一、引　言

自工业革命以来，全球范围内的城市化进程快速提升，城市规模的扩张带来城市治理模式的不断变革。改革开放后中国用四十几年时间走过欧美国家两百多年的城市化发展路径，在遵循城市治理与经济发展规律的条件下，我国探索出一个符合中国国情的社会主义城市文明发展与综合治理模式。城市治理水平作为衡量政府治理能力的重要指标，已经成为国家治理体系和治理能力现代化建设的组成部分，也是影响企业投资布局的重要因素（叶宁华和张伯伟，2017；胡国建等，2018；Hutzschenreuter和Harhoff，2020；侯松等，2022），构成经济社会高质量发展的重要内涵。当前我国的城市发展仍存在显著的区域差异，企业进行跨区域投资会面临一定的投资障碍，地方保护主义催生了地域之间的市场分割效应，这也是造成我国区域经济发展不平衡不充分的重要原因（曹春方和贾凡胜，2020）。近年来，在区域协同发展战略下，中央与地方政府合作，以文明城市创建为推手，不断完善城市基础设施，打造幸福宜居城市的同时也为企业发展铺设了一个良好的投资成长环境，包括便捷的交通、优良的营商环境与充足的居民消费力，从而提升企业前来投资的兴趣与信心。根据世界银行发布的一项研究报告显示，良好的营商环境会使地区投资率增加0.3%，提升GDP增长率达0.36%。作为目前能够反映我国城市整体发展水平的综合性荣誉称号，“全国文明城市”已经成为最具价值的城市品牌，有效吸引社会关注的同时也提升了城市竞争力与投资吸引力。自2005年第一届“全国文明城市”名单公布以来，已有145个城市创建并获评“全国文明城市”，随着近年来中西部城市治理水平不断提高，文明城市地图正由东向西扩展蔓延。

基于此，本文关注“全国文明城市”评选这一外生冲击事件，通过手工搜集全国文明城市与整理企业新设子公司数据，检验“全国文明城市”评选对企业跨区域投资布局以及区域经济结构的具体影响。结果发现获评全国文明城市吸引了更多异地企业通过在当地设立子公司的方式进行投资。作用机制分析结果表明，全国文明城市具有的投资吸引效应缘于当地交通基础设施的完善、政府部门行政效率以及潜在劳动人员素质的提高。

与现有研究相比，本文的研究贡献主要体现在以下几个方面。

第一，基于“全国文明城市”评选情境，丰富、拓展了新制度经济学在解释企业投资区位选择时的理论内涵。已有研究从交易费用的角度分析影响企业异地投资的相关因素，如市场分割（曹春方等，2015）、高铁开通（马光荣等，2020）、社会网络等（曹春方和贾凡胜，2020；吴小节等，2023），本文通过构建成本收益分析框架，从制度成本、市场成本、组织成本等角度深入剖析并有效检验了中国城市治理层面的制度设计对企业组织决策的经济影响。第二，利用具有中国特色的城市化实践经验有效解释了企业跨区域投资布局的内在逻辑，提供了来自中国的微观证据。虽然已有研究关注到全国文明城市评选的经济影响，但更多是从城市层面展开分析与讨论，研究了全国文明城市评选对城市经济增长（龚锋等，2018；黄少安和周志鹏，2020；乔俊峰和黄智琛，2020；刘哲和刘传明，2021；姚鹏等，2021；Li等，2022）、环境改善的积极影响（Li等，2009；逯进等，2020；吴敏和黄玖立，2022；Chai等，2022；Shi等，2022），而对微观组织的影响层面，主要集中在企业生产效率（石大千等，2019）、社会责任（Zhang等，2021；谌仁俊等，2021；王雅莉等，2022；詹新宇和王一欢，2022）、经营成果（吴海民等，2015；郑文平和张冬洋，2016），鲜有关注全国文明城市在地方招商引资时存在的城市品牌效应，本文通过研究全国文明城市对企业跨区域投资布局与地区产业结构变化的影响，有效补充了这一社会现象背后所揭示的理论价值与现实意义。第三，为地方政府如何选择城市化发展路径，以及产业资本如何进行跨区域流动提供了理论分析依据与经验启示。目前我国正处于产业升级与经济转轨时期，东部城市正借助智慧经济时代的“新基建”淘汰落后产能从而实现经济发展方式的转型升级，包含5G、大数据中心、人工智能以及工业互联网等领域的产业资本正在发挥关键性作用，而中西部城市通过利用承接东部地区产业转移和国家政策扶持红利开始探索自己的城市化发展战略与产业升级路径。因此不同区域在选择城市化路径时除了充分利用政策红利外，更需要因势利导形成区域协同发展的互动关系，引导产业资本形成合理有序流动与布局。

余文安排如下：第二部分为制度背景、理论推导与假设提出；第三部分为研究设计；第四部分为实证检验结果与分析；第五部分为进一步讨论；最后是结论与政策启示。

二、制度背景与研究假设

（一）制度背景

根据国家统计局官方统计数字，截至2021年末，我国城镇居民人口已达9亿1452万人，占总人口64.72%，城市化仍处于快速发展时期，城市规模、居民生活以及企业投资环境都面临向高质量转变的迫切需求。改革开放以来，我国城市发展大致经历了三个阶段。第一阶段是1978年至1992年，以“非农化”为主要特征，一方面通过家庭联产承包责任制解放农村劳动力推动了乡镇企业的兴起（费孝通，1984），使得非农人口大量出现。另一方面，区别于新中国成立之初“重农轻商”的做法，改革开放后政府部门开始引进外资，冲击国内传统生产体系与产业类型，提升了企业生产技术与管理水平的同时也在逐渐改善城市化发展水平。

第二阶段是1992年至2003年，随着邓小平南方谈话以及党的十四大明确建立社会主义市场经济体制的改革目标，以市场在资源配置中的基础性作用解决城市发展过程中出现的问题开始成为普遍共识，尤其是针对城市发展初期依赖较为粗放的招商引资、忽略包括文化发展、生态环境维护与区域差异等问题。1996年10月，中共十四届六中全会通过了《中共中央关于加强社会主义精神文明建设若干重要问题的决议》，明确提出“在抓物质文明建设的同时，决不能忽视社会主义精神文明建设”，从而“在全国范围形成物质文明建设和精神文明建设协调发展的良好局面”。在此基础上，1997年4月中共中央发布《关于成立中央精神文明建设指导委员会的通知》，决定成立中央精神文明建设指导委员会，主要负责贯彻落实中共中央关于精神文明建设方面的有关政策，总结推广交流先进经验，促进城市化发展质量的提升。2003年10月党的十六届三中全会提出进一步发挥市场在资源配置中的基础性作用，缓解区域、城乡之间存在的发展不平衡问题，深化投资体制改革的同时“大力发展资本和其他要素市场，促进商品和各种要素在全国范围自由流动和充分竞争”。

第三阶段是2003年以来，区域协调发展战略的实施加快推动中西部地区承接东部地区产业转移的步伐。与此同时，在中央宣传部的倡导下，2003年8月中央精神文明建设指导委员会印发《中央精神文明建设指导委员会关于评选表彰全国文明城市、文明村镇、文明单位的暂行办法》，规定入选“全国文明城市”应当达到基础设施较为完善、党政机关廉洁高效以及教育水平良好等指标在内的评价体系 ¹，通过自愿申报、逐级推荐、提前公示、择优评选的程序在中国大陆范围内的城市、村镇、单位中创建与评选文明城市、文明村镇、文明单位活动，旨在提高城市化质量与水平，促进地区经济社会可持续发展。2005年10月，全国文明办公布了首批“全国文明城市”名单，具体包括了厦门市、青岛市、大连市、宁波市、深圳市、包头市、中山市、烟台市在内的8个地级市获此称号，此后每三年评选一次，并从第二届评选开始区分省会与副省级城市、地级市、直辖市城区、县级市这四个等级，至2020年已开展六届评选活动，共145个城市获得了“全国文明城市”称号，占我国现有城市的49.49% ²。由此可见，无论从广度与深度来看，“全国文明城市”评选已经成为影响我国城市化发展的重要因素，也是促进我国经济社会高质量发展的推动力，得到政府部门与社会各界的广泛关注与积极参与。

（二）理论推导与假设提出

2004年9月，中央文明委印发《全国文明城市测评体系（试行）》（文明委〔2004〕7号），就测评体系的结构与内容进行说明，具体包含政务环境、人文环境、生活环境以及生态环境等评价内容。结合企业投资所需的软硬件设施环境，本文基于企业成本收益框架从交通基础设施、政府行政效率、劳动力素质等不同角度分析“全国文明城市”影响企业投资决策的具体路径，从而说明企业前往全国文明城市进行投资的行为逻辑。

1.提升政府行政效率，降低企业制度成本

政府行政能力会直接影响企业承担的制度成本（夏杰长和刘诚，2017），廉洁高效的政务环境通过发挥市场调节功能降低企业寻租动机、提高财务信息质量从而优化公司治理（王茂斌和孔东民，2016），改善投资者信心（汪锋等，2018），同时经由政府部门协调各方长短期利益有助于实现社会福利的最大化（姚洋，2009），这也是中国政府行政制度区别于西方的特殊优势。全国文明城市的测评指标体系集中反映了我国创建全国文明城市的核心目标，也是加强地方政府治理体系与治理能力现代化的重要工具。其中廉洁高效的政务环境在全国文明城市评选体系中通过“全面从严治党”“依法行政”“政务公开”等方面的综合评价来体现，并且通过反腐倡廉、改革行政审批制度，压缩审批时限，减少审批事项，优化审批程序，以及推进政务公开信息化，加强互联网政务信息数据服务平台建设等具体措施综合提升市场在资源配置中的主体地位，改善地方营商环境促进地区社会资源配置效率的提升，最终降低企业制度成本，增强企业跨区域投资布局信心与能力。

2.完善城市基础设施，降低企业市场交易成本

作为参评全国文明城市的指标要求，城市的基础设施完善性不仅包括公共设施与公共交通的发达程度，还体现在城市信息化、数字化平台建设程度，打造数智化政府、提升城市治理的信息化、数字化程度正在成为中央和地方各级政府提升治理体系与治理能力现代化的重要手段，不仅有利于提升服务型政府行政效能，而且有利于政商之间以及产业内部信息交流畅通，从而吸引高附加值产业集聚，形成区域规模经济，促进地区产业结构升级（逯进等，2021），最终有利于降低企业参与市场竞争过程中的交易成本。具体而言，从企业与市场的关系角度看，交通基础设施的完善能通过压缩时空距离，减少企业信息获取成本，有利于拓展企业上下游市场空间（Bernard等，2019），降低未来生产经营风险。从产业发展的角度看，交通基础设施的完善提升了信息传递效率，有利于增强市场在资源配置中的有效性，减少管理、技术、知识等生产要素流动的空间壁垒，改善企业间要素资源配置状况，有助于资金短缺但生产力充足的行业企业获得更多的经济资源流入，形成区域内产业聚集效应（李雪松和孙博文，2017；宣烨等，2019），降低企业边际生产成本与投资风险。

3.改善劳动力素质，降低企业组织成本

“全国文明城市”评选改善劳动力综合素质具体体现在两个方面：其一，“全国文明城市”评选指标体系中明确要求地方增强人均教育经费支出，除有效提升居民文化教育水平外，对居民诚信及普法教育也有具体指标体现。其二，通过便民服务设施的普及，以及城市绿化、街巷基础设施与垃圾污水、噪音处理能力的提升，不仅降低了居民工作与生活成本，同时改善居民生活体验过程中的幸福感与归属感，有利于创造更多就业岗位与机会，吸引更多劳动力与高素质人口流入（龚锋等，2018；姚鹏等，2021；陈家和等，2022；王雅莉等，2022）。本文在统计全国文明城市与非全国文明城市中本科及以上学历的员工比例数据后发现（见图1），在2008年至2019年间，流入全国文明城市的高学历人才比非全国文明城市更多，高素质人才往全国文明城市集中的现象较为明显，这与现有研究得出的结论基本一致，即全国文明城市的公共服务支出增加会导致工作与生活环境的改善、就业机会增多，从而吸引流动人口与高素质人才往文明城市集聚（陈家和等，2022；王雅莉等，2022），为当地企业提供高水平的人才市场（朱金鹤等，2021），有效降低企业雇佣成本与培训支出，提升企业全要素生产率（周末等，2017）。因此，全国文明城市评选带来的地区劳动力素质改善，成为影响企业投资布局时区位选择的关键因素。

4.增强居民消费能力，提供企业收益保障

居民消费能力无疑是企业收益的来源与保障，从而构成企业区域投资布局的动力与基础。经济基础决定上层建筑，作为评判“全国文明城市”能否入选的重要条件，地区经济发展水平存在一定的客观性，也因此成为衡量地区文明发展水平的代表性指标。目前在全国文明城市测评体系中，人均GDP、城镇居民人均可支配收入或城镇居民人均可支配收入增速作为当地城市经济发展与居民收入水平的关键性指标，综合反映了地区市场发达程度与居民消费能力，地方政府在创建与参评“全国文明城市”的过程中势必需要努力提升当地居民的收入水平与市场发展水平，这也为企业跨区域投资布局与市场开拓提供了良好的参考依据与收益保障。

基于以上分析，本文提出：

假设1：其他条件不变时，获评“全国文明城市”能够吸引更多企业前来设立子公司进行投资。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文拟检验全国文明城市中上市公司子公司布局动机，这要求样本企业必须具有子公司分布的数据，由于全国文明城市于2005年正式开始第一届的评选，此后每三年左右重新评选一次，同时对前期已获得该荣誉的城市进行复查，通过全国文明城市复查的城市可继续保留荣誉称号。迄今已完成六届评选共145个城市获此殊荣，考虑到我国新会计准则2007年正式实施可能对研究需要控制的企业层面财务指标产生直接影响，以及第六届（2020年）评选结果缺乏企业层面的相关研究数据，因此本文选择从第二届全国文明城市（2009年）至第五届（2017年）的评选结果作为研究对象，并将第一届评选结果（2005年）纳入解释变量衡量范围。利用2008—2018年沪深A股上市公司作为初始样本，同时参考马光荣等（2020）剔除省直管县和直辖市下辖地区入选“全国文明城市”的数据，在此基础上，剔除了ST、^*ST、PT企业以及金融保险行业企业。

本文中全国文明城市数据手工整理自中国文明网 ⁴。上市公司子公司的数据处理如下：首先根据CNRDS数据库中的“参控股公司列表”获取参控股公司的具体名称，进而与“参控股公司的基本信息”合并初步获取参控股公司的地理数据并将参控股公司的地理位置规范为“某省某市”的形式，对于无法通过与CNRDS中的“参控股公司的基本信息”获取地理信息的，通过搜索“天眼查”或“百度”等方法获取。同时参考曹春方和贾凡胜（2020）的做法，为了减少历史投资对分析的影响，本文以上市公司当年拥有而在上一年并不存在的子公司作为新设子公司来识别。

企业财务、公司治理相关的数据来自CSMAR数据库，城市交通基础设施数据、市级政府是否设立行政审批局数据、高等院校与职业技术学校的在校生数量以及城市层面的专利申请量等数据均来自CNRDS数据库。

（二）模型设定与变量定义

参考王雅莉等（2022）、Shi等（2022），本文构建多期双重差分模型检验全国文明城市评选对企业跨区域子公司设立的影响：

其中，Crosubnum_i,j,t 表示企业i在j城市t年新设子公司数量，$ {Civilized}_{j,t} $表示城市j是否在t年获评为全国文明城市，若城市j在t年被评选为全国文明城市则在往后年份（包含t年）赋值为1，否则为0。Civilized_j,t的回归系数β₁反映了获评成为全国文明城市前后对上市公司来此设立子公司投资吸引力的净效应，根据研究假设，预期该回归系数显著为正。本文控制了企业固定效应（$ {\mu _i} $）、年份固定效应（$ {\lambda _t} $）以及城市固定效应（$ {\theta _j} $），并在城市层面进行聚类回归。

Controls表示可能影响企业跨区域投资决策的控制变量合集，具体包括了：公司规模（Size）、资本结构（LEV）、盈利状况（ROA）、现金持有水平（FCF）、两职合一（DUAL）、第一大股东持股比例（SHRCR1）、股权制衡度（SHRZ）、产权性质（SOE）、已上市年限（ListYears）、地区市场化程度（Market）和城市经济发展状况（PERGDP）。为了排除同一省份中的产业政策、经济联系等因素可能对企业新设子公司决策的影响，本文剔除了来自全国文明城市所在省份的企业前来设立子公司的样本，同时为控制地理因素对被解释变量的干扰，本文进一步在模型（1）中加入母子公司空间距离变量（DIST）进行控制。相关变量的具体定义详见表1。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计结果

表2为主要变量的描述性统计结果。企业在城市新设子公司数量（Crosubnum）均值为1.353，标准差为0.993。“城市—公司—年度”层面的样本中吸引企业通过设立子公司进行跨区域投资的全国文明城市占总体样本的比例（Civilized）达56.6%，充分说明全国文明城市对企业投资的吸引力。样本中企业的平均资产报酬率（ROA）为4.6%，资产负债率（LEV）为50.5%，经营活动现金净流量占总资产比例为3.7%，样本中城市人均GDP水平（PERGDP）为67507.91元/人 ⁶。

根据是否为全国文明城市进行均值差异性检验，结果如表3所示，企业在全国文明城市中设立子公司投资意愿（Crosubnum）更高、负债率（LEV）与经营性现金流占比（FCF）更低、管理者权力（DUAL）相对更大、股权相对分散（SHRZ），同时从城市层面来看，全国文明城市经济发展水平相对更好，市场化程度（Market）以及人均GDP水平（PERGDP）也更高。

（二）“全国文明城市”的投资吸引效应

表4是根据模型（1）回归的实证结果。利用多期DID检验入选全国文明城市是否增强对企业新增投资的吸引程度，实证模型中的解释变量Civilized系数为0.058，且在1%的水平上显著，表明城市入选成为“全国文明城市”后当地新设子公司的数量（Crosubnum）显著增多，对企业投资吸引程度明显提升。同时，由控制变量可知，管理者权力（DUAL）越集中、股权结构相对分散（SHRZ）、距离越近（DIST）的上市公司在全国文明城市通过新设子公司的方式进行投资的意愿越高，而“全国文明城市”经济越发达（PERGDP）对企业投资吸引力越高。

（三）稳健性检验

1.安慰剂检验

城市发展是一个包括政治、经济、文化等多方面齐头并进的过程，宏观政策与文化因素都会影响企业投资决策行为，因此可能存在某些未观测到的噪音事件在“全国文明城市”评选前发生，持续影响企业投资决策行为导致入选“全国文明城市”刚好捕获该效应，从而使得本文实证检验过程存在因时间趋势造成的模型设定偏误，故而采用安慰剂检验的方式对本文主回归结果进行稳健性测试，具体做法分以下两种展开。

（1）随机打乱处理组和对照组的安慰剂检验。参考许年行和李哲（2016）、潘越等（2017）的做法：首先，为各城市随机分配获评全国文明城市的资格，然后将随机获得“全国文明城市”称号的城市与当地获得新设子公司数据指标采用模型（1）重复回归100次（和500次），结果发现解释变量Civilize系数显著为正和显著为负的占比差异较小 ⁷。其中，随机抽样100次回归的系数出现负值的频数为52次，出现正值48次，最小值为−0.049，最大值为0.047，均值趋于0（具体为0.00086）。重复回归500次的系数出现负值的频数为278次，出现正值222次，最小值为−0.067，最大值为0.053，均值同样趋近于0（具体为−0.002）。随机抽样回归结果表明本文构造的虚拟处置效应不成立，城市对企业前来设立子公司的吸引效应确实受其所在城市获评“全国文明城市”的正面影响，而非其他因素或噪音所导致的，本文结论稳健。

（2）虚假政策时间点的安慰剂检验。本文将历届“全国文明城市”评选时间向前平推一届，即2011年第三届、2015年第四届、2017年第五届入选“全国文明城市”的时间分别回推至2009年、2011年与2015年，同时纳入2020年刚刚评选出炉的第六届“全国文明城市”结果，假定其评选时间为2017年，若重新检验研究假设后结果依然存在，说明外地企业在当地所进行的跨区域投资并非受“全国文明城市”评选的影响，而是其他未观测因素所导致。重新检验后结果如表5所示，根据全样本回归结果发现Civilized系数不显著，由此说明企业的跨区域投资行为的确受到来自“全国文明城市”评选结果的影响，本文结论稳健。

2.平行趋势检验

由于“全国文明城市”分期评选，本文研究模型采用的是多期DID方法，不能像传统DID模型以单一时间节点进行平行趋势观测，需要为各城市设置入选全国文明城市的相对时间值虚拟变量，具体而言，在使用双重差分法之前，应先确定处理组和控制组。本文选取获评全国文明城市的样本作为处理组，从未获评全国文明城市的样本城市作为控制组，进而构造公式（2）进行平行趋势检验：

考虑到“全国文明城市”评选间隔时间约三年，因此动态效应检验模型中的年份虚拟变量分别设置为各城市获选“全国文明城市”的前后三年，进而生成年份虚拟变量与处理组虚拟变量的交互项，包括前三年（pre_1、pre_2与pre_3）、当年（current_j,t）与后三年（post_1、post_2与post_3），将这些交互项作为解释变量进行回归，交互项系数反映的就是特定年份处理组和控制组之间的差异。此外，为消除模型中的完全共线性问题，本文选择前一期（pre_1）作为基准组从回归模型中剔除。实证结果如图2所示，获评“全国文明城市”的前三年回归系数的每一期的置信区间均包含0，说明处理组与控制组样本在新设子公司数量方面无明显差异，符合平行趋势假定，而在获评全国文明城市以后，各期系数的置信区间均显著为正，且呈逐渐提升的态势。因此，可以认为“全国文明城市”评选制度的多期DID模型满足平行趋势条件。

3.倾向得分匹配—双重差分法（PSM-DID）

由于“全国文明城市”的评选制度并非严格意义上的自然实验，其结果可能存在样本选择性偏差问题（白俊红等，2022）。因此本文根据城市经济发展水平（PERGDP，人均GDP）、基础设施完善程度（CTRoad，城市年末实有城市道路面积）、教育支出水平（EDUPOUT，教育支出占城市财政总支出比重）、政府行政效率（APBureau，是否设立行政审批中心），通过1:1有放回的最近邻匹配法为所有全国文明城市寻找满足共同支撑条件且从未入选“全国文明城市”的城市样本作为最优对照组，匹配结果显示处理组和对照组的绝大多数样本都在共同取值范围内，同时根据PSM方法下的政策组和对照组匹配前后的核密度图可以看出，匹配前后两条核密度曲线偏差较大，但匹配后均值线之间的距离缩短，两条曲线更加接近，因此可以在一定程度上说明PSM方法产生了降低样本选择性偏差的处理效果 ⁸。

进而在模型（1）的基础上利用新生成的面板数据再次回归。实证结果如表6所示，入选“全国文明城市”仍显著提升当地新设子公司数量，证明本文结论稳健。

4.评估处理效应的异质性问题

基于传统多期DID在估计不同时点的处理效应上可能存在异质性问题，使得模型回归得到的处理效既取决于各组（或不同期间）的处理效应，又取决于各组被赋予的权重，因此综合处理效应可能存在估计偏误，参考白俊红等（2022），我们构造了以下模型（3）以估计模型回归所得到中的真实系数β^real。

其中，β_j,t与W_j,t分别为第j个城市获评成为文明城市第t年的处理效应以及处理效应的相应权重（该权重可能是正数，也可能为负数，但总体加权之和为1）。

本文采用Stata软件的twowayfeweights命令对多期DID模型中可能存在的异质性处理效应进行稳健性检验。结果显示，在所有778个权重中，有720个权重为正，另有58个权重为负，度量估计量在异质性处理效应下稳健性的两个指标分别为1.4与12，均远大于0，表明异质性处理效应对本文的估计结果并无实质性影响，本文多期DID模型回归结果较为可靠。

5.排除同期其他城市创建活动的干扰

在本文样本期间内（2008—2018年），除“全国文明城市”评选外，国家还提出了其他相关城市发展政策，包括“国家创新型城市试点政策”以及“全国创建社会信用体系建设示范城市”，为剔除其他城市发展政策对企业跨区域投资布局的影响，本文手工搜集整理国家创新型城市和全国创建社会信用体系建设示范城市数据，并构造变量纳入回归模型加以控制。数据显示，截至2016年底，全国共有61个城市获批为国家创新试点城市（白俊红等，2022），43个全国创建社会信用体系建设示范城市 ⁹。因此，在主回归模型中，本文依次加入“国家创新型城市”（CREDIT）以及“全国创建社会信用体系建设示范城市”（INNCITY）这两项政策实施的年份虚拟变量，其中变量CREDIT与INNCITY分别指代样本城市是否获评成为“全国创建社会信用体系建设示范城市”与“国家创新型城市”，若入选则当年及后续年份均赋值为1，否则为0。实证结果如表7所示，在控制其他相关城市发展政策后，入选“全国文明城市”显著提升了当地新设子公司数量，本文结论依旧稳健。

6.其他稳健性检验 ¹⁰

基于我国“全国文明城市”评选制度设计，文明城市大约三年评选一次，同时会对前期已获得该荣誉的城市进行复查，通过复查的城市可继续保留荣誉称号，但若未通过复审，该称号则会被撤销。因此，本文进一步将“全国文明城市”复审结果纳入解释变量构造过程，如全国文明城市j在t年未通过复审，则从t年开始至下一轮复审前均赋值为0，若下一轮重获该称号则重新赋值为1，否则为0。另外，参考曹春方等（2015），本文进一步将被解释变量替换为企业在某城市新设子公司数量占其当年总体新增子公司比例（Crosubrate），重新检验研究假设后解释变量Civilized系数均显著为正，进一步证明“全国文明城市”评选明显提升了企业前来投资兴业的意愿。

五、进一步检验

（一）机制检验

1.交通基础设施发展

基于交通基础设施的微观经济效应，现有研究认为完善的交通基础设施有助于降低市场交易成本与库存成本（陈德球等，2012），提高企业经营运转效率（Shirley和Winston，2004；李涵和黎志刚，2009；李涵和唐丽淼，2015），提升服务业分工水平和劳动生产率（高翔等，2015）。因此，城市交通便捷程度以及基础设施是否完善是影响企业投资意愿的重要因素（马光荣等，2020）。通过设计以下模型检验城市交通基础设施发展程度是否构成全国文明城市吸引企业投资的中介机制。

在模型（4）中，CTRoad代表城市年末实有城市道路面积，CTBus代表的是城市年末实有公共汽（电）车营运车辆数，CTTaxi反映该城市年末实有出租汽车数，对这三个指标均采用取对数的方式加以衡量，回归结果如表8中第（1）（3）（5）列所示，显然由Civilized系数可判断全国文明城市的评选有效促进了当地城市交通基础设施的完善与提升，进一步通过模型（5）回归得到如表8中第（2）（4）（6）列所示结果，除中介变量CTRoad/CTBus/CTTaxi的系数显著为正外，即城市交通基础设施建设有利于吸引更多的企业投资，双重差分模型中Civilized系数显著性、大小与表4中主回归结果相比均明显降低，因此可以判断城市基础设施建设与完善（CTRoad/CTBus/CTTaxi）对全国文明城市吸引企业投资起到了有效中介作用。

2.政府行政效率

现有研究普遍认为营商环境直接影响企业经营活力与投资动力（于文超和梁平汉，2019；张璠等，2022），良好的政府治理能力会降低企业寻租动机与代理成本，从而直接影响企业投资效率与资源配置效率（陈德球等，2012）。因此政府部门的行政改革，尤其是《优化营商环境条例》要求政府部门持续“放管服”背景下行政审批制度的改革能有效促进“清、亲”政商关系的形成，从而改善当地营商环境，成为影响企业投资选择与决策的重要因素（夏后学等，2019）。如果当地营商环境尚待提升（政府行政效率较低），则企业缺乏足够投资动力，当地新设子公司数量相对较低，此时全国文明城市评选通过提升党政机关勤政高效程度（设立政府部门集中办公的“一门式”服务中心），由此对企业投资行为产生直观的激励作用，从而明显提升当地新设子公司数量。反之，如果当地营商环境较高（政府行政效率高），此时全国文明城市评选带来的营商环境改善空间较小，通过营商环境改善实现对企业投资行为的激励作用相对有限。因此，本文进一步考察全国文明城市的评选是否能改善地方政府行政效率，从而吸引更多企业前来投资。参考王永进和冯笑（2018）、廖福崇（2020），根据地方政府是否设立行政审批中心来衡量地方营商环境，进而在模型（1）的基础上通过分样本回归，结果如表9所示，Civilized系数表明全国文明城市的投资吸引效应在营商环境改善空间较大的城市（未设立行政审批中心的城市）比在营商环境本身较高的城市高出3.92% ¹¹，且通过了组间系数差异检验，说明获评“全国文明城市”有利于改善当地营商环境，增强对企业投资的吸引力。

3.地区劳动力素质

劳动力素质会通过影响企业全要素生产率、生产组织成本以及价值创造能力决定企业经济效益（Lichtenberg，1995；Black和Lynch，2001；周末等，2017；何小钢等，2019），就业市场中的劳动者素质不均会增加企业用工成本，因此，地区劳动力素质成为影响企业经营投资决策的重要因素。翁杰和郭天航（2014）利用山东省泰安市制造业、建筑业和服务业就业的调查数据研究后认为政府通过技能培训与职业教育等方式在提高劳动力综合素质过程中扮演着非常重要的角色。基于此，本文进一步以劳动力素质作为中介变量进行检验，通过将其替换模型（4）与模型（5）中的中介变量，其中劳动力素质变量采用城市拥有的高等学校与职业技术院校数量（LaborEdu）以及高等学校与职业技术院校在校生数量（Stunum）来衡量 ¹²，结果如表10所示，由第（1）和第（3）列可知全国文明城市创建有助于提升当地潜在劳动人员的教育水平与综合素质，具体包括提升了当地高等学校与职业技术院校及其在校生数量，为当地企业提供了数量充足、素质良好的潜在劳动力。第（2）（4）列中Civilized回归系数的显著性和系数大小均明显降低，由此可知劳动力素质在全国文明城市吸引企业投资过程中有效承担了中介作用，即“全国文明城市”评选提升了当地劳动人员教育水平与综合素质，从而增强对企业前来投资兴业的吸引力。

（二）调节效应检验

1.地区市场化程度

现有研究认为，市场化进程能够通过影响地区要素价格以及企业创新活动从而不断调整产业结构，降低企业边际生产成本（Rose和Joskow，1990；孙早等，2014；王保林和张铭慎，2015）。市场化程度越高，企业经营、投资活动会面临更低的行政干预，相应经营、投资成本也较低（Eikenberry和Kluver，2004；李延喜等，2015）。因此本文进一步考察地区市场化程度是否在全国文明城市吸引企业投资方面发挥调节作用，实证结果如表11所示，交乘项系数结果（Civilized×Market）在1%的水平上显著为正，说明全国文明城市所在地区市场化程度越高，对企业前来投资的吸引力越高。

2.城市创新活力

事实上，城市创新活力对企业投资存在重要影响（Dougal等，2015；张信东和郝盼盼，2017），创业环境与创新氛围直接影响企业投资动力（Guerzoni和Raiteri，2015），尤其是城市创新活力一般通过政府战略引领的方式形成人才集聚效应从而有效激励企业进行更多的投资活动（李政和杨思莹，2019），因此本文采用城市j过往三年专利申请数量构造城市创新活力指标，从而实证检验城市创新活力在全国文明城市吸引企业投资间是否存在调节作用，结果如表12所示，交乘项（Civilized×CityInn）系数在1%的水平上显著为正，从而说明城市的创新创业活力越强，通过创建“全国文明城市”吸引企业前来投资的效果越明显，说明创新已经成为当前激发我国经济社会发展的强大动能，对我国城市综合发展以及通过吸引企业投资达到产业结构调整升级起到至关重要的作用。

（三）文明城市的产业投资布局

参考国家统计局发布的《关于修订〈三次产业划分规定（2012）〉的通知》，本文将企业所涉及的产业类型划分为第一产业、第二产业与第三产业，并通过对比分析全国文明城市吸引三大产业中企业投资的差异性，从而探究全国文明城市创建活动是否影响当地产业结构的升级调整。分样本检验结果如表13所示，在Panle A中，创建成为全国文明城市以后，当地新增的第三产业投资明显上升，远远超过了第一产业与第二产业的投资，因此，全国文明城市对企业新增投资的吸引主要集中于服务业领域，有利于当地产业结构的升级调整，在Panel B中，本文进一步探究全国文明城市对服务业企业的新增投资吸引程度是否存在地区 ¹³差异，结果发现东部地区城市入选“全国文明城市”后对于当地服务业投资新增与发展具有明显促进作用，而中西部地区的城市并不明显。

（四）地区间资源要素流动与产业结构调整

上文从产业结构层面探讨了创建“全国文明城市”对不同产业跨区域投资的影响，提升了服务业企业在全国文明城市进行投资意愿。进一步，本文从空间布局的角度分析“全国文明城市”的投资吸引在不同区域是否存在差异，根据东部、中部与西部地区按照模型（1）进行分样本检验后结果如表14所示，很明显东部地区城市在入选“全国文明城市”以后存在显著的投资吸引效果，而在中西部地区并不明显，结合上文结论推测原因可能在于东部地区服务业投资基础更为成熟，在吸引服务业新增投资过程中相应的配套政策与基础设施更为完善，而中西部地区更多依赖第一产业与第二产业，承接东部地区产业转移部分抵消了“全国文明城市”的投资吸引与产业升级效应。

（五）文明城市的产业经济发展

上文分析强调了“全国文明城市”对企业通过新设子公司的方式进行跨区域投资的吸引力增强，主要集中在第三产业的跨区域投资布局明显增多，由此本文进一步检验成为“全国文明城市”后基础设施与营商环境的改善吸引更多产业投资与发展，能否促进当地城市经济、产业结构的不断升级与发展，通过设计以下模型（6）、模型（7）验证企业跨区域投资是否构成“全国文明城市”对当地经济、产业结构升级的中介机制：

其中，GDP _t+1指代城市下一年度国内生产总值，并取对数值。AIS _t+1指代城市产业结构高级化程度，采用下一年度第三产业与第二产业国内生产总值的比值来衡量，该值越大说明产业结构越趋于高级化。同时本文控制了地区市场化程度（Market）与地区人均国内生产总值对数（PERGDP），根据模型（6）与（7）检验后结果如表15所示，由第（1）（2）列中变量Civilized系数结果在1%的水平上显著，表明相较于未获选文明城市的样本，成为全国文明城市后当地GDP次年显著增长1.707亿元 ¹⁴，第三产业占第二产业产值的比重相较上一年增长了1.5%。进而由第（3）（4）列中变量Crosubnum与变量Civilized系数结果发现，在加入企业新设子公司投资作为中介因子后，文明城市对当地GDP增长影响降至1.514亿元，第三产业占第二产业产值的比重相较上一年仅增长0.7%，由此可见异地企业新增投资在一定程度上有助于带动文明城市的经济增长与产业结构升级。

六、研究结论与政策启示

作为目前能够反映我国城市整体文明水平的综合性荣誉称号，“全国文明城市”已经成为最具价值的城市品牌。本文研究创建成为“全国文明城市”对地区投资吸引力的影响，并探究其背后的作用机制。以中央精神文明建设指导委员会组织的“全国文明城市”评选活动为准自然实验，通过构建双重差分模型检验后发现创建“全国文明城市”有助于城市投资吸引力的提升，内在机理在于“全国文明城市”创建带来了城市营商环境的改善，具体包括当地交通基础设施的改善、政府部门行政效率与潜在劳动力与消费者素质的提高，获评“全国文明城市”在吸引更多企业跨区域投资的同时有效促进了当地经济的增长以及推动产业结构升级。进一步研究后发现，“全国文明城市”的投资吸引效应主要体现在东部城市的服务业，促进该地区产业结构的升级调整，而中西部城市更多依赖第一产业与第二产业，承接东部地区产业转移部分抵消了“全国文明城市”的投资吸引与产业升级效应。

本文研究有利于更好地推动我国国家治理体系和治理能力现代化以及借助智慧经济时代的“新基建”，包含5G、大数据中心、人工智能以及工业互联网等领域的产业资本淘汰落后产能从而实现城市化发展方式的转型升级目标。首先，当前我国社会的主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾，如何有效处理城市化发展过程中营商环境改善与产业资本流动带来的区域协调发展问题成为新时期解决城市化发展问题的重要方向。其次，如何化解中西部地区依赖产业转移投资与其自身产业结构调整升级的需求矛盾。最后，市场分割现象的存在妨碍了国内市场的整合，也阻碍了我国国家治理体系和治理能力现代化建设的战略目标的实现，因此思考怎样协调政府行政效率提升与市场在资源配置中的基础性作用发挥。

在新一轮产业转移与升级浪潮中，如何借助“全国文明城市”创建机遇有效吸引企业投资兴业的同时完成产业结构的调整升级，在于以下几点能否有效实现：其一，就城市与政府功能而言，不断扩大内需市场与企业投资动力，转变政府职能，打造面向企业与社会需求的服务型政府，持续深入推进基于“新基建”发展下的现代城市化发展模式，完善相应的基础设施配套及政府服务，优化营商环境，为吸引企业前来投资兴业以及人才落户提供便利服务，逐步提升城市品牌效应与软实力。其二，就区域与产业发展而言，中西部城市应投入更多政策与资源鼓励科技创新，激发城市创新活力，为吸引更多高新技术企业投资提供有力支撑。根据城市区位及经济结构精准定位，顺应产业转移趋势与经济发展规律，合理利用“全国文明城市”这一城市品牌有效发挥其资源集聚效应，同时坚持供给侧结构性改革这个战略方向，在提升城市产业附加值与供应链技术含量的同时逐步淘汰落后产能与资源密集型产业，在符合城市发展规律的基础上有效利用发达地区的产业转移机遇，以点带面逐步实现地区产业结构的转型升级过程。其三，从企业生产与人民生活的角度，以文明城市创建为契机，持续完善城市基础设施建设与投入，提升城市居民生活品质与劳动力素质，为企业生产发展提供充足的人才动力，增强人民获得感与幸福感。

1具体评价指标体系可参见《全国文明城市测评体系（试行）》（文明委〔2004〕7号）。

2因研究需要，这里所指的城市未统计香港特别行政区、澳门特别行政区与台湾省的数据；根据民政部官网有关行政区划信息，截至2020年12月，我国共有293个城市。

3具体计算方法为：全国文明城市所在地上市公司中本科及以上学历员工数量除以非全国文明城市所在地上市公司中本科及以上学历员工数量后的比值。

4中国文明网由中央宣传部、中央文明办主办，网址为：http://www.wenming.cn。

5根据CSMAR数据库中有关城市经度与纬度数据，利用Stata 15.0计算两城市间的空间距离。

6计算过程为：e^11.12=67507.91。

7篇幅所限未列示随机选择下Civilized系数对应t值分布图，留存备索。

8篇幅所限未列示，留存备索。

92015年11个：沈阳、青岛、南京、无锡、宿迁、杭州、温州、义乌、合肥、芜湖、成都；2016年32个：海淀区、呼和浩特、乌海、大连、鞍山、辽阳、绥芬河、浦东新区、嘉定区、苏州、台州、安庆、淮北、福州、厦门、莆田、潍坊、威海、德州、荣成、郑州、南阳、武汉、咸宁、宜昌、黄石、广州、深圳、珠海、汕头、惠州、泸州，根据研究需求，本文剔除了直辖市下辖区。

10篇幅所限，未列示该部分稳健性检验结果，留存备索。

11计算过程为：0.097/1.353-0.044/1.353=3.92%。

12对变量Stunum采用对数化处理。

13东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南11个省（市）；中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南8个省；西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆12个省（市、自治区）。

14计算过程为：e^0.535=1.707。