗(yàn)。

圖3(a)顯示，除表示政府財(cái)政自由度的變量在匹配后仍有一定差異外，大多數(shù)協(xié)變量的離散程度均大幅下降且標(biāo)準(zhǔn)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(nèi)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(shù)量越多，且絕大多數(shù)城市均滿足共同支撐假定。圖3 說明本文匹配結(jié)果能夠較好符合使用PSM 對條件獨(dú)立假定和共同支撐假定的要求。 進(jìn)一步進(jìn)行雙重差分法顯示匹配后的城市樣本回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相同，即獲得文明城市榮譽(yù)稱號能夠?qū)Ξ?dāng)?shù)爻鞘猩a(chǎn)性服務(wù)業(yè)發(fā)展帶來顯著正向影響。

圖3 PSM 前提假設(shè)檢驗(yàn)

3. 穩(wěn)健樣本檢驗(yàn)

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(yán)格的復(fù)核制度，從2011 年開始，除公布當(dāng)年全國文明城市入選城市名單外，中央文明辦還會復(fù)查并確認(rèn)繼續(xù)保留榮譽(yù)稱號的前幾屆文明城市名單，復(fù)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(gè)城市失去文明城市稱號可能帶來的動態(tài)影響，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分剔除了這5 座城市樣本。 在獲得政策穩(wěn)健樣本后本文重復(fù)了上文實(shí)證過程，結(jié)果顯示除系數(shù)估計(jì)值有極小差異外，符號正負(fù)性以及顯著性水平均不受影響，這證明了上文結(jié)論的穩(wěn)健性。

(四)反事實(shí)檢驗(yàn)

雖然上文實(shí)證結(jié)果證明了文明城市評選政策對服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)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(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)的做法，對不同批次的文明城市人為設(shè)置政策實(shí)施時(shí)點(diǎn)及年份區(qū)間。 具體地，對2008年批次入選的文明城市，將評選政策實(shí)施時(shí)間節(jié)點(diǎn)提前2 年，同時(shí)將樣本年份區(qū)間限定為2005 ～2007年；對2011 年批次的文明城市，將政策作用的時(shí)間點(diǎn)提前到2008 年，年份區(qū)間限定為2006 ～2010 年，同時(shí)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(shí)間點(diǎn)提前到2011 年，年份區(qū)間限定為2007 ～2013 年，同時(shí)剔除第二、三批次文明城市樣本，通過人為安排這一反事實(shí)情節(jié)構(gòu)造安慰劑檢驗(yàn)。 表3 報(bào)告了安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果，第(1)(2)(3)列以八大類生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)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(gòu)建的反事實(shí)情節(jié)中的交互項(xiàng)系數(shù)估計(jì)值均不顯著，這印證了上文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

表3 反事實(shí)安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

(五)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)

上文的探討證實(shí)了文明城市評選對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)占比提升的顯著作用，但上述研究得出的結(jié)論是針對總體行業(yè)而言，有必要進(jìn)一步研究細(xì)分服務(wù)行業(yè)的異質(zhì)性，因此本文展現(xiàn)了文明城市評選對服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)的不同影響。 表4 中行業(yè)占比表示以細(xì)分行業(yè)從業(yè)人數(shù)占服務(wù)業(yè)人員總數(shù)為被解釋變量，可以看到評選政策顯著提升了城市房地產(chǎn)業(yè)，租賃和商務(wù)服務(wù)業(yè)以及科學(xué)研究和技術(shù)服務(wù)業(yè)的人數(shù)占比。 另外，參評文明城市加大了政府對科技和教育財(cái)政扶持力度，這顯著提升了城市科研人員以及高端技術(shù)人才在服務(wù)業(yè)從業(yè)人員中的占比。 考慮到使用從業(yè)人數(shù)占比的處理方式只能衡量生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)結(jié)構(gòu)的相對變化，而無法解釋對細(xì)分行業(yè)產(chǎn)生的實(shí)際影響，在表4 的第二行本文以細(xì)分行業(yè)從業(yè)人數(shù)為被解釋變量，再次回歸后的結(jié)果顯示文明城市評選顯著提升了生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)各行業(yè)的從業(yè)人數(shù)，這與上文的實(shí)證結(jié)果互相印證。 其中創(chuàng)建文明城市活動對批發(fā)和零售業(yè)的影響最大，交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)值為1.1877，這可能是因?yàn)樵撔袠I(yè)對人才的需求最多；而創(chuàng)建文明城市對促進(jìn)水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理行業(yè)就業(yè)的作用則最小，交互項(xiàng)系數(shù)的估計(jì)值僅為0.1157，一個(gè)顯然的原因是該行業(yè)對人才的需求很小，即使成為文明城市對該行業(yè)的帶動也相當(dāng)有限。

表4 生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)細(xì)分行業(yè)異質(zhì)性檢驗(yàn)

四、 政策建議

基于上述研究得出的結(jié)論，本文提出以下建議：

第一，重視城市聲譽(yù)對生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)的帶動作用。 由于每屆文明城市表彰名額稀少、考評方式嚴(yán)格，獲得全國文明城市榮譽(yù)稱號必然是對城市聲譽(yù)的極大提升。 本文的實(shí)證結(jié)果表明城市聲譽(yù)的提升能顯著增加服務(wù)業(yè)，特別是生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的就業(yè)人數(shù)。 在構(gòu)建國內(nèi)大循環(huán)新格局的背景下，城市是擴(kuò)大內(nèi)需、集聚現(xiàn)代先進(jìn)生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的重要載體，而服務(wù)業(yè)是吸納就業(yè)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(yù)，弘揚(yáng)城市文化，帶動本地生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)就業(yè)的同時(shí)，因勢利導(dǎo)促進(jìn)不同生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

第二，繼續(xù)加大高端人才引進(jìn)培養(yǎng)力度。 現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)大多仍是人力資本密集型行業(yè)，城市政府引進(jìn)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(biāo)。 各市政府應(yīng)繼續(xù)大力實(shí)施各類創(chuàng)新人才的引進(jìn)培育政策，引進(jìn)培育頂尖以科研人員為核心的海內(nèi)外高端人才，同時(shí)將高校沉淀的雄厚人力資源轉(zhuǎn)化為巨大的科技創(chuàng)新潛力優(yōu)勢。 高等教育人力資本的增加可以提升現(xiàn)代生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)從業(yè)人員的整體素質(zhì)，逐漸形成與生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)相適應(yīng)的人才結(jié)構(gòu)，從而推動城市生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)的發(fā)展。

第三，適度減輕政府對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的干預(yù)。 如果政府對城市經(jīng)濟(jì)運(yùn)行有較強(qiáng)控制能力，那么政府規(guī)模過大對城市經(jīng)濟(jì)增長的阻礙作用，在生產(chǎn)性服務(wù)業(yè)體現(xiàn)得尤為明顯。 政府參與創(chuàng)建文明城市的過程減少了手中可以控制的經(jīng)濟(jì)資源，能夠?yàn)樯a(chǎn)性服務(wù)業(yè)營造良好的外部環(huán)境。 因此，政府可以適度減輕對經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的干預(yù)，盡量避免因政府規(guī)模過大而扭曲市場運(yùn)行，努力構(gòu)建服務(wù)型政府，不改創(chuàng)建文明城市的初心，通過完善社會保障體系、增加公共服務(wù)部門供給改進(jìn)民生，增加市民福祉。