全国文明城市评选是否促进了旅游经济高质量发展？——来自准自然实验的经验证据

刘彦秀，孙根紧

（四川农业大学 商旅学院，四川 成都 611830）

0 引言

城市是人们重要的生产生活载体之一，优化城市环境、改善居住条件，是提升人们“定居”幸福感的重要手段［1］。作为我国含金量最高的城市品牌，“文明城市”创建可有效推动城市建设，在居民生活品质得以改善的同时，进一步优化城市旅游业发展的外部环境［2］。近年，作为“五大幸福产业”之首的旅游业蓬勃发展，满足了日益强劲的大众旅游刚性需求，但旅游经济仍有巨大的增长空间［3］。全国文明城市建设带来的生态环境优化、基础设施改善、产业结构调整、文明素养提升和城市品牌塑造，将是城市旅游经济高质量发展的有力支撑［4］，但其评选过程却可能是一场目标明确的“锦标赛”［5］。为成功创建或保留荣誉称号，参评城市往往会脱离城市发展实际，将资源向评选指标硬性倾斜［6］。“突击型”城市建设模式背离了全国文明城市评选初衷，会在一定程度上抑制城市旅游经济的高质量发展。

城市发展的影响效应一直以来是学术界的研究焦点之一，已有文献从城市宜居性、城镇化进程、城市发展规模和城市发展政策等方面展开研究［7-9］。学术界通常将全国文明城市评选纳入城市发展政策范畴展开研究，对其影响效应持截然相反的观点。部分学者认为全国文明城市评选具有正向效应，主要体现在激励地方强化减排［10］、有效降低城市污染［11］、提 升 城 市 产 出 水 平［4］、提 高 民 营 企 业 利 润率［12］、推动企业高质量发展［13］、推动国家政策执行的治理效能［14］、促进中西部城市经济增长［15］、带动产业结构转型升级［16］等方面。也有学者持相反的观点，认为全国文明城市评选的影响并非尽如人意。研究发现，全国文明城市评选对企业绩效增长［17］、经济激励作用发挥［6］、低能级城市经济增长［18］具有显著抑制作用，对民生福利的改善作用也不显著［2］。就全国文明城市评选的旅游业发展效应研究而言，仅有明雷等［19］学者的1 篇文献与本文主题密切相关，文献以旅游人次表征城市旅游发展水平，检验全国文明城市评选对旅游业发展的影响。

已有文献对本文具有良好的研究启示，但仍有可拓展空间：一是鲜有文献从质量角度审视国家政策的旅游经济发展效应，更无文献就全国文明城市评选政策对旅游经济发展质量的影响展开研究；二是尚无文献就全国文明城市评选影响城市旅游经济高质量发展的内在机制和传导路径进行深入研究，因此亟需从理论和实证两个层面探究其中的奥秘所在；三是已有文献多选取旅游人次和旅游收入对地级市旅游经济发展水平进行表征，即使结合投入和产出测度城市旅游业效率，也仅限于省级范围［20，21］或企业层面［22，23］。部分文献聚焦于地级市旅游全要素生产率测算，但鲜有文献同时考虑旅游特色资源、旅游业能源消耗和旅游业对生态污染造成的非期望产出。鉴于此，本文从质量视角切入，探讨全国文明城市评选对城市旅游经济发展影响的内在机制，利用SBM- Malmquist 模型测算城市旅游全要素生产率，以表征旅游经济发展质量，使用多期渐进DID模型检验全国文明城市评选的旅游经济发展效应。

本文可能的边际贡献包括4 点：①从高质量发展视角探讨全国文明城市评选对旅游经济发展的效应，不仅迎合了当前我国经济社会由规模扩张向质量效益转变的时代要求，也有利于推动旅游产业供给侧结构性改革，进一步满足人们日益多样化和品质化的旅游消费需求。②基于旅游经济内涵，从要素结构调整和绿色技术创新两个维度分析解释全国文明城市评选为何没有较好地推动城市旅游经济高质量发展，有助于改善文明城市评选的施政效果。③利用旅游全要素生产率表征城市旅游经济发展水平，充分考虑旅游吸引力和旅游能耗投入的基础上，将旅游经济发展负外部性环境污染纳入产出范围，兼顾旅游业的特色与旅游经济的可持续性。④引入SBM- Malmquist模型和DEA - BCC 模型，从动态与静态两个维度考察全国文明城市评选对城市旅游经济高质量发展的作用效果，并通过研究政策效应在不同规模报酬状态地级市的异质性，为地方权衡旅游资源投入与合理利用评选政策优势提供启示。

1 政策背景与理论机制

1.1 全国文明城市评选政策背景

十二届六中全会指出，“在大力推进物质文明建设的同时不断加强社会主义精神文明建设”。为提高居民幸福感，打造文明宜居的现代化城市，中央文明委于2003 年正式拉开全国文明城市评选序幕。作为“高含金量”和“难创建”的城市品牌，“文明城市”被誉为地级市最高综合性荣誉称号的背后是严格的评选和复审条例。就评选环节而言，称号获取设置入场门槛和入围竞选两项关卡，只有满足文明城市评选条件的地级市才有资格参加竞选，入围后还要面临全方位、细标准的严格考核过程。然而，即便获评也并非高枕无忧，“创文”活动还存在严格的复查机制。中央文明委结合《全国文明城市创建动态管理措施（负面清单）》，对出现负面问题的地级市给予暂停甚至取消荣誉称号的惩罚措施。

2021年最新颁布的《全国文明城市测评体系》包括70 条测评标准，分为基本指标和特色指标两大部分，涵盖与政府工作和人们生活相关的各种因素。其中，与旅游经济直接相关的考察大类指标为“文明旅游”，包括“制度机制建设”和“强化教育引导和监督管理”，主要从旅游业发展的市场环境监管着手，优化城市旅游经营活动的运行体制。同时，还含有社会、生态环境等方面测评指标，间接影响城市旅游经济发展。因此，本文从文明城市测评指标体系入手，结合旅游经济高质量发展内涵，评估“创文”对地级市旅游经济高质量发展的影响效应，并探索该影响的传导机制。

1.2 理论机制

根据新经济增长理论，旅游经济高质量发展是在一定时期内在经济资源总量增长基础上，受要素禀赋与环境制度的支持，通过旅游技术创新、管理水平进步等途径推动旅游业生产效率提高、产业结构升级和整体规模合理化的过程［24］。由此，要素结构与技术创新是高质量发展内涵的核心。本文从要素结构调整、绿色技术创新两个维度分析全国文明城市评选影响城市旅游经济高质量发展的内在机制，其内在逻辑关系如图1 所示。

图1 全国文明城市评选影响城市旅游经济高质量发展的内在机制Figure 1 The internal mechanism of national civilized city selection affecting the high- quality development of urban tourism economy

途径之一：要素结构调整。外部环境优化带来的旅游要素结构升级可有效缓解旅游业粗放型经济增长下的恶性循环效应，影响旅游经济发展质量。从外部环境切入，旅游业发展与生态环境优化、基础设施完善、市场经营息息相关［25］。文明城市测评体系指标存在3 类与之对应的指标————环境规制、城市规划建设和经营监管。①环境规制评价指标对生态环境各方面提出了严格要求。根据“波特假说”，良好的生态环境会激发旅游经济的增长潜能，也会降低旅游业的经营成本［26］。但旅游业在亲环境的同时，也存在环境污染与资源损耗问题。因此，在环境规制力度加大的情况下，文明城市创建工作迫使旅游业将排污成本内部化，增加治理成本，造成旅游经济效率低下［27］。②城市规划建设涉及交通、通信、水电气供应等生活生产必要资源和教科文卫部门运营的必要无形资产供应，这些指标既是城市运转的必要条件，又是旅游业可持续发展的重要前提。在规模适度前提下，城市规划建设有利于改善城市环境，塑造城市口碑，吸引旅游流注入。但由于政府财政支出、政务治理的财力和精力有限，若过度重视基础设施建设指标难免顾此失彼，使旅游发展要素配置失衡，抑制旅游业持续发展。③经营监管围绕“行业规范”和“制度秩序”展开，旨在树立良好行业风气，净化市场运营环境。监管力度上升对整治旅游市场乱象、改善旅游业环境具有积极作用，但由于迎合管控条例，旅游业交易性成本不可避免增加，造成旅游业内部要素逆效率增长的被迫流动。

途径之二：绿色技术创新体现在考核指标的科技创新和绿色发展两项内容。科技创新方面，主要对城市科教水平综合评价，并对专利发明和申请进行量化规定，有效集聚高新技术产业。绿色发展紧扣“可持续发展”主题，保证城市发展所需资源的可持续性，间接刺激经济主体提升技术创新水平。技术进步对旅游经济的空间溢出效应为正，技术创新是推动旅游经济高质量发展的最主要内生动力［28］。引入新技术可有效打造新颖的旅游消费场景和新型的旅游业态，降低旅游业经营成本。然而，绿色技术创新机制也存在“挤出效应”。政府通过补偿、扶持政策诱导旅游企业将精力更多转向创新研发，旅游业自身将生产性资金用于技术提升和绿色发展维护，造成生产成本的挤占，阻碍了旅游经济的增长。同时，虽然投入创新会增加收益，但是若不足以弥补其带来的机会成本，技术创新将抑制经济增长结构的优化，对旅游经济增长造成阻碍［29］。

综上，全国文明城市评选对“绿色生产”和“可持续发展”理念的强调与实施，无疑为旅游经济提供了良好的运行与创新环境。然而，良好环境的打造对城市旅游经济存在“挤出效应”。旅游业自身治理成本、交易成本增加，创新产生的机会成本存在超过创新收益的可能性，政府对旅游业扶持资金部分移用于“创文”其他项目，将阻碍旅游经济效率的提升。从要素结构调整、绿色技术创新两个机制分析来看，全国文明城市评选对城市旅游经济高质量发展的作用方向均具有不确定性。

2 研究方法与数据来源

2.1 双重差分法模型构建

全国文明城市自2005 年创建以来，至2021 年底已历经六届评选。地级市是否当选文明城市及当选时点存在差异，因此该政策为本文提供了一项良好的“准自然实验”。本文参考徐佳等［30］的研究思路，利用多期渐进DID 模型检验全国文明城市评选对旅游经济高质量发展影响的净效应。具体计量回归模型设定为：

式中：下标i 表示城市i；t 表示第t 年；β0为常数项；εit为随机扰动项，聚类到城市层级，以控制潜在异方差、时空相关等问题。本文使用双向固定效应，γt表示时间固定效应，μi表示城市固定效应，分别控制随时间、城市变化的不可观测因素对地区旅游经济的影响。旅游全要素生产率TFPit为被解释变量，衡量各地旅游经济发展水平；Xit表示除文明城市评选外，其他可能对城市旅游经济产生影响的控制变量矩阵；δit为控制变量的系数；DIDit为被解释变量，用虚拟变量处理；β1为被解释变量的估计系数，也是本文关注的重点，其正负大小反映文明城市评选对地区旅游经济的作用方向及强弱。

2.2 旅游全要素生产率测度

被解释变量旅游全要素生产率（TFP）除考虑期望产出的基础上，还将旅游业产生的环境污染作为非期望产出考虑在内，使测算结果涵盖旅游经济的负外部性。本文借鉴Li 等［31］、王亚飞等［32］的研究，采用基于超效率SBM 方向性距离函数的Malmquist生产率指数模型，即SBM- Malmquist 模型测度城市旅游全要素生产率的动态变化率。

投入指标：传统文献测算效率时，投入变量通常只包含劳动和资本，本文在此基础上加入旅游吸引力、能源方面指标，既包含旅游业生产过程中来自经济、社会、自然多方面的投入，又突出“旅游业”特色（表1）。具体而言：劳动力指标选用第三产业从业人数表示，可覆盖旅游业运转过程中直接或间接关联的从业人员［33］；资本指标选用旅游业固定资产投资额表示，若直接使用城市固定资产投资额进行衡量，无疑扩大了旅游业资本水平，因此借鉴张舒宁等［34］做法，利用城市固定资产额乘以旅游总收入占城市生产总值的比重得到旅游业固定资产投资额进行修正，并用历年各省份固定资产价格指数对其平减；旅游吸引力指标选取上借鉴Liu 等［35］的研究，包括旅游资源和旅游服务两方面，分别选取A 级景区数量、星级酒店数量表示；能源投入采用旅游产业能源消费总量表示，同样依据地级市能源消费总量，采用旅游收入占比进行转换。

产出指标：包括期望产出、非期望产出两部分（表1）。城市旅游的期望产出原则上包括旅客对该城市的全部旅游需求与该城市所有旅游经济活动为游客提供的服务。本文选用的旅游总收入指标为国内外旅游收入加总，旅游总人口数指标为国内旅游人数与接待境外旅游者人数之和。国外旅游收入单位为美元，本文通过年中间汇率将其换算为人民币。为消除通货膨胀，本文参考刘瑞明等［36］的做法，以2003 年为基年，利用省级居民价格消费指数（CPI）平减收入指标后相加得到。非期望产出考虑旅游经济发展对生态环境造成的污染，是衡量旅游业可持续性和“绿色”的体现。参考刘佳等［37］的研究，选取旅游业废水排放量、SO2排放量、生活垃圾清运量表征，依据地级市总量，利用旅游收入占比修正。

表1 旅游全要素生产率测度投入、产出指标Table 1 Input and output indicators of tourism total factor productivity measurement

2.3 其他变量选取及说明

核心解释变量：DIDit为地级市是否当选文明城市的虚拟变量，若城市i 在第t 年为文明城市，则DIDit= 1；否则，DIDit= 0。本文数据段为2003——2020年，时间跨度涵盖六届评选。第六届全国文明城市于2020 年11 月公布，处于本文时间跨度期末，因此不对第六届文明城市设立实验组处理。

控制变量：①产业结构（stru）。产业结构转变的溢出效应会刺激旅游经济发展的积极性［38］，使用第三产业产值占地区实际生产总值（GDP）比重衡量。②经济水平（eco）。经济发展水平与旅游发展程度具有高度关联性［39］，利用平减后的地区人均实际GDP衡量城市经济发展水平，平减过程与旅游收入处理相同，取对数处理。③政府规模（gov）。政府在旅游市场管理中占有一定主导地位，政府规划可加强旅游市场协调能力［40］，采用财政支出占财政收入比表征。④交通运输水平（tran）。交通运输是游客旅游便利性和景区可达性的必要前提，使用人均道路建设面积取对数衡量。⑤对外开放程度（open）。对外开放程度会直接影响旅游消费水平［41］，利用实际利用外资额原始数据经各年中间汇率换算后取对数衡量。⑥绿化程度（green）。选取建成区绿地覆盖率进行衡量，即建成区绿地面积占建成区总面积的比率。⑦信息化程度（inform）。在旅游产业的不同增长阶段，信息化对旅游产业增长的贡献基本稳定在较高的水平［42］，采用互联网宽带接入户数的对数衡量各地级市信息化程度。

机制变量：①要素结构转升级。本文选用旅游业要素禀赋结构（fes）作为要素结构升级这一途径的机制变量，参考苏建军等［43］的做法，采用资本劳动比反映旅游要素禀赋结构升级。选取前文投入指标中的资本投入与劳动力投入之比，即旅游固定资产与三产从业人员之比计算，以2003 年为基期进行存量资本的折旧和平减，并取对数。②绿色技术创新。各地区专利的拥有量不但反映了地区创新力，而且还折射了其市场潜力［44］。鉴于此，本文选取实用新型绿色专利申请量（inn）表征城市绿色技术创新水平，取对数处理。

变量名称、计算方法与描述性统计结果具体如表1 所示。

表2 变量名称、计算方法与描述性统计Table 2 Variable names，calculation methods and descriptive statistics

2.4 数据来源及处理

本文选取2003——2020 年我国280 个地级市的面板数据进行实证分析。样本选取原则：第一，剔除四大直辖市。仅以直辖市若干区县作为试点，而非全部，考虑到城市行政区划的整体性，需剔除直辖市。第二，为保证结果可靠性，剔除西部省份部分数据缺失严重的地级市样本。本文数据来源于《中国区域经济统计年鉴》《中国城市统计年鉴》《中国旅游统计年鉴》《中国文化文物和旅游统计年鉴》，以及各省市历年统计年鉴、各地级市历年的国民经济与社会发展统计公报。解释变量数据手动整理自中国文明网（www.wenming.cn）历届获评和复审名单。为了排除极端值对回归产生的影响，对除解释变量外的全部连续非虚拟变量进行1%缩尾处理。

3 基于双重差分的实证分析

3.1 基准结果分析

为考虑不可测度且具有时间动态特征的区域因素影响，本文在模型（1）中引入省份固定效应和年份固定效应的交叉项，以考察省份、时间联合固定效应影响，基准回归结果见表3。表3 中，第（1）列的核心解释变量的回归系数显著为负，说明全国文明城市评选抑制了地区旅游全要素生产率的增长。明雷等［19］研究发现，文明城市评选对旅游人数的增长存在显著的抑制作用，本文结论方向一致。考虑控制变量后，核心被解释变量回归系数的符号与显著性不变，文明城市评选使城市旅游全要素生产率的增长降低了14.59%。后两列加入省份——时间联合控制变量后，文明城市评选虚拟变量的回归系数仍在5%水平上显著为负，仅绝对值减小，说明在控制地区、时间双向固定效应的情况下，模型已较好地规避了省域特征因素的遗漏偏误。

表3 全国文明城市评选对地级市旅游经济高质量发展的效应Table 3 The effect of National Civilized City Selection on the high quality development of tourism economy in prefecture- level cities

3.2 双重差分适用性检验

使用双重差分法的重要前提是实验组与对照组在无政策影响时发展趋势相同，即需要通过平行趋势检验。本 文 参 考Acharya 等［45］、李 建 明 等［46］的 研究，运用研究运用事件分析法（Event Study）识别政策评选前后实验组和对照组的动态趋势，以检验平行趋势前提是否成立，同时分析全国文明城市评选效应的动态演变特征。

具体模型构建如下：

表4 平行趋势检验及政策动态效果Table 4 Parallel trend test and policy dynamic effect

4 稳健性检验

4.1 替换被解释变量

运用DEA- BCC模型测算规模报酬变化假设下的旅游经济效率（TE），表示历年城市旅游经济发展的静态水平，以作为被解释变量，对模型重新进行回归。从表5 可知，核心解释变量系数显著为负，与基准回归保持一致，再次验证基准回归结果的稳健性。从动态和静态两个角度看，文明城市评选对城市旅游经济发展均具有抑制作用。

表5 替换被解释变量检验结果Table 5 Regression results of substituting the explained variable

4.2 排除其他政策干扰

文明城市评选的同时期，我国出台了多种可能对地区旅游经济发展产生影响城市评选政策。为排除数据时段内其他政策的影响，以识别出文明城市评选对城市旅游经济发展的“净效应”，本文借鉴逯进等［47］的研究方法，将同期可能产生干扰的政策纳入基准模型进行逐一回归，以判断城市旅游经济发展水平的变动是否受到除文明城市评选外的政策影响。具体模型为：

式中：wsDID、dtDID、cxDID、zhDID、hbDID 和lyDID 分别表示评选卫生城市、低碳城市、创新城市、智慧城市、环保模范城市和优秀旅游城市的虚拟变量。回归结果如表6 所示。

从表6 可见，无论是逐一回归还是全部政策一同回归，文明城市评选虚拟变量系数γ1均显著为负，与基准回归结果保持一致，再次验证了基准研究结论的可靠性。

表6 剔除其他政策干扰检验结果Table 6 Regression results of excluding other policy interference

4.3 安慰剂检验

基准回归中的双向固定和省份——时间联合固定效应的稳健性检验已对不可观测变量进行控制，但仍可能无法完全排除遗漏变量干扰。为此，本文参考La Ferrara等［48］和Cai等［49］的处理方式，随机选择处理组进行安慰剂检验。依据历年获评“文明城市”的地级市数量随机生成相同数量的地级市作为处理组，以此构造虚拟的政策试点变量DID＾random，基于此重复1000 次回归。图2 为千次随机模拟中DID＾random回归系数的概率密度分布状况。不难看出，随机选择回归的估计系数分布于0 附近，基本符合正态分布。计算得出模拟回归系数均值为0.0014，较接近于0，绝对值远小于真实基准回归核心解释变量系数绝对值。由此说明，全国文明城市评选抑制地级市旅游经济发展是随机结果仅在小概率下发生，即本文基准回归结果通过安慰剂检验。

图2 安慰剂检验Figure 2 Placebo test

4.4 反向因果检验

为了避免解释变量与被解释变量之间的双向因果关系对基准回归结果产生影响，本文将两者位置互调，即文明城市政策虚拟变量作为被解释变量，滞后2 期的旅游全要素生产率（L2 TFP）作为核心解释变量进行回归，结果如表7 中第（1）列和第（2）列所示。滞后两期原因有两方面：一是正式获评文明城市需在两年前参与报名，因此文明城市与地区旅游经济若存在反向因果关系，将从参评之时开始显现；二是前文平稳趋势检验部分得出结论，文明城市评选绩效存在2 期的迟滞。结果显示，互换位置后L2 TFP 系数不显著，因此判定各地级市旅游经济发展状况并未影响该城市是否当选文明城市。

表7 内生性检验Table 7 Endogeneity test

（续表7）

4.5 解释变量和控制变量滞后

结合文明城市评选效应发挥的滞后性，为避免样本遗漏偏误，参考张国建等［50］的做法，将控制变量的滞后2 期代入方程进行回归。同时，为消除被解释变量前后期相关可能会带来的影响，避免多重共线性，本文参照Fang 等［51］的做法，将用同样滞后2期的解释变量替代原有解释变量。即本文将核心解释变量与控制变量均滞后2 期，结果如表7 第（3）列所示。可见，系数符号和显著性与基准回归结果基本一致，均负向显著。由于控制变量滞后2 期，控制程度变弱，估计系数绝对值减小，整体结果方向未发生调整，由此进一步排除反向因果关系。

5 讨论

5.1 异质性讨论

本文依据地级市地理区位、行政等级、旅游经济规模报酬进行类别划分，从3 个维度拓展研究全国文明城市评选对城市旅游经济发展的异质影响。借鉴刘瑞明等［52］异质性分析做法，在模型（1）基础上建立回归模型：

式中：Tezheng 为地级市特征维度的虚拟变量；交叉项DID × Tezheng 表示衡量3 种异质性的核心解释变量，其系数β表示位于不同类别的城市成功评选文明城市为其旅游经济发展水平带来的影响；其他参数含义与模型（1）相同。

地理区位异质性。依据国家发改委对我国区域的政策划分标准，将280 个地级市分成东、中、西部三大部分。引入交叉项“DID × Area”用以检验地级市地理区位差异，Area1、Area2、Area3分别表示东部、中部、西部地区，结果见表8。从表8 可见，全国文明城市评选仅对处于中西部城市的旅游经济发展呈现显著抑制作用，东部地区无明显影响。中西部地区基础条件落后于东部，若致力于文明城市评选，其建设中心倾向于经济体制改革和产业整体全面发展，对旅游经济的带动作用难以在短期内显现。随着政策实施的推进，旅游经济发展会随基础发展条件的日益完善和区域之间交流合作的不断加强，由东部的经济发达地区向中西部地区扩张演化，政策带来的抑制作用将逐渐削弱甚至逆转［53］。

表8 地级市地理区位异质性回归结果Table 8 Heterogeneity regression results of urban geographic location heterogeneity

（续表8）

行政等级异质性。行政等级通常是城市资源调配能力的代表，政策效果可能在城市的不同等级之间呈现差异。本文参考周茂等［54］的做法将地级市划分为两种等级，省会城市、副省级城市和“较大的市”3 类城市构成高等级城市，其他城市视为一般城市。本文引入交叉项“DID × Grade”作为衡量城市行政等级异质的核心解释变量，Grade1、Grade2分别表示高等级城市和一般等级城市。由表9 可知，文明城市建设对一般等级城市的旅游经济发展存在显著抑制作用，而在高等级城市中不存在显著影响，此结果与刘瑞明等［52］研究中所说的示范区设立具有“边际效应递减”规律的结论相契合。高等级城市往往在资本占有、财政支持力度和科技创新水平上具有更大优势［55］，在文明城市过程评选中往往“不费吹灰之力”，行政决策无需刻意倾向于评选活动，因此对旅游经济发展不会造成明显的“挤出效应”。而一般行政等级各方面发展难及高等级城市，建设“文明城市”过程中兼顾旅游经济发展往往“心有余力不足”，易造成旅游经济受到较严重的“挤出效应”，出现政策抑制的效果。

表9 城市行政等级异质性回归结果Table 9 Heterogeneity regression results of urban administrative level heterogeneity

旅游经济规模报酬异质性。结合DEA- BCC模型对城市旅游经济效率的静态评价，进一步判定各地级市旅游业规模报酬情况。同时，将模型中核心交叉项替换为按照规模报酬递减、不变、递增3 种状态将城市进行异质性区分，分别采用DRS、CRS、IRS表示。由表10 可知，若地级市旅游经济处于规模报酬递减状态，当选“文明城市”后其旅游经济全要素生产率增长将减缓；而处于规模报酬不变状态，将加快增长；处于规模报酬递增的地级市当选与否不受影响。究其原因，可能仍要归于“挤出效应”。处于旅游经济规模报酬递减状态下的地级市，即便增加旅游要素的投入，也难以促使旅游经济产出同比例增加，更不会优化旅游业投入产出的配置。此类地级市旅游经济发展往往表现为过分地追求市场的主导权和市场占有率，需政府及时投入资金与精力以缩减冗余，完善调配。为迎合文明城市评选标准，地方政府通常难以将旅游经济发展置于首位，无法完全顺从优化配置规律而进行旅游经管体制改革，会加速规模冗余部分资源配置的无效，从而导致短期内政策对城市旅游经济发展效果为负。而旅游经济处于规模报酬不变的地级市，其旅游业投入产出配置暂时为最佳状态，资源配置达最优水平。文明城市政策的实施，更易带动此类城市旅游目的地附加价值的提升，有效增强旅游需求，为其旅游经济发展“锦上添花”。因此，城市旅游经济发展应追求合理规模而非盲目扩大，顺应市场发展规律，力求要素配置的合理化。

表10 旅游经济规模报酬状态异质性回归Table 10 Heterogeneity regression of tourism economy scale returns

5.2 机制分析

本文借鉴石大千等［13］的“三步法”进行机制检验，具体回归模型如下：

式中：Mechit表示城市i 在第t 年的机制变量。本文重点关注α1、α2两回归系数的正负及显著性，α1表示文明城市对机制变量的经济效应，α2表示用于该机制传导作用是否在文明城市评选抑制城市旅游经济高质量发展的过程中成立。

机制检验结果：①要素结构转升级的机制检验结果如表11 前两列所示。由第（1）列可知，文明城市评选对旅游业要素禀赋结构升级同样存在抑制作用，并未如期达到促进要素结构优化，进而促进旅游产业结构升级的效果。究其原因，可能是旅游业迎合“创文”指标，将负外部性内部化，造成产业内部运行过程中单位主体间的摩擦，由此产生资源损耗。政府角度的“挤出效应”，即财政扶持顾此失彼，减少短期对旅游经济产出有利的财政扶持，同样阻碍旅游经济的提质增效。第（2）列数据显示，要素结构升级显著促进了旅游全要素生产率的增长，但由于文明城市评选阻碍要素结构升级，当考虑旅游要素结构升级机制时，政策对城市旅游经济高质量增长的效果仍显著为负。②绿色技术创新的机制检验结果如表11 中后两列所示。根据α1、α2两系数的正负性和显著性可知，文明城市评选显著促进了城市绿色创新技术水平的提高，然而创新水平却抑制了地区旅游经济的增长。由结果可判断，文明城市评选所带动的技术创新部分，其机会成本超过其收益，造成了旅游经济结构优化的迟滞。同时，旅游业自身和政府将原用于生产性成本资金和扶持资金移用于技术创新和绿色发展，短期内阻碍了旅游经济增长。因此，文明城市评选应结合各地级市情况差异进行技术创新指标测评的调整，使科技创新真正服务于旅游经济高质量和可持续发展。

表11 机制检验回归结果Table 11 Regression results of mechanism test

6 结论与政策启示

为研究文明城市评选对城市旅游经济高质量发展的影响效应，本文借助SBM - Malmquist 模型测算的城市全要素生产率来表征旅游经济发展质量，将创建全国文明城市作为一项准自然实验，采用双向固定效应下的多期渐进DID 模型，选取2003——2020年280 个地级市的面板数据进行实证分析。研究发现，全国文明城市评选显著抑制了旅游经济高质量发展，且该结论经历一系列稳健性后仍然成立。具体地讲，全国文明城市评选通过要素结构调整和绿色技术创新两个途径抑制了城市旅游全要素生产率提升，迫使旅游业将负外部性内部化，为其带来“挤出效应”和难以弥补的创新机会成本。进一步研究表明，影响效应因城市区位、行政等级、规模报酬属性的不同而存在异质性。就规模报酬异质而言：旅游经济处于规模报酬不变状态的地级市“创文”成功会显著促进旅游经济发展；若处于规模报酬递减，则会呈现抑制效果。

基于上述研究结论，得到以下政策启示：①城市旅游经济发展应因地制宜，遵循客观规律。基于静态视角下的政策效果异质性分析可知，文明城市评选会显著抑制旅游资源配置效率低下的地级市。因此，地方政府应对旅游业资源消耗、内部分工的合理性予以重视，避免出现因盲目扩大旅游经济规模的粗放式增长现象。同时，摒弃“饮鸩止渴”的传统旅游经济发展思维，尊重旅游产业发展的客观规律，使旅游经济平稳和可持续增长。②争创“文明城市”荣誉称号应“量力而行”。位于中西部地区和一般等级的城市应加强基础设施建设，以文明城市评选为契机，缩小与其他城市的资源禀赋差距，有效平衡政府精力和财力投入，达到“一石二鸟”的理想效果。③从机制角度出发，在城市参选文明城市过程中，应主动结合城市发展实况调整旅游产业要素禀赋结构，以促进旅游经济结构转型。在迎合文明城市测评中技术创新和外部环境建设指标达标率同时，将技术创新机会成本和规划建设的“挤出效应”量化考虑，避免对旅游经济效率提升造成过度阻碍。对于旅游业被迫吸收的负外部性，应在原有扶持力度基础上，结合实际情况给予进一步补偿，从而缓解成本增加对地区旅游业发展的抑制。