袁旭宏，潘怡錦，張懷志

(1.湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201;2.湖南省技術經(jīng)濟與管理現(xiàn)代化研究會，湖南 長沙 410082)

一、引 言

“全國文明城市”是含金量最高、創(chuàng)建難度最大的綜合性城市榮譽，反映出城市整體文明水平。在嚴格測評程序和動態(tài)復查機制下，創(chuàng)建“全國文明城市”(簡稱“創(chuàng)文”)相當于參加一場目標明確的錦標賽，為了在競爭中脫穎而出，在評選期間，城市政府需要在短時間之內(nèi)投入大量經(jīng)濟社會資源，例如大規(guī)模更新城市景觀設施、翻新市政基礎設施等，必要時全城動員、全民參與，而在獲評“全國文明城市”后，城市政府仍需通過持續(xù)投入來應對動態(tài)復查。因此，在參評期間和入選文明城市之后，城市政府都面臨著“創(chuàng)文”導致的財政支出壓力，那么，在現(xiàn)實中城市政府是否通過增加債務融資來緩解財政支出壓力？存在何種作用機制？對經(jīng)濟增長產(chǎn)生何種影響？仍有待進一步探究。

經(jīng)濟學界對“文明城市”的研究主要涉及四個方面。一是“創(chuàng)文”對企業(yè)發(fā)展的影響。城市文明程度的提高降低了市場交易成本，進而提升當?shù)孛駹I企業(yè)利潤率，推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展[1-3]。二是“創(chuàng)文”對環(huán)境治理的影響。地方政府往往會進行運動式、政治性動員，甚至采取臨時性管制措施來治理環(huán)境污染，營造碧水藍天的和諧景象，然而其可持續(xù)性存在不足[4]。三是“創(chuàng)文”對城市經(jīng)濟發(fā)展的影響。文明城市創(chuàng)建活動會帶來民生改善效應，當選“全國文明城市”對商品房價格具有顯著正向影響，城市品牌價值提高了城市總產(chǎn)值、總人口以及土地價格[5,6]。城市行政級別、地理位置會對文明城市榮譽發(fā)揮經(jīng)濟促進作用產(chǎn)生影響，高級別城市的當選會顯著促進城市經(jīng)濟增長，低級別城市會因企業(yè)稅負提高、人力資本積累受抑制而對經(jīng)濟增長起到抑制作用；較之東部地區(qū)，對中西部地區(qū)的經(jīng)濟促進作用十分顯著[7,8]。四是“創(chuàng)文”對官員晉升的影響。文明城市榮譽對地方官員晉升具有顯著的信號功能，而且這種信號功能比經(jīng)濟績效、政治經(jīng)歷信號對官員晉升更具解釋力[9]。眾多關于地方債務融資的研究認為，分稅制改革、晉升激勵[10,11]、土地財政[12]、預算軟約束[13,14]、平衡財權事權[15,16]、財政競爭[17,18]、城鎮(zhèn)化[19-21]等是地方債務規(guī)模擴張的原因。通過文獻梳理發(fā)現(xiàn)，鮮有研究關注“創(chuàng)文”對地方債務融資的影響及作用機制，更未區(qū)分“創(chuàng)文”對城市經(jīng)濟增長的短期影響和長期影響。通過對上述問題的研究，揭示城市政府為“創(chuàng)文”而舉債的基本特征事實，并闡述“文明城市”榮譽背后的債務融資效應、作用機制及其對經(jīng)濟增長的影響，可為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下提升城市文明、治理地方政府債務提供理論與策略支持。

二、研究假說

除第一屆“全國文明城市”評選活動外，后續(xù)每屆評選流程需要三年時間，期間中央文明委根據(jù)《全國文明城市測評體系》對參評城市進行測評，并將三年內(nèi)的累計測評成績作為評選依據(jù)?！皠?chuàng)文”期間，地方政府依據(jù)《全國文明城市測評體系》各項指標要求，例如人均道路面積>10平方米、建成區(qū)綠化覆蓋率>35%、人均公共綠地>8平方米等，短時間大規(guī)模增加“創(chuàng)文”投入，對城市政府造成巨大財政支出壓力，進而強化了地方政府通過債務融資來緩解財政支出壓力的動機。因此，評選過程中城市政府將通過改善市容環(huán)境、市政基礎設施等方式提升城市的物質(zhì)文明，在短期巨大財政支出壓力下，城市政府很有可能為“創(chuàng)文”進行債務融資，進而導致債務規(guī)模擴張。然而，在獲評“全國文明城市”后，中央文明辦還要按照城市進行自查、省級審查推薦、中央部委審核、組織復查測評等程序進行復查，雖然城市政府僅需要在原有基礎上進行維護，但是城市政府仍然面臨著復查導致的財政支出壓力，因此，“創(chuàng)文”對地方債務融資還將產(chǎn)生持續(xù)的影響。為此，提出如下假說：

假說1創(chuàng)建“全國文明城市”將會促進地方債務融資規(guī)模增長。

假說2獲評“全國文明城市”后，“創(chuàng)文”對地方債務融資規(guī)模產(chǎn)生持續(xù)促進作用。

從地方政府被動負債和主動負債的觀點來看，“創(chuàng)文”在某種程度上強化了地方政府舉債發(fā)展的動機。有研究表明，城市政府大多需要通過借債為資本性支出融資，尤其是為城市發(fā)展所需的巨額市政建設投資等公共支出融資；同時，如果城市公共事業(yè)經(jīng)常性虧損，將使得地方政府的債務融資難以長期維系。地方政府為獲評“全國文明城市”榮譽稱號而展開競爭，將會形成主動負債?！叭珖拿鞒鞘小痹u選活動作為一種地區(qū)之間隱性的政治錦標賽，其嚴格的評選流程與評選準則，使得城市政府有可能通過發(fā)行地方政府債券、銀行借款、地方融資平臺籌集“創(chuàng)文”資金。此外，《全國文明城市測評體系》涉及物質(zhì)、政治、精神、社會、生態(tài)5個層面，其中“物質(zhì)”層面是最直觀的基礎條件。因此，在“創(chuàng)文”期間，城市政府會通過加大市政基礎設施投資，改造城市物質(zhì)環(huán)境，打造良好的城市生態(tài)和生活環(huán)境，以達到評選要求，間接刺激地方債務融資規(guī)模增長。據(jù)此，提出如下假說：

假說3“創(chuàng)文”期間，城市政府通過加大市政基礎設施建設投資力度，間接促進地方債務融資規(guī)模增長。

三、模型與變量

(一) 模型設定

“全國文明城市”評選活動可視為影響地方債務的外生因素，可視作一項重復實施的準自然實驗，實證部分采用雙重差分法(DID、多期DID、PSM-DID)檢驗“全國文明城市”評選活動對地方債務融資的影響。針對歷屆評選活動的DID模型設定如下：

yit=α0+β1postt×treati+β2postt+β3treati+

∑γnControlit+εit

(1)

其中，i和t分別代表城市和時間；postt代表“創(chuàng)文”前后的虛擬變量，“創(chuàng)文”當年及之后的年份為1，否則取0；treati是區(qū)分處理組和對照組的虛擬變量，如果城市i入選文明城市名單，則取值為1，否則為0；postt×treati代表“創(chuàng)文”時間和“創(chuàng)文”城市的交互項；β1表示“創(chuàng)文”對于地方債務融資的影響；∑γnControlit表示控制變量；εit為隨機擾動項。

考慮到城市“創(chuàng)文”時間差異，構建漸進式雙重差分模型(即多期DID)進行估計，模型設定如下：

yit=α+βCivilizedcityit+∑θnControlit+

∑μi+∑δt+εit

(2)

其中，i和t分別代表城市和年份；yit為地方債務融資規(guī)模；Civilizedcityit代表城市i在t年份是否入選文明城市，該城市“創(chuàng)文”當年及以后年份取值為1，否則為0，分別代表“處理組”和“對照組”；β衡量文明城市對于被解釋變量的影響；∑θnControlit表示與模型(1)保持一致的控制變量；μi和δt分別代表城市固定效應和時間固定效應;εit仍為隨機擾動項。

(二)變量說明

實證部分采用中國2004-2018年地級以上城市面板數(shù)據(jù)進行分析，其中，地方政府融資平臺債務金額來自Wind數(shù)據(jù)庫，市政公用設施建設投資銀行貸款數(shù)據(jù)來自《中國城市建設統(tǒng)計年鑒》，控制變量數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市統(tǒng)計年鑒》。所有指標進行對數(shù)化處理，描述性統(tǒng)計分析見表1。

表1 變量描述性統(tǒng)計

1.被解釋變量。關于地方政府債務融資規(guī)模，考慮到城市層面?zhèn)鶆諗?shù)據(jù)的可獲得性，本文以市政建設中銀行貸款額(lnLoan)、城投債余額(lnCitybond)及二者之和表示地方政府債務總額(lny)。

2.核心解釋變量。通過對比中央文明委提前公布的全國文明城市(區(qū))候選名單與文明城市(區(qū))公示名單，發(fā)現(xiàn)候選名單中的城市(區(qū))與最終獲評名單保持一致?？紤]到控制變量與因變量的數(shù)據(jù)情況，未考慮2020年11月公布的第六屆全國文明城市，并且剔除了直轄市城區(qū)、縣級市樣本。核心解釋變量根據(jù)中國文明網(wǎng)公布的文明城市名單來設定，城市獲評“全國文明城市”稱號，那么該城市當年及之后的年份設定為1；未入選文明城市以及復核未通過的城市設定為0，復查通過則可重新設定為1。

3.控制變量。本文控制變量包括社會投資狀況、城鎮(zhèn)化水平、人口規(guī)模、財政分權程度、年末人均鋪裝道路面積、人口密度、城市行政區(qū)域面積。其中，外商直接投資額表示社會投資狀況；非農(nóng)業(yè)人口占總人口的比重表示城鎮(zhèn)化發(fā)展水平；以各城市人均財政支出/(各城市人均財政支出+中央人均財政支出)表示財政分權程度，財政分權程度越高，地方政府的支出責任相應越大。

四、實證結果分析

(一)平行趨勢檢驗

處理組和控制組通過平行趨勢檢驗是進行DID估計的前提，即在政策發(fā)生之前兩組的差別盡可能小，如果處理組和控制組在政策沖擊之前已經(jīng)存在較大差異，則無法將政策影響和其他可能對被解釋變量產(chǎn)生影響的因素分別出來。該部分采用事件研究法(ESA)，對各屆“全國文明城市”評選活動的參評城市受到政策沖擊的年份及該年份之前的地方債務總額(lny1)進行估計，并繪制平行趨勢圖，估計模型如公式(3)所示。

∑θnControlit+∑μi+∑δt+εit

(3)

圖1 平行趨勢檢驗

圖1中虛線代表95%的置信區(qū)間，橫軸坐標為政策時點的動態(tài)變化，分別代表政策沖擊的前10期和后13期，不難發(fā)現(xiàn)：入選文明城市之前，γt的估計值普遍為負數(shù)且不顯著，處理組和控制組的置信區(qū)間包含0值，表明兩組不存在顯著差異，而在“創(chuàng)文”之后，γt的估計值顯著為正。通過平行趨勢檢驗，可知處理組和控制組之間差異顯著增大，同時表明“創(chuàng)文”對地方債務融資規(guī)模具有促進作用，而且在獲評后的第1年這種促進效應就會顯現(xiàn)出來；同時，觀察到獲評文明城市后，地方債務融資規(guī)模呈現(xiàn)增長趨勢，可能原因是每隔三年會評選出新一屆“全國文明城市”并對已獲評城市進行復查，這會強化已獲評城市通過債務融資緩解復查導致的財政支出壓力，以此避免文明城市榮譽被撤銷。

(二)“創(chuàng)文”對地方債務融資的影響效應檢驗

表2報告了采用多期DID估計的結果。其中，did項系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明“創(chuàng)文”可顯著促進地方整體債務融資(lny)、市政基礎設施貸款(lnLoan)、城投債(lnCitybond)規(guī)模增長，假說1得到驗證，城市政府為“創(chuàng)文”而舉債是客觀存在的事實。從表2中控制變量系數(shù)來看，社會投資水平(lnopen)、城鎮(zhèn)化率(lnurban)、人口規(guī)模(lnnumpeo)、財政分權程度(lnFD2)、人均鋪裝道路面積(lnroad)的系數(shù)顯著為正，說明上述因素顯著促進了地方債務融資總額、市政基礎設施貸款總額及城投債規(guī)模增長；列(2)中人口密度(lndensity)、行政區(qū)域面積(lnarea)的系數(shù)顯著為負，說明城市人口密度越大、行政區(qū)劃面積越大，地方政府在市政公用設施建設方面的銀行貸款反而越少。

表2 “為創(chuàng)文而舉債”的基準回歸

表3報告了“創(chuàng)文”對地方債務融資的短期影響。2004年10月26日，中央文明委公布了“全國文明城市”評選標準，2005年10月27日公示第一屆評選結果，由于第一屆評選活動的時間窗口太短，該部分也未報告第一屆的估計結果。由于2020年之后的城市數(shù)據(jù)缺失嚴重，該部分也未報告第六屆的估計結果。如表3所示，盡管不同屆的did項估計系數(shù)存在差異，但均在1%水平上顯著為正，說明第二屆至第五屆“全國文明城市”評選活動都顯著提高了地方債務融資規(guī)模，再次表明“創(chuàng)文”活動在短期內(nèi)促進地方政府債務規(guī)模增長，假說1得以驗證。從系數(shù)值大小來看，列(1)～(4)中did項系數(shù)存在明顯增大趨勢，表明越晚創(chuàng)建“全國文明城市”，“創(chuàng)文”活動短期內(nèi)對地方債務融資規(guī)模的促進作用越大。

表3 “全國文明城市”評選對地方政府債務的短期影響

表4報告了“創(chuàng)文”活動后連續(xù)三年的估計結果，以此來檢驗“創(chuàng)文”和復查對地方債務融資的持續(xù)影響。其中，第五屆評選結果2017年11月公布，而采用的數(shù)據(jù)是2004-2018年的城市面板數(shù)據(jù)，難以檢驗第五屆“全國文明城市”評選活動對債務融資的持續(xù)影響，因此僅報告第二屆至第四屆的估計結果。如表4所示，列(1)～(9)中did項系數(shù)都是顯著為正，表明創(chuàng)建文明城市對地方債務融資規(guī)模存在至少三年的持續(xù)促進作用，且這種持續(xù)促進作用強度存在差異。具體來看，列(1)～(3)(第二屆)中did項系數(shù)是逐漸增大的，說明第二屆“全國文明城市”評選活動中參與“創(chuàng)文”對地方債務融資規(guī)模的促進作用在持續(xù)增強，而列(4)～(6)(第三屆)、列(7)～(9)(第四屆)的did系數(shù)呈現(xiàn)變小的趨勢，表明“創(chuàng)文”對地方債務融資的持續(xù)促進作用在減小。綜上，假說2得以驗證。

表4 “創(chuàng)文”對地方債務融資的持續(xù)影響

(三)機制檢驗

在“全國文明城市”評選期間，地方政府可能加大城市公用基礎設施投資力度，以改善城市基礎設施，從而達到物質(zhì)、生態(tài)等方面的評選要求，進而造成城市債務融資規(guī)模的擴張。如表5所示，列(1)中did項系數(shù)為0.36，且在1%水平上顯著，說明參與文明城市創(chuàng)建的確顯著提升了市政建設固定資產(chǎn)投資，直接效應顯著；結合列(2)的估計結果，基礎設施投資(lninvest)系數(shù)為0.712，在1%水平上顯著，一方面說明城市基礎設施投資與債務融資規(guī)模顯著正相關，另一方面說明“創(chuàng)文”通過提高基礎設施投資強度進而推高地方債務融資規(guī)模，其存在的中介效應達到0.256(0.360×0.712)。根據(jù)表2列(1)中did項系數(shù)0.902計算，中介效應占總效應的28.38%(0.256/0.902)，假說3得到驗證。進一步分析“創(chuàng)文”對市政建設銀行貸款余額、城投債余額的影響，表5列(3)中did項系數(shù)不顯著，列(4)中did項系數(shù)顯著為正，說明“創(chuàng)文”促進市政基礎設施投資增長過程中，既存在促進地方政府市政建設銀行貸款增長的完全中介效應，也存在促進地方投融資平臺債務增長的部分中介效應。由此可見，市政基礎設施投資(lninvest)在“創(chuàng)文”和地方債務融資規(guī)模之間起到了中介作用。假說3得到驗證。

表5 機制檢驗

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.基于PSM-DID的穩(wěn)健性檢驗。為避免樣本自我選擇偏誤的問題，即擁有較好發(fā)展水平的城市更傾向于參加“全國文明城市”評選活動，該部分運用PSM-DID進行穩(wěn)健性檢驗， 具體過程如下：采用傾向得分匹配法(PSM)從控制組中尋找與處理組盡可能相似(匹配)的對照組，在滿足處理組與對照組平行趨勢檢驗的基礎上，再采用雙重差分識別處理組與控制組之間在外生政策實施后的差異，以此來剔除參評城市事前特征帶來的影響，從而識別出“創(chuàng)文”對地方債務融資的影響。此部分協(xié)變量仍然與前文控制變量一致，通過Logit回歸估計傾向得分，并檢驗匹配結果，如圖2、圖3所示，可以看出匹配之前，協(xié)變量分布較為隨機和分散，但在匹配之后集中分布在x=0豎線附近，離散程度顯著下降，匹配后的樣本相對集中。

圖2 PSM-DID適用性檢驗(a)

圖3 PSM-DID適用性檢驗(b)

表6中列(1)～(3)報告了PSM-DID估計結果，列(1)是以地方債務總額作為被解釋變量的估計，其中did項系數(shù)在1%水平上顯著為正，說明在與獲評城市的各項指標相似的城市樣本中，如果這些城市同樣參與并成功獲評“全國文明城市”，那么城市債務規(guī)模將出現(xiàn)顯著提高。上述結論再次驗證假說1。此外，分別以市政建設中銀行貸款額(lnLoan)和城投債余額(lnCitybond)作為被解釋變量進行估計發(fā)現(xiàn)，表6中列(2)did項系數(shù)不顯著，列(3)did項系數(shù)在1%水平上顯著，即“創(chuàng)文”對市政公用設施建設銀行貸款余額的提升作用不顯著，而對地方融資平臺債務余額的提升作用非常顯著，說明“創(chuàng)文”期間地方政府傾向于通過地方融資平臺進行債務融資。

2.控制變量滯后一期。為避免控制變量內(nèi)生性問題對估計結論的影響，本文以控制變量的滯后項重新進行多期DID估計。從表6列(4)的檢驗結果可知，did項和控制變量系數(shù)與基準回歸基本保持一致。其中，did的系數(shù)為0.891，在1%的顯著性水平上為正，略小于基準回歸結果中的did項系數(shù)0.902，因此，采用控制變量滯后項緩解內(nèi)生性影響，沒有改變“參與文明城市創(chuàng)建顯著促進地方政債務融資規(guī)模增長”的結論，穩(wěn)健性檢驗通過。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

3.安慰劑檢驗。借鑒已有研究，為每個城市重新隨機賦予一個偽政策變量，并從中隨機選取一定城市數(shù)目作為偽實驗組，以2015年第四屆“全國文明城市”評選活動為例，對第四屆的65個“創(chuàng)文”城市生成偽實驗組，以此生成隨機處理效應對地方政府債務融資規(guī)模的沖擊，并重復500次隨機抽樣操作，得到安慰劑檢驗結果，如圖4所示：回歸系數(shù)的核密度圖以及p值與回歸系數(shù)的散點圖均呈現(xiàn)以x=0為對稱軸的正態(tài)分布模式。但是檢驗結果則顯示系數(shù)估計值在0.902附近，p值則在0.001水平上顯著，與隨機處理效應差距十分明顯。一方面說明安慰劑檢驗難以反映出“全國文明城市”評選活動顯著的政策處理效應，另一方面不僅說明“創(chuàng)文”與地方債務增長存在數(shù)據(jù)統(tǒng)計上的偶然正相關關系，而且驗證了“創(chuàng)文”的確推高了地方債務融資規(guī)模的基本事實。

圖4 安慰劑檢驗

(五)異質(zhì)性檢驗

1.城市人口規(guī)模層面。根據(jù)城市常住人口規(guī)模將所有城市分為超大和特大城市(500萬以上)、大城市(100萬～500萬)、中小城市(100萬以下)三類，估計結果如表7列(1)～(3)所示，did項系數(shù)顯著為正。其中，中小城市組系數(shù)最大，超大、特大城市組系數(shù)次之，大城市組系數(shù)最小，說明“創(chuàng)文”導致的債務融資規(guī)模增長效應表現(xiàn)出城市人口規(guī)模方面的差異，也說明“創(chuàng)文”面臨的財政支出壓力與城市人口規(guī)模有關，中小城市“創(chuàng)文”面臨的財政壓力最大，超大、特大城市次之，大城市最小。

表7 異質(zhì)性檢驗結果

2.區(qū)域異質(zhì)性。考慮到區(qū)位差異，本文對東、中、西部三個區(qū)域的城市樣本進行檢驗，如表7中列(4)～(6)所示，東部、中部地區(qū)估計結果的did項系數(shù)顯著為正，西部地區(qū)估計結果中系數(shù)不顯著為正，表明東部和中部地區(qū)城市“創(chuàng)文”對地方債務融資規(guī)模的影響顯著，而西部地區(qū)城市“創(chuàng)文”對地方債務規(guī)模的影響存在不確定性。

(六)拓展分析：“創(chuàng)文”、債務融資與經(jīng)濟增長

地方政府為創(chuàng)建“全國文明城市”而導致債務融資規(guī)模擴大，必然對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生影響，本文采用遞歸方程進行拓展研究，以此來檢驗為“創(chuàng)文”而舉債對地區(qū)國民生產(chǎn)總值(lnGDP)、地區(qū)國民生產(chǎn)總值增長率(lnRGDP)的影響，估計結果如表8所示。

表8中列(1)～(3)did項系數(shù)顯著為正，說明獲評“全國文明城市”和為“創(chuàng)文”而舉債可以顯著促進經(jīng)濟增長，其中，“創(chuàng)文”活動對經(jīng)濟增長的直接效應為0.232，而為“創(chuàng)文”而舉債對經(jīng)濟增長的間接效應為0.0866(0.866×0.1)，占總效應的26.89%(0.0866/0.322)。同時，表8中列(4)did項系數(shù)顯著為負，反映了“創(chuàng)文”對經(jīng)濟增長率產(chǎn)生了負面影響的總效應，通過列(5)和列(6)計算發(fā)現(xiàn)，城市政府為“創(chuàng)文”而舉債對經(jīng)濟增長率的負面間接效應為0.058(0.866×0.067)，占總效應的30.05%(0.058/0.193)，這種債務融資規(guī)模增長會導致地區(qū)經(jīng)濟增長動力不足?？梢?，地方政府為“創(chuàng)文”而舉債促進了地區(qū)經(jīng)濟增長，但不利于地區(qū)經(jīng)濟的長期持續(xù)健康增長。

表8 “創(chuàng)文”、債務融資與經(jīng)濟增長

五、結論與啟示

本文通過多期DID、PSM-DID等方法，識別“全國文明城市”評選活動對地方債務融資規(guī)模的影響效應與作用機制，研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)建文明城市可顯著促進地方債務融資規(guī)模增長，即為“創(chuàng)文”而舉債是客觀存在的政府行為，且這種促進作用還存在持續(xù)影響。異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，中小城市、超大與特大城市、大城市創(chuàng)建文明城市對債務融資規(guī)模的促進效應依次減弱；從區(qū)域差異來看，東部城市“創(chuàng)文”的債務融資規(guī)模增長效應最強，中部城市次之，西部城市不顯著；市政公用設施投資是“創(chuàng)文”活動促進地方債務融資規(guī)模增長的重要機制，既有促進地方市政建設銀行貸款規(guī)模增長的完全中介效應，也有促進地方投融資平臺債務融資增長的部分中介效應。拓展研究發(fā)現(xiàn)，為“創(chuàng)文”而舉債雖能在短期內(nèi)促進經(jīng)濟增長，但會導致地區(qū)經(jīng)濟增長動力不足。

基于以上結論，建議：第一，將地方債務相關指標納入《全國文明城市測評體系》，遏制地方政府盲目舉債、低效率投資等機會主義行為，避免加重地方財政負擔和出現(xiàn)短暫指標性文明；適當提高城市特色指標比例，優(yōu)化細化測評指標體系，實施差異化的測評政策，賦予不同級別城市平等的參評機會。第二，在當前化解地方債務和防范債務風險過程中，應規(guī)范地方政府債務融資模式，推動地方融資平臺市場化轉型，明確和優(yōu)化地方政府債務融資的支出范圍，完善債務風險預警機制，加強對不規(guī)范債務融資行為的監(jiān)督與問責，以防范發(fā)生系統(tǒng)性金融風險。第三，以創(chuàng)建文明城市為契機，促進城市治理體系建設與治理水平提升，優(yōu)化各類資源要素配置效率，充分發(fā)揮創(chuàng)建文明城市在企業(yè)發(fā)展、環(huán)境治理、社會環(huán)境、產(chǎn)業(yè)升級等方面的積極影響，提升城市品牌價值，打造良好的營商環(huán)境，推進城市文明與經(jīng)濟社會協(xié)調(diào)發(fā)展。