文明城市评选与旅游经济发展：“锦上添花”还是“雪中送炭”？

刘 佳 刘贤明 李煜轩

（1.中国海洋大学管理学院，山东青岛 266100；2.中国海洋大学海洋发展研究院，山东青岛 266100）

0 引言

当前，中国已进入以实现人民对美好生活的向往作为奋斗目标的发展新阶段，“增进民生福祉，提升共建共治共享水平”成为“十四五”时期的重要任务（林闽钢，2019）。旅游业作为现代服务业的重要组成部分，是新时期中国扩内需、调结构、促就业、惠民生等培育经济高质量发展新动能的“绿色引擎”（Li et al.，2016；童昀 等，2021），以及人民群众获得感、幸福感和安全感提升的主要载体（妥艳媜 等，2020）。然而在构建双循环新发展格局和推动经济高质量发展的背景下，依赖旅游资源作为主要旅游吸引物的传统旅游发展模式，已难以满足旅游者的多样化、个性化需求，其对城市旅游经济发展的带动也愈加乏力（刘瑞明 等，2020），培育和挖掘城市旅游经济发展的新动能成为迫切需求。

党的十九届五中全会把“社会文明程度得到新提高”作为“十四五”时期中国经济社会发展的主要目标之一，实施文明创建工程、科学规范做好文明城市评选表彰，成为推动形成适应社会主义新时期要求的思想观念、精神作风、文明风尚和行为规范，形成更加文明和谐社会的重要着力点（刘哲 等，2021）。文明城市评选作为一种极具中国特色的城市治理新模式（鲍宗豪，2011），被认为是提升城市治理水平的速成机制与稳定城市治理质量的复合机制（崔慧姝 等，2018），或将成为旅游经济发展的重要驱动力。第一，全国文明城市品牌是城市文化和城市荣誉的重要体现。全国文明城市是我国给予一个城市的最高级别综合性荣誉称号和最具价值的无形资产，它反映了城市整体文明与和谐程度，并被誉为中国最具影响力和含金量的城市品牌（姚鹏 等，2021）。同时，城市品牌也是城市旅游价值的无形提升和吸引旅游者的系统化标志（Matiza et al.，2020；郝胜宇 等，2008），全国文明城市品牌有助于提升城市品牌价值、打响城市知名度、获得城市美誉度（姚鹏 等，2021），能够“粉饰”旅游者对入选城市的感知形象、刻板印象和主观评价，进而拉动旅游者出游意愿（Kotler et al.，2002）。第二，文明城市评选有助于为旅游业提供基础设施保障与营造优质发展环境。创建全国文明城市的过程同样为创造公共价值的过程（朱金鹤 等，2021），该内在属性与旅游者对美好生活向往与公共服务偏好高度契合。第三，文明城市评选的绿色发展要求与旅游经济的绿色发展效应“不谋而合”。同制造业相比，旅游业是典型的资源节约型、环境友好型产业，能够通过产业融合、产业结构、发展环境和对外开放等路径有效促进城市绿色发展（童昀 等，2021），旅游经济发展架起了文明城市评选与绿色发展之间的内在桥梁。问题是，文明城市评选是否构成了旅游经济发展的外在动因？文明城市评选对入选城市旅游经济发展的政策效应究竟是发挥“锦上添花”作用，还是“雪中送炭”的效果？文明城市评选主要通过何种路径影响旅游经济发展？厘清上述问题，有助于明晰文明城市评选对旅游经济发展的影响效果及作用机制，并且对于评估文明城市评选的经济社会效应与探索新时期旅游业高质量发展的拓展性路径具有重要意义。

旅游经济发展高度依赖于社会经济系统的制度安排（Kim et al.，2019；唐晓云，2014），有关宏观调控政策对旅游经济发展的影响研究也取得较为丰富的成果。旅游经济发展不可避免地会受到宏观调控政策各种方式的直接作用或间接影响（孙佼佼 等，2021；余凤龙 等，2008），地方政府对当地旅游经济发展的制度模式选择（Pearce，1998）、政策制定和公私部门合作（Vernon et al.，2005；王云才，2002）等方面的干预能够有效促进旅游业发展。现有政策评估研究主要以文化产业集聚政策（谭娜 等，2021）等旅游发展政策，“局改委”（李光勤 等，2018）、文化体制改革（刘瑞明 等，2020）等制度改革政策，“一带一路”倡议（唐睿 等，2018）、国际旅游岛战略（邓涛涛 等，2016）、西部大开发（Deng et al.，2019）等区域发展政策，以及离境退税政策（曹翔 等，2021）等财政金融政策为准自然实验事件，基于直接干预或间接调控视角实证评估了一系列宏观调控政策对旅游经济发展的政策效果。当前，文明城市评选作为一种典型的“评比表彰”类政策工具，其对引领经济发展和社会进步的宏观调控作用已得到证实，既有研究对文明城市评选政策在劳动力流入（朱金鹤 等，2021）、产业结构升级（刘哲 等，2021）、经济高质量发展（黄少安 等，2020；乔俊峰 等，2020）、环境污染治理水平提升（逯进 等，2020）、居民生活质量改善（龚锋等，2018）等方面的实施效果进行了系统评估。但目前鲜有文献将全国文明城市与旅游经济发展纳入统一研究框架，未关注到文明城市评选对旅游经济发展的政策效应的存在。然而，与以经济增长为考核目标、具有强制性的宏观调控政策不同，文明城市评选强调激励地方政府在非经济领域展开自愿竞争（王磊 等，2022），识别文明城市评选对旅游经济发展的政策效果有助于突破旅游政策外部性效应评估的思维局限。此外，现有文献在评估政策效果时，也常常忽视了空间因素对地区旅游经济发展的影响。事实上，旅游发展要素的区域共享性、旅游产业的关联带动性和旅游活动的空间流动性，共同决定了旅游经济发展水平的提升并非一城之因，而是存在空间溢出的外部性，忽略空间因素可能导致模型拟合结果的偏误（童昀 等，2021）。

有鉴于此，本文以2003—2019年中国230个地级市的面板数据为研究样本，综合采用多期双重差分模型和空间杜宾模型评估文明城市评选这一彰显品牌价值的综合性城市品牌和典型的评比表彰类政策工具对城市旅游经济发展的政策效果，并识别其作用机制、异质性和空间溢出效应。本文的边际贡献在于：第一，在研究视角方面。以文明城市评选为准自然实验，研究其对旅游经济发展的政策效果及其作用机制，既拓展了文明城市评选影响效应的研究内容，为文明城市评选在全国范围内进一步推广提供了理论基础，也为在着力打造双循环发展格局的背景下，通过文明城市评选进而有效提升城市旅游经济发展水平提供了一种全新思路和理论框架；第二，在评估方法方面。本文基于系统的理论机制分析，在使用多期双重差分模型的基础上进一步利用空间杜宾模型考察这种政策影响的空间溢出效应，能够同时解决内生性问题和忽略空间因素影响给模型估计带来的偏误，从而准确捕捉与识别文明城市评选影响旅游经济发展的净效应；第三，在内容拓展方面。本文分别从城市所处地域、发展线级、旅游资源禀赋三个角度进行异质性分析，识别该政策效果存在的差序格局，进而为不同类型城市高效把握文明城市评选的机遇促进新时期城市旅游经济发展提供对策建议。

1 理论机制与研究假说

1.1 文明城市评选对旅游经济发展的直接效应

文明城市评选有助于城市品牌价值与治理能力的综合提升。城市品牌是旅游城市一切无形资产的浓缩，品牌价值能够塑造目的地形象，目的地形象正是决定旅游者选择的重要因素（Blain，2005；Ruiz-Real et al.，2020）。根据信号理论，文明城市评选所产生的品牌信号效应能够进一步提升入选城市的知名度和认可度，具备在不完全信息下向具有旅游意愿的旅游者传递信号的功能（Connelly，2011；朱金鹤 等，2021）。诚然，城市品牌的形成并非一蹴而就，品牌效应的实现更需要时间的积淀，但鉴于全国文明城市因其主办单位级别高、评选覆盖范围广、申报创建难度大，堪称中国国内最具影响力和含金量的城市品牌（刘思宇，2019），因此文明城市评选仍然具有品牌信号传递的特征优势。

具体而言，从城市文化的信号效应来看，全国文明城市能够有效彰显城市文化气质，提升城市品牌价值，推动城市文明繁荣进步（谌仁俊 等，2021）。《全国文明城市测评体系操作手册（2018 版）》（下文简称为《测评体系》）评选框架涉及的八大标准——“科教文卫体稳步发展，社会事业全面进步”“社会治安良好，社会秩序井然”“基础设施较为完善，生态环境优良”“经济持续快速健康发展，居民生活水平稳步提高”，是城市物质文明、政治文明、社会文明、精神文明与生态文明的品牌象征，深度体现着城市生长气质、文化气质和文明程度（石大千 等，2019）。从城市荣誉的信号效应来看，全国文明城市称号是反映城市整体文明水平的最高荣誉，传递着良好城市治理能力和目的地形象。《测评体系》不仅强调通过市场监管、市民文明素质、社会治安与城市管理等途径提升城市治理水平与稳定城市治理质量，同时将推进文明旅游作为城市文明培育的重要途径，通过对文明旅游的制度机制建设、教育引导和监督管理强化做出一系列明确要求与规范，能够向旅游者全面传递全国文明城市所具备的更安定的社会秩序、更公正的法治环境、更规范的市场经济环境、更舒适的生活环境等城市综合治理能力，塑造良好的城市旅游形象。现有研究虽未指出全国文明城市品牌具有的信号效应能够促进旅游经济发展，但已有部分文献在实证过程中佐证了城市品牌价值提升对于旅游经济发展的促进作用。例如，卢盛峰等（2018）研究发现，基于历史文化价值发掘的城市更名能够塑造城市品牌、提高城市知名度，进而有效促进城市旅游经济发展。城市对外宣传名片更高、城市知名度提升和旅游城市形象塑造有利于吸引旅游者流入并带动服务业发展，也有利于增强当地旅游产品的市场认可度和旅游购买意愿，并推动城市旅游经济发展（刘卫梅 等，2018；卢盛峰 等，2018）。因此，从信号效应视角来看，文明城市评选能通过传递城市文化和城市荣誉的信号效应进而促进城市旅游经济发展。基于此，本文提出假说：

H1：文明城市评选能够凭借品牌信号传递有效促进城市旅游经济发展（直接效应）。

1.2 文明城市评选对旅游经济发展的间接效应

文明城市评选是中国城市化进程背景下为提升城市质量、发展城市文明应运而生的一种城市治理新模式，也自然而然地对入选城市的福利水平、人力资本、产业结构、经济发展等方面产生诸多影响。文明城市评选对旅游经济发展的影响是复杂但有迹可循的，本文在借鉴Grossman 等（1991）的分解效应理论框架的基础上，将文明城市评选影响旅游经济发展的途径分解为公共价值、结构效应与技术效应。

第一，文明城市创建的公共价值。公共服务供给是旅游经济发展的现实基础，完善地区公共服务和设施体系既是促进旅游业转型升级、提质增效的内在要求，也是大众旅游时代的必然选择（刘瑞明 等，2018；马慧强 等，2018）。全国文明城市具备的公共价值属性有益于公共事业发展，创建全国文明城市的过程也是创造公共价值的过程，文明城市评选能够激励地方政府进一步提升包含教育、医疗、文娱体育、交通运输和环境等内容的城市公共服务供给水平（朱金鹤 等，2021），改善城市基础设施、公用事业以及市政建设等硬设施和软环境（龚锋 等，2018）。具体来看，《测评体系》中“文化遗产定期保护，保存完好率”“万人拥有公共汽（电）车”“每千名常住人口公共卫生人员数”“人均拥有道路面积”“建成区绿化覆盖率”等系列考核指标突出了对城市人文环境和谐、生活环境改善、生态环境优化的内在要求，正是这些对城市公共服务建设的硬性规定，催生了文明城市评选的公共价值属性（朱金鹤 等，2021）。完善的政府公共服务供给极大地迎合了旅游者对城市综合环境、基础设施、公共交通、公共卫生、公共信息等公共服务的需求及对公共服务质量的要求，满足了旅游者日趋强烈的公共服务偏好（李健仪 等，2016），有助于增强旅游者出游与消费意愿，进而推动地区旅游经济发展。因此，从公共价值视角来看，文明城市评选能通过公共价值提升进而促进城市旅游经济发展。

第二，文明城市创建的结构效应。产业结构优化是旅游经济发展的关键核心，要素在各产业部门的再配置即产业结构变动也是推动旅游经济发展的重要原因（吕铁 等，1999）。全国文明城市作为促进城市文明发展的新形式，其创建过程符合供给侧改革需求，能够有效推动区域产业结构转型升级（刘哲 等，2021；逯进 等，2020）。一方面，文明城市评选能够促进要素结构合理化。根据新结构经济学理论，一个经济体的最优产业结构决定于该经济体的要素结构，要素结构优化能够为产业结构优化和生产效率提高提供行动资源（Ju et al.，2015）。全国文明城市品牌的信号效应在吸纳城市劳动力就业方面有着特殊优势，能够吸引劳动力流入，推动城市要素结构向劳动力密集型和知识密集型转变，实现要素结构合理化（朱金鹤等，2021）。随着高素质劳动力供给、高技术含量资本增多，高级要素结构比例增加有助于推动旅游产业从单纯供给资源型观光产品向依靠先进技术供给智慧、高端和个性化旅游产品转变，推动旅游产业技术升级、服务优化与产品创新。另一方面，文明城市评选强调绿色发展的重要性。旅游业属于资源节约型、环境友好型产业，其相较于制造业具有能源消耗相对较低、环境污染相对较小等潜在优势，且旅游业具备的绿色产业属性能够促进城市绿色发展（Lee et al.，2013；童昀 等，2021），服务绿色经济体系变革（Pan et al.，2018）。文明城市评选有利于城市资源进一步向旅游产业倾斜，为旅游发展创造更具优势和竞争力的产业发展环境，释放旅游发展活力。因此，从结构效应视角来看，文明城市评选能通过产业结构优化进而促进城市旅游经济发展。

第三，文明城市创建的技术效应。科学技术创新是旅游经济发展的前进动力，创新要素的有效流动与合理配置为旅游经济发展提供技术支持（宋慧林 等，2011）。《测评体系》设置了“科教支出”“R&D 经费支出占GDP 比重”等若干衡量城市科学技术创新能力的指标，意味着文明城市评选期望通过激励科学技术创新而产生发展动力（逯进 等，2020）。此外，根据“波特假说”，政府适当的环境规制会推动企业进行研发革新，从而增强企业竞争力，以弥补环境规制给企业所带来的巨大成本压力（Porter et al.，1995）。文明城市评选过程对城市生态环境提出了非常严苛的要求，当地政府部门通常会适当加大环境规制力度以满足全国文明城市的绿色环保条件，因此也进一步倒逼了企业开展生产技术创新（刘哲 等，2021；逯进 等，2020）。相应地，根据内生经济增长理论，技术进步、技术效率提升、管理创新等因素带来的生产率改善是经济可持续增长的原动力（田秀娟 等，2022）。科技创新作为生产要素投入旅游产业能够推动研发旅游新产品、催生旅游新业态、提高旅游管理效能，使得传统资源与劳动力依赖型的旅游经济增长动力和路径得以优化，且依托云计算、大数据、区块链等先进技术能够准确把握旅游市场需求变化趋势而有效扩大旅游供给（Rashideh，2020；王凯 等，2022）。此外，城市自主创新能力提高可以进一步促进城市旅游资源、生态、经济、社会等要素的配置与整合，进而推动旅游产业结构合理化和高级化发展（孔令章 等，2021）。因此，从技术效应视角来看，文明城市评选能通过科学技术创新进而促进城市旅游经济发展。基于此，本文提出假说：

H2：文明城市评选能够通过公共价值提升、产业结构优化、科学技术创新有效促进城市旅游经济发展（间接效应）。

1.3 文明城市评选对旅游经济发展的差序格局

不同城市所处地域、城市发展线级、旅游资源禀赋之间，在交通条件、市场需求、产业结构、基础设施、资源禀赋等因素方面存在不同程度的空间异质性，旅游经济发展也因此呈现明显的差序格局（张广海 等，2015）。首先，城市所处地域间存在区域异质性。东部地区经济发展水平更高，地区公共服务水平、旅游接待能力、人力资本存量等均显著优于中部、西部及东北地区，后者地区虽旅游资源丰富，但其旅游资源并未得到充分挖掘，旅游发展起步较晚，产业基础薄弱，地区公共服务水平也相对落后。其次，城市发展线级间存在规模异质性。一二线城市商业资源、基础设施、城市形象更佳，旅游专业化水平更高，对应着更高的旅游发展地位，旅游产业集聚优势往往更加明显。最后，旅游资源禀赋间存在资源异质性。旅游资源，特别是高等级的旅游资源是吸引旅游者和大力发展旅游产业的重要物质基础（胡森林 等，2021），同时也是促进旅游经济蓬勃发展和造成旅游经济空间差异的重要因素（宋慧林 等，2010）。因此，相比之下，东部地区或一二线城市或高旅游资源禀赋城市的比较优势更加明显，文明城市评选对城市旅游经济发展的政策效果可能会存在马太效应，即在区域、规模和资源方面具备比较优势的城市，其旅游产业集聚优势往往更加突出，规模经济、竞争优势、成本效应等正外部性的叠加使得这些城市旅游产业要素由分散到集中、由单一到集群、由弱关联到强关联、由粗放到集约发展（刘少和 等，2015），激发其动力以抓住文明城市评选所带来的机遇来促进旅游经济发展，进而起到“锦上添花”的作用。反之，比较优势相对低的城市对影响旅游经济发展的各因素相对不敏感，文明城市评选促进其旅游经济发展的程度更加微弱，甚至并未产生“雪中送炭”的作用。基于此，本文提出假说：

H3：文明城市评选对旅游经济发展的政策效果会因为城市所处地域、城市发展线级、旅游资源禀赋的比较优势而呈现马太效应（差序格局）。

1.4 文明城市评选对旅游经济发展的空间效应

根据Tobler（1970）提出的地理学第一定律，城市单元之间的经济现象存在空间关联性与空间依赖性，并形成空间俱乐部趋同。地方政府主体之间在经济发展、城市治理、制度创新等诸多方面存在参照学习情形与标尺竞争行为（彭勃 等，2019；杨红燕 等，2020）。作为一种“评比表彰”类政策工具与城市治理新模式，文明城市评选能够激发毗邻城市之间在城市品牌建设与治理能力提升上的“标杆学习”和“标尺竞争”，产生标杆示范效应，且空间关联性的存在也进一步促使这种标杆示范效应强化与激励入选城市与毗邻城市之间的联防联控、市场交流与区域协作（徐换歌，2020），进而对“本地-邻地”经济活动产生显著的空间溢出效应。此外，根据新经济地理学理论，旅游要素往往会在旅游地间呈现出不同的空间集聚、空间依赖与扩散效应，并形成空间溢出（Yang et al.，2014）。从旅游消费端来看，旅游者多目的地出行决定着吃、住、行、游、娱、购旅游六要素往往存在明显的空间流动性。从旅游供给端来看，旅游资本和劳动要素在不同地区之间的流动、旅游产业的关联带动性、旅游发展要素的区域共享性等影响因素的共同作用会导致旅游地间空间溢出的产生（陈晓艳 等，2020）。因此，相对于非全国文明城市，全国文明城市借助这一极具含金量的城市品牌，在促进本地城市旅游经济发展的同时，也会通过示范效应和扩散效应对毗邻城市形成空间溢出效应，促进毗邻城市的旅游经济发展。基于此，本文提出假说：

H4：文明城市评选对旅游经济发展的政策效果具有空间溢出，不仅会影响本地城市的旅游经济发展，而且对毗邻城市旅游经济发展影响显著（空间效应）。

综上，文明城市评选对城市旅游经济发展的影响主要通过文明城市品牌的信号效应（直接效应）和文明城市创建的公共价值、结构效应、技术效应（间接效应）等路径实现，且该政策效果呈现显著的马太效应与空间溢出特征。文明城市评选影响旅游经济发展的理论框架如图1所示。

图1 文明城市评选影响旅游经济发展的理论框架

2 研究设计

2.1 研究思路

根据《测评体系》的定义，全国文明城市是指经济建设、政治建设、文化建设、社会建设、生态文明建设和党的建设全面发展，市民文明素质、城市文明程度、城市文化品位、群众生活质量较高，崇德向善、文化厚重、和谐宜居、人民满意的城市。中央文明委于2005年评选出了首批全国文明城市，此后百余个地级市参与全国文明城市品牌的竞争，旨在从更高层次、更高水平上推动城市发展。截至2020年，我国已评选六个批次共计145个全国文明城市。本文研究思路如下：第一，由于直辖市在评选过程中以直辖市城区为单位参与评选而非地级市，为保证可比性，本文未将直辖市纳入研究范围。第二，由于第一批文明城市评选尚不具有完备的评价体系，同时考虑到样本数据时间的限制，本文剔除2005年和2020年两批次入选为全国文明城市的样本，以避免对其他批次入选城市的干扰（刘哲 等，2021；朱金鹤 等，2021）。基于此，本文选取中央文明委在2009 年1 月、2011 年12 月、2015 年2 月、2017年11月等4个批次公布入选的共计93个全国文明城市构成实验组，其余未入选这四批全国文明城市名单的137个地级市则构成对照组。考虑到政策实施具有滞后性，本文在处理虚拟变量时，若某城市获批时间为上半年，则设定其当年成功评选为全国文明城市，若获批时间为下半年，则设定其次年成功评选为全国文明城市（逯进 等，2020），即将这四批全国文明城市的评选时间设定为2009 年、2012 年、2015年和2018年。

2.2 模型设定

2.2.1 基准回归模型

多期双重差分模型（Difference-In-Differences，DID）为本文评估文明城市评选对城市旅游经济发展的政策效果提供了客观条件。本文通过时间和地区双重固定效应来实现多期双重差分，基准回归模型的表达式为：

其中，Tourism为被解释变量，即旅游经济发展，下标i表示第i个城市，下标t表示第t年。Treat×Post为核心解释变量，即文明城市评选政策，其中Treat为分组虚拟变量，全国文明城市赋值为1，非全国文明城市赋值为0；Post为时间虚拟变量，将获批全国文明城市当年及其以后年份设定为1，否则为0。β1为回归系数，其代表了文明城市评选对于城市旅游经济发展因果效应的初步判断。Control为控制变量；μt代表个体固定效应；vt代表时间固定效应；εit为服从独立同分布的随机扰动项。

2.2.2 中介效应模型

从中介机制来看，文明城市评选能通过公共价值、结构效应和技术效应3条间接路径对旅游经济发展产生影响，中介效应模型的表达式为：

其中，Mediator为中介变量；∅1和∅2分别为文明城市评选和中介变量的回归系数；其他变量含义同（1）式。

2.2.3 空间杜宾-双重差分模型

旅游经济发展在空间上既存在异质性也存在依赖性，毗邻城市之间的空间关联作用会产生较强的空间溢出效应。空间杜宾-双重差分模型的表达式为：

其中，ρ为被解释变量的空间回归系数；β1为文明城市评选对本地城市旅游经济发展的回归系数；K为文明城市评选对毗邻城市旅游经济发展的影响系数；Wij为空间权重矩阵；其他变量含义同（1）式。

2.3 变量选择与数据说明

2.3.1 被解释变量

旅游经济发展（Tourism）。按照文献中的普遍做法，同时考虑到数据的可获得性，本文选择人均国内旅游收入作为旅游经济发展的代理变量。为消除通货膨胀的影响，本文采用历年省级消费价格指数对应至各城市消费价格指数将国内旅游收入数据折算为以2003年为基期的不变价。

2.3.2 核心解释变量

文明城市评选（Treat×Post）。在本文样本中，如果某一城市在某年之后成功评选为全国文明城市，则对该城市从该年份开始赋值为1，否则赋值为0。

2.3.3 控制变量

为了控制其他可能因素对城市旅游经济发展的影响，本文结合旅游经济发展现实与相关研究（李光勤 等，2018；刘瑞明 等，2020），同时考虑数据的可获得性，引入人口密度（pop_pc）、经济发展水平（gdp_pc）、投资水平（invest_pc）、政府干预（gov_pc）、服务业水平（service）、人力资本（huaman_pc）、交通运输能力（taxi_pc）、信息化水平（inform_pc）等一系列变量作为控制变量，以准确识别文明城市评选对旅游经济发展的政策效果。

2.3.4 中介变量

如前文理论分析所述，文明城市评选会通过公共价值、结构效应和技术效应3条路径对旅游经济发展产生间接影响，本文将公共服务供给、产业结构优化和科学技术创新作为中介变量。（1）公共服务供给。综合现有研究（刘瑞明 等，2018；朱金鹤 等，2021），本文采用每万人拥有城市公园绿地面积代表环境供给（park_pc），地均道路面积代表交通供给（paveroad_ld），每万人拥有医院床位数代表医疗供给（hospital_pc），每万人拥有高校、中学、小学教师人数代表教育供给（edcation_pc），每万人拥有公共图书馆图书藏量代表文体供给（culture_pc），以综合衡量公共服务供给。（2）产业结构优化（structure）。产业结构代表着产业经济活力，本文采用第三产业增加值与第二产业增加值之比来衡量地区的产业结构优化升级状态（干春晖 等，2011）。（3）科学技术创新（technology）。本文以复旦大学产业发展研究中心发布的《中国城市与产业创新力报告2017》中的城市创新指数来衡量（寇宗来 等，2017）。

详细的变量类别、变量名称、计算方法（单位）和描述性统计如表1所示。

表1 相关变量含义与计算方法

2.4 数据来源

本文选择2003—2019 年作为研究期，来评估文明城市评选对城市旅游经济发展的政策效果，考虑到数据的可获得性，剔除了部分统计数据缺失较为严重及行政区划前后不一致的地级市，最终选取中国230 个地级市作为整体研究样本。本文所涉及数据中，城市旅游经济数据主要来源于相应年份的《中国区域经济统计年鉴》、各省份统计年鉴和EPS数据库中的中国旅游数据库；城市5A 级旅游景区数据来源于全国A 级景点名录；控制变量和中介变量相关数据主要来源于相应年份的《中国城市统计年鉴》《中国城市建设统计年鉴》和各省份统计年鉴；省级消费价格指数来源于《中国统计年鉴》。对于少数缺失数据，本文采用各城市统计公报和插值法补充获得。

3 实证检验结果与分析

3.1 平行趋势检验与动态效应

平行趋势是采用双重差分模型进行政策评估的前提条件，即实验组和对照组之间的发展趋势在未受到政策冲击的情景下应该保持共同趋势，且不随时间变化而形成系统性差异（陶锋 等，2021）。具体到本文研究内容，文明城市评选的实验组和对照组中的地级市在正式评选为全国文明城市之前，二者的旅游经济发展水平趋势应该保持共同趋势。本文采用事件研究法（Beck et al.，2010）进行平行趋势验证，图2 的平行趋势检验结果表明，文明城市评选前的回归系数并不显著，满足平行趋势假设。文明城市评选对城市旅游经济发展影响的动态效应具体表现为在成功评选之后回归系数大小和显著性逐渐增加，这表明文明城市评选对旅游经济发展的积极影响逐步扩大，且可以促进旅游经济的长期发展。

图2 平行趋势检验

3.2 基准回归结果

表2汇报了文明城市评选影响旅游经济发展的多期双重差分模型实证估计结果。其中，列（1）为未控制时间效应和个体效应的OLS回归，未加入其他控制变量，列（2）则汇报了在列（1）基础上进一步控制可观察到的城市特征变量后的评估结果，列（3）和列（4）为面板数据的双向固定效应模型回归。由表2 可知，列（1）～列（4）中文明城市评选的回归系数均为正值，且通过1%显著性水平检验。其中，主效应模型回归结果如列（4）所示，文明城市评选的回归系数为1.2628，且通过1%显著性水平检验，表明文明城市评选对城市旅游经济发展具有显著的积极影响。这也侧面印证了全国文明城市这一“金字招牌”品牌信号效应的存在向旅游者传递了良好城市文化气质和城市治理能力的积极信号，城市品牌价值的提升成为吸引旅游者广泛关注与进一步增强其目的地出游意愿的系统化标志。综上所述，文明城市评选能够有效促进城市旅游经济发展，观察到的基准回归结果与预期一致，假说H1得到验证。

表2 基准回归结果

3.3 中介机制识别

基于前文分析，文明城市评选可能通过公共价值提升、产业结构优化和科学技术创新3条路径间接作用于城市旅游经济发展。为进一步实证检验和识别促进城市旅游经济发展的中介作用机理，本文采用中介效应模型和Sobel检验对以上中介作用机制进行识别，得到检验结果如表3和表4所示。

表3 中介机制检验：公共价值

表3为文明城市评选通过公共价值提升影响旅游经济发展的中介效应检验结果，结合表中列（1）至列（10）的中介效应模型回归结果与Sobel检验结果可以得出，文明城市评选通过优化地区环境供给、交通供给、医疗供给、教育供给和文体供给等公共服务供给显著促进了城市旅游经济发展。这说明伴随着全国文明城市的创建，公共服务供给水平的提升能够相应提升游客体验质量，进而促进旅游经济发展。

表4分别列示了文明城市评选通过产业结构优化和科学技术创新影响旅游经济发展的中介效应检验结果。表中列（1）～列（2）的回归结果表明，文明城市评选通过区域产业结构优化有效促进了城市旅游经济发展，这说明文明城市评选符合供给侧改革需求，优化了地区产业结构水平，从而为旅游产业发展提供更加优越的发展环境，进一步激发旅游发展潜力、释放旅游发展活力。表中列（3）～列（4）的回归结果表明，文明城市评选通过城市科学技术创新有效促进了城市旅游经济发展，这说明全国文明城市具有更高的城市自主创新能力，相应地通过技术创新推动地区旅游资源优化配置、提高旅游经济效率、推动旅游产业高级化和合理化，有效促进了城市旅游经济发展。综上，假说H2得到验证。

表4 中介机制检验：结构效应和技术效应

3.4 异质性分析

3.4.1 城市所处地域

本文根据国家“十四五”规划中四大区域板块的划分方法，将样本城市划分为东部（66 个）、中部（62 个）、西部（70 个）、东北（32 个）地区四类，构造四类城市所处地域虚拟变量，并生成其与文明城市评选的交互项后逐一纳入回归模型，以探究文明城市评选对旅游经济发展的政策效果可能存在的区域异质性。如表5中列（1）～列（4）所示，文明城市评选仅对东部地区旅游经济发展存在显著正向促进作用，而对中部地区和西部地区旅游经济发展的回归系数为正但不显著，对东北地区为负且不显著。这可能是由于：我国幅员辽阔，各地区位条件、资源禀赋、经济发展基础和产业支持政策差异较大，东部地区凭借其创新中心、经济中心、开放中心的比较优势，与中部、西部和东北地区相比拥有更好的创新要素集聚、产业结构和对外开放条件（许欣 等，2021）。加之，中部、西部和东北地区的公共服务供给往往滞后于旅游业发展，难以满足旅游者对旅游公共服务的需求及对旅游公共服务质量的要求。

3.4.2 城市发展线级

本文根据《2021城市商业魅力排行榜》①第一财经新一线城市研究所.2021 最新一到五线城市排名官宣：“上北深广”再现，宁波重归新一线（2021-5-27）［2022-12-10］.https：//www.yicai.com/news/101063860.html.将样本城市划分为（新）一线（12个）、二线（23个）、三线（56个）、四线（64个）、五线（75个）五类，构造五类城市发展线级虚拟变量，并生成其与文明城市评选的交互项后逐一纳入回归模型，以探究文明城市评选对旅游经济发展的政策效果可能存在的规模异质性。如表5中列（5）至列（9）所示，文明城市评选对旅游经济发展的政策效果仅对（新）一线和二线城市存在显著促进作用，且发展线级越高，促进作用越强，但对三线和四线城市旅游经济发展的回归系数为正但不显著，对五线城市为负且不显著。这意味着文明城市评选对不同等级城市旅游经济发展产生的政策效果存在差异，且整体而言还是对较高发展线级的城市产生更为明显的推动作用。这可能是由于：（新）一线、二线城市与三线及以下城市之间在商业资源聚集度、城市枢纽性、城市人群活跃度、生活方式多样性上存在一定差距，且伴随着城市发展线级的不断提高，较高线级的城市往往具备更丰富的商业资源、更完善的基础设施、更良好的城市形象，为旅游产业发展奠定了坚实基础（冯烽 等，2020）。

3.4.3 旅游资源禀赋

本文根据2019 年各城市是否拥有5A 级旅游景区，将样本城市划分为高旅游资源禀赋（107 个）、低旅游资源禀赋（123 个）两类，构造两类旅游资源禀赋的虚拟变量，并生成其与文明城市评选的交互项后逐一纳入回归模型，以探究文明城市评选对旅游经济发展的政策效果可能存在的资源异质性。如表5中列（10）和列（11）所示，文明城市评选对高旅游资源禀赋城市的旅游经济发展存在显著促进作用，但遗憾的是，低旅游资源禀赋城市并未存在这种政策效应。表明受旅游资源禀赋影响，高禀赋城市入选全国文明城市对旅游经济发展产生显著的“锦上添花”的作用，而对于低禀赋城市，获得全国文明城市这一“金字招牌”对旅游经济发展的影响甚至并未起到“雪中送炭”的作用。这可能是由于：城市旅游资源条件越丰富，则意味着其潜在旅游市场价值更大，更容易孕育和吸引市场主体进行旅游规划与开发，形成产业集聚优势，进而使富有活力的市场主体在竞争中提高企业效率、享受企业间的知识溢出，提高创新能力，从而提供更优质、更丰富、更具吸引力的旅游产品（李光勤 等，2018；刘瑞明 等，2020）。综上，假说H3得到验证。

表5 异质性检验

3.5 稳健性检验

上述分析初步证实了文明城市评选对城市旅游经济发展带来的积极影响，本文通过替换被解释变量、匹配双重差分法、工具变量法、安慰剂检验、加入省份-时间联合固定效应、控制变量滞后一期、排除极端值影响等稳健性检验以获得更加稳健的结论。

3.5.1 替换被解释变量

为更进一步识别文明城市评选对城市旅游经济发展的影响，同时减少用人均国内旅游收入可能存在的度量误差，本文借鉴文献通常做法（刘瑞明 等，2020），分别将前文基准回归中旅游经济发展的衡量指标替换为增长率（rate）和国内旅游人数与年末总人口的比值（Tourist）作为被解释变量进行稳健性检验，检验结果如表6中列（1）和列（2）所示。可以发现，更换了旅游经济发展的衡量指标后，文明城市评选的回归系数为正，且分别通过5%和10%的显著性水平检验，这一结果进一步验证了前文基准回归结果的稳健性。

3.5.2 匹配双重差分法

本文进一步采用倾向得分匹配-双重差分方法（PSM-DID）进行再估计，以排除全国文明城市的非随机性设立所可能产生的估算结果偏差。首先，选择前文所用的人口密度、经济发展水平、投资水平、政府干预、服务业水平、人力资本、交通运输能力、信息化水平控制变量作为匹配特征变量，随后建立Logic回归模型，并分别采用核匹配、近邻匹配和半径匹配方式进行匹配，以使得处理组与对照组在获评文明城市这项政策冲击之前尽可能没有显著差异（孙晓华 等，2020；张国建 等，2019），最后得出的样本量为分别为3850、3849和3813个。本文采用上述匹配方法得到匹配样本后按基准回归模型进行再估计，结果如表6 中列（3）～列（5）所示。可以发现，不同匹配方法下的估计结果相近，且文明城市评选的回归系数均为正，并通过1%显著性水平检验，这与前文基准回归估计结果基本一致。

表6 替换被解释变量和PSM-DID回归结果

3.5.3 工具变量法

虽然《测评体系》中并未将旅游经济发展指标作为测评要素，但旅游经济的绿色发展效应可能会对文明城市评选产生积极作用，致使解释变量与被解释变量存在双向因果的可能。同时，本文虽控制了大部分潜在影响旅游经济发展的变量，但仍存在遗漏变量的风险，故此，本文构建工具变量进行内生性检验以解决上述问题。具体地，参考王雅莉等（2022）的研究，本文基于地理视角选择三大河流沿岸城市作为文明城市评选的工具变量。原因在于：长江、黄河、珠江分别为中国古代农耕文明与海洋文明的发祥地，孕育着辉煌灿烂与不朽的中华文明，沿岸城市更具备发展城市文明、创建文明城市的历史基础与先天优势，且三大河流沿岸城市作为地理变量足够外生，并不会对旅游经济发展产生直接影响，故满足外生性条件。基于此，本文将三大河流沿岸城市作为“大河文明”的虚拟变量，并构建其与时间虚拟变量的交乘项作为文明城市评选的工具变量（IV）。

表7报告了基于两阶段最小二乘法的工具变量回归结果。其中，Kleibergen-Paap rk LM统计量为66.46和57.37，且通过1%显著性水平检验，拒绝不可识别原假设，Cragg-Donald Wald F统计量和Kleibergen-Paap Wald rk F统计量，均大于10%显著性水平的Stock-Yogo检验临界值16.38，通过了弱工具变量检验，表明采用大河文明城市作为工具变量具备有效性与稳健性。其中，列（1）和列（2）为2SLS的第一阶段回归结果，被解释变量为文明城市评选的政策虚拟变量，结果表明工具变量对文明城市评选的回归系数为正且通过1%显著性水平检验。列（3）和列（4）为2SLS的第二阶段回归结果，被解释变量为旅游经济发展的代理变量，结果显示文明城市评选对旅游经济发展的回归系数为正且通过5%或10%显著性水平检验，表明文明城市评选显著促进了城市旅游经济发展，即本文基础回归结果的稳健性得到进一步验证。

表7 工具变量回归结果

3.5.4 安慰剂检验

通过随机抽取实验组的方法随机分配全国文明城市进行安慰剂检验。本文的样本共包含230个城市，其中93个为全国文明城市。据此，本文首先从230个城市中随机抽取93个城市，将其设定为“伪”处理组，即“伪”获批全国文明城市，并将剩余城市设定为非全国文明城市，以此构建一个安慰剂检验的虚拟变量。重复500次上述过程，并按基准回归模型进行再估计，得到伪试点政策估计系数和p值的核密度估计（见图3）。可以发现，估计系数的分布都集中在零点附近，绝大部分散点分布于水平虚线之上，并且表2中（4）列显示的实际估计系数1.2628在安慰剂检验的估计系数中明显属于异常值，表明文明城市评选对城市旅游经济发展的政策效果不太可能受其他外生因素驱动。

图3 安慰剂检验

3.5.5 其他稳健性检验

（1）加入省份-时间联合固定效应。为了控制各省份随时间变化的系列宏观调控政策及其他因素对各省份旅游经济发展的影响，本文在控制时间效应和个体效应的基础上进一步控制省份-时间联合固定效应，具体结果如表8中（1）列所示。可以发现，文明城市评选的回归系数为正且通过10%显著性水平检验，这进一步验证了文明城市评选对旅游经济发展存在增益效果。

（2）控制变量滞后一期。考虑到文明城市评选可能会对当期控制变量产生影响，且二者之间也可能存在反向因果的关系，为了降低潜在内生性问题带来的基准回归结果偏误，本文将所有控制变量滞后一期重新进行回归，得到实证结果如表8中（2）列所示。可以看出，文明城市评选的回归系数符号和显著性较基准回归结果无明显差异，再次说明本文结论具有可靠性。

（3）排除极端值影响。考虑到一些城市基础设施完善、历史文化底蕴深厚以及旅游资源丰富，导致这些城市的旅游收入远远高于其他城市，而有些城市的旅游指标又表现得非常落后（刘瑞明 等，2020）。因此，本文对旅游经济发展的代理变量分别进行1%和5%的缩尾处理，以排除极端值对回归结果产生的影响，具体结果如表8中列（3）和列（4）所示。可以看出，经过缩尾处理后，文明城市评选的回归系数为正且均通过1%显著性水平检验，这进一步佐证了本文的研究结论。

表8 其他稳健性检验

4 进一步分析：空间溢出效应

前文的分析证实了文明城市评选对城市旅游经济发展的影响，但旅游经济发展具有显著空间外溢效应（刘佳 等，2013），忽视地区之间的空间相关性往往会造成估计结果的偏误，应综合采用地理距离矩阵与经济地理嵌套矩阵来考察文明城市评选政策对地理相邻与经济相似地区的空间溢出效应（张杰 等，2021）。全域空间相关性检验结果显示，2003—2019 年旅游经济发展的全局莫兰指数（Moran’sI）大于0，且均通过1%显著性水平检验，表明城市旅游经济发展在空间上并非随机分布，而是存在较显著的空间关联特征（见表9）。

表9 全域空间相关性检验

基于此，本文进一步引入空间杜宾模型检验文明城市评选对本地城市以及毗邻城市旅游经济发展的影响，补充验证空间关联性视角下该政策效果的影响效应。本文检验了空间杜宾模型能否退化为空间滞后模型以及空间误差模型，得到模型适配性检验结果如表10 所示，可以发现，LM 检验、LR 检验和Wald 检验均通过1%显著性水平检验，表明空间杜宾模型不能简化为空间滞后模型或者空间误差模型，即空间杜宾模型为最优模型。同时，Hausman 检验也通过1%水平下的显著性检验，因此本文最终采用固定效应空间杜宾模型对文明城市评选对旅游经济发展的空间溢出效应进行拟合估计，结果如表11所示。

表10 模型适配性检验结果

表11 空间溢出效应检验

表中列（1）～列（6）分别为地理距离矩阵与经济地理嵌套矩阵的个体固定、时间固定和双向固定效应空间杜宾模型估计结果，其中在两种空间权重矩阵下的个体固定及双向固定效应模型中，文明城市评选的回归系数均在1%的水平上显著为正，空间溢出效应ρ值也在1%的水平上显著为正，初步说明文明城市评选对旅游经济发展的政策效果存在显著的空间溢出效应。进一步将变量变化做偏微分处理，结果显示文明城市评选的直接效应、间接效应和总效应均显著为正。此外，在这两种空间权重矩阵下的回归结果中，间接效应甚至大于直接效应。这说明文明城市评选对旅游经济发展的政策效果具有“正外部性”的空间溢出效应，文明城市评选不仅促进了本地城市的旅游经济发展，而且也促进了毗邻城市的旅游经济发展，且邻地效应大于本地效应。这是由于文明城市评选促进了经济、社会、资源、生态等旅游系统要素在地区间的流动，提高了区域之间旅游发展要素的空间关联性，推动了区域间协调互动和旅游业联动发展，因此产生了良好的空间外溢效应。空间溢出效应的存在进一步验证了促进文明城市评选在区域间扩散的必要性，本文的假说H4得到验证。

5 研究结论和政策建议

城市品牌价值与治理能力提升彰显着城市发展魅力，也对城市旅游发展产生深远影响（姚鹏 等，2021）。以往研究多局限于旅游政策视角探讨政府宏观调控政策对旅游经济发展的系列影响，较少关注综合性城市荣誉称号和高影响力城市品牌评选活动对城市旅游经济发展可能存在的政策效果。本文以文明城市评选为准自然实验对象，综合采用多期双重差分模型和空间杜宾模型来估计文明城市评选对旅游经济发展的政策效果，并进行了充分的系列检验以确认实证结果的稳健性。主要研究结论如下：（1）文明城市评选显著促进了城市旅游经济发展，相较于非全国文明城市，全国文明城市的人均旅游国内收入得到显著提升，该结论经过一系列稳健性检验之后仍然成立。现有研究已就文明城市评选对城市发展的经济、社会和生态影响进行了诸多探讨（龚锋 等，2018；刘哲 等，2021；逯进 等，2020），旅游经济作为区域经济的重要组成部分，本文研究结论也进一步呼应了前人的研究成果。（2）作用机制分析表明，文明城市评选主要通过品牌信号传递（直接效应）和公共价值提升、产业结构优化、科学技术创新（间接效应）等渠道促进旅游经济发展。（3）异质性分析表明，文明城市评选对旅游经济发展的政策效果存在马太效应。表现为对城市所处地域、城市发展线级、旅游资源禀赋具有比较优势的城市贡献更为突出，进而起到“锦上添花”的作用，即该政策效果对东部地区或（新）一线、二线城市或高旅游资源禀赋城市显著，而对中部、西部、东北地区或三线、四线、五线城市并不显著。此外，对于低旅游资源禀赋的城市，获得全国文明城市这一“金字招牌”尚未对旅游经济发展产生“雪中送炭”的效果。（4）空间溢出效应分析表明，文明城市评选对旅游经济发展的政策效果具有空间溢出效应，不仅促进了本地城市的旅游经济发展，而且还通过正向空间溢出效应促进了毗邻城市旅游经济发展。基于以上结论，本文提出如下政策建议：

第一，充分认识并发挥文明城市评选为旅游业发展提供的重要机遇，聚焦城市品牌价值提升。地方政府要积极参与文明城市评选以提升城市品牌价值，彰显城市文化气质与提高综合治理能力，且在文明城市建设过程中应当重视旅游或休闲功能的嵌入，充分挖掘地方旅游资源、传承城市文脉、塑造旅游形象，以打响“宜居、宜业、宜游”的文明城市品牌，提高城市知名度、美誉度与旅游吸引力。此外，不同地区应高度重视城市所处地域、城市发展线级、旅游资源禀赋等特质对文明城市评选促进旅游经济发展的异质性影响，因地制宜制定差异化城市综合建设方案，既要切实把握文明城市评选对比较优势突出城市旅游经济发展的“锦上添花”之效，也要加大对中西部地区、三线及以下城市、低旅游资源禀赋城市在公共服务供给、基础设施建设、旅游资源开发等方面的投资力度，使其也能够享受到文明城市评选对旅游经济发展的增益效果。

第二，优化文明城市评选促进旅游经济发展的多维路径，实现旅游经济增益效果最大化。首先，注重城市公共服务供给的旅游开发与消费导入，地方要充分利用全国文明城市所具备的市容环境、交通中转、医疗养护、教育服务、文娱体育等丰富的公共设施和服务供给，在丰富城市居民休闲选择的同时进一步提升旅游公共服务品质，健全旅游公共服务体系，进而满足旅游者的公共服务偏好。其次，摆脱传统产业部门对高污染、高排放能源资源的路径依赖，倒逼产业结构转型升级，各城市应以创建文明城市为契机，通过严格的环境规制强化对城市生态与环境污染的管控，进而促进城市发展向资源节约型、环境友好型的绿色经济增长方式转型。最后，全面提升城市建设管理的智能化、精细化、规范化水平，创建文明城市是推进城市治理现代化的基础工程，地方应加快城市数字化建设，在平台构建、信息捕获、产品创新、个性化定制等各大环节优化科技创新生态，提升旅游发展的科技支撑水平。

第三，重视全国文明城市的示范与扩散效应，推动区域协调互动与旅游业联动发展。文明城市评选对城市旅游经济发展的增益效果存在明显的空间溢出，因此，地方政府要充分发挥全国文明城市的标杆示范效应，进一步激励毗邻城市之间在城市治理、品牌建设、制度创新等方面的协同协作。此外，在旅游发展政策制定过程中，国家需充分重视旅游经济发展的空间依赖特征，在战略上要积极响应构建“点状辐射、带状串联、网状协同”的全国旅游空间新格局，健全国家区域重大战略旅游协调机制，推动旅游资源、生态、经济、社会等旅游发展要素的空间合理配置，形成互联互通、优质高效、一体协作的旅游网络布局，切实发挥全国文明城市旅游经济的辐射带动作用，实现区域旅游的协调与长效发展。