收稿日期：2023-11-26；修回日期：2023-12-20

基金項目： 湖南省社會科學基金項目（22YBA029）

作者簡介：袁旭宏（1986—），男，湖南寧鄉(xiāng)人，博士，湖南大學工商管理學院博士后，湖南科技大學商學院講師，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織理論，產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學。

摘要：基于“全國文明城市”評選活動的準自然實驗，依據(jù)2003—2021年282個地級市面板數(shù)據(jù)，運用多期DID、PSM-DID、安慰劑檢驗、反事實分析等方法，檢驗創(chuàng)建文明城市對地區(qū)居民消費的影響效應和作用機制。結果顯示：創(chuàng)建文明城市擴大了地區(qū)常住人口規(guī)模、增大了人口密度、提升了地區(qū)消費總量、降低了地區(qū)人均消費水平，且在城市商業(yè)發(fā)展水平、區(qū)位特征、常住人口規(guī)模方面具有異質(zhì)性。鑒于此，應多措并舉，因城施策，優(yōu)化評選體系與復查機制，提升城市治理水平，增強流動人口定居意愿，促進創(chuàng)建文明城市對地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的長期效應。

關鍵詞： “全國文明城市”評選；雙重差分法；地區(qū)居民消費

中圖分類號：F126．1文獻標識碼：A文章編號：1003-7217（2024）02-0145-09

一、引言

“全國文明城市”是反映城市整體文明水平的綜合性榮譽稱號，創(chuàng)建過程中需要持續(xù)投入大量的經(jīng)濟社會資源。創(chuàng)建文明城市（下文簡稱“創(chuàng)文”）過程中和獲評之后，對地區(qū)消費產(chǎn)生何種影響？存在何種作用機制？學界尚未給出一致結論，值得系統(tǒng)研究。目前，關于“創(chuàng)文”的經(jīng)濟影響效應研究集中在幾個方面。一是“創(chuàng)文”影響地方企業(yè)發(fā)展。“創(chuàng)文”通過激發(fā)企業(yè)家精神、提高企業(yè)高管素質(zhì)、外部強化制度監(jiān)管、改善社會信用環(huán)境等途徑促進企業(yè)承擔社會責任[1，2]；創(chuàng)建過程中，通過提高城市環(huán)境規(guī)制水平、轄區(qū)企業(yè)納稅遵從度[3]以及企業(yè)跨區(qū)域投資吸引力[4]、創(chuàng)新活力[5，6]、風險投資吸引力[7]等機制提升當?shù)仄髽I(yè)利潤率[8，9]；也有研究認為，文明城市評選并沒有促進城市經(jīng)濟增長和產(chǎn)業(yè)結構升級，反而顯著降低城市企業(yè)的利潤率，抑制城市企業(yè)發(fā)展[10，11]。二是“創(chuàng)文”影響勞動力流動。文明城市的品牌價值顯著提高當?shù)亓鲃尤丝诘木恿粢庠负途蜆I(yè)概率[12，13]，評選活動激勵地方政府提高包括教育、醫(yī)療、文體、交通和環(huán)境保護在內(nèi)的公共服務供給水平[14]，短期內(nèi)提高流動人口對城市的關注度，吸引流動人口向城市集聚[15]。三是“創(chuàng)文”影響地區(qū)經(jīng)濟?！皠?chuàng)文”通過品牌信號傳遞、公共價值提升、產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化、科學技術創(chuàng)新等渠道，顯著促進地區(qū)經(jīng)濟增長[16-19]和產(chǎn)業(yè)結構升級[18]，在城市等級[19]、當選期數(shù)[17]方面存在異質(zhì)性。四是“創(chuàng)文”影響地方債務。參評城市通過增加公用設施投資和公共服務支出，刺激地方融資平臺的融資需求，城市榮譽帶來的財政收入效應、土地金融效應顯著提高了融資平臺的融資能力[20]，持續(xù)促進地方債務融資規(guī)模增長[21，22]。五是“創(chuàng)文”影響生態(tài)環(huán)境?！皠?chuàng)文”有利于提高城市綠色TFP和綠色創(chuàng)新技術水平，增加綠色新型專利申請數(shù)量，有效促進產(chǎn)業(yè)結構升級，從而改善地區(qū)生態(tài)環(huán)境[23-25]。同時，“全國文明城市”評選活動具有鮮明的政治激勵作用，地方政府通過強化企業(yè)源頭防治、鼓勵采用清潔生產(chǎn)技術、引進高質(zhì)量綠色企業(yè)等方式實現(xiàn)區(qū)域減排[26]。

當前，正處于百年未有之大變局，通過挖掘國內(nèi)消費市場潛力、擴大內(nèi)需，加快構建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進的新發(fā)展格局，成為我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關鍵環(huán)節(jié)。在此背景下，以歷屆“全國文明城市”評選活動作為準自然實驗，從地區(qū)消費總量和人均消費兩個維度，依據(jù)2003—2021年282個地級市面板數(shù)據(jù)，運用多期DID、PSM-DID、安慰劑檢驗、反事實分析等方法，探討創(chuàng)建文明城市對地區(qū)居民消費的影響效應與作用機制，對于探索城市文明建設、擴大內(nèi)需具重要的理論與現(xiàn)實意義。

二、理論機制與研究假說

截至2023年，我國共開展了7屆“全國文明城市”評選活動。參評前，參評城市需滿足申報前連續(xù)兩年人均GDP高于全國平均水平，12個月內(nèi)未發(fā)生重大安全事故、重大刑事案件等申報條件。評選過程中，考核涉及廉潔高效的政務環(huán)境、公正公平的法治環(huán)境、安居樂業(yè)的生活環(huán)境、可持續(xù)發(fā)展的生態(tài)環(huán)境等7大項、37個子項、119個小項，以及反映城市精神文明創(chuàng)建工作特色、城市整體形象的4個特色指標。測評方式上，廣泛采用聽取匯報、材料審核、問卷調(diào)查、網(wǎng)絡調(diào)查、實地考察、整體觀察6種方法，并結合暗訪、復查等辦法，在評選期間和獲評之后，進行持續(xù)監(jiān)督和評估。獲評“全國文明城市”后，當?shù)卣€需持續(xù)投入，確保通過后續(xù)周期性的復評。從參評條件、評選標準及評選方式來看，參評城市完全有動機采取債務融資、增加基礎設施供給、優(yōu)化營商環(huán)境、加大招商引資力度等方式改善城市軟硬環(huán)境，促進經(jīng)濟發(fā)展，必然影響地區(qū)居民消費。值得注意的是，“創(chuàng)文”促進地區(qū)經(jīng)濟總量增長，也會導致地區(qū)經(jīng)濟增長動力不足[21]，因此，“創(chuàng)文”提升地區(qū)經(jīng)濟總量過程中，提升了地區(qū)消費總量，但并不意味著促進人均消費水平的提升，人均消費水平與收入增長、人口增長有關。為此，從地區(qū)消費總量與地區(qū)人均消費兩個維度，探討“創(chuàng)文”對地區(qū)消費的影響。

一是對于地區(qū)消費總量而言，城市參與“全國文明城市”評選活動，必然增加基礎設施等城市建設投資，不斷改善營商環(huán)境，城市品牌效應能夠為城市吸引更多的投資和企業(yè)，在促進地區(qū)經(jīng)濟增長過程中，提升地區(qū)居民消費總量；隨著城市人口規(guī)模的擴大，促進規(guī)模經(jīng)濟效應和產(chǎn)業(yè)結構升級，城市向服務型和消費型城市轉型，進而提高居民總體消費水平。

二是對于地區(qū)人均消費而言，城市獲評“全國文明城市”之后，品牌效應會吸引更多企業(yè)遷入，創(chuàng)造大量的工作崗位，吸引勞動力流入，擴大城市人口規(guī)模，如果人均收入水平提升有限，抑或人口規(guī)模增長速度快于消費總量增長率，完全有可能出現(xiàn)“創(chuàng)文”導致人均消費水平下降的情況；反之則上升。因此，“創(chuàng)文”有可能通過影響地區(qū)人均購買力（人均GDP、可支配收入水平、在崗職工工資水平）來影響人均消費，也有可能因人口增長快于消費總量增長而導致人均消費水平下降?；诖?，提出以下假說：

假說1“創(chuàng)文”有助于提升地區(qū)居民總體消費水平。

假說2“創(chuàng)文”對居民人均消費水平產(chǎn)生抑制效應。

假說3“創(chuàng)文”顯著降低地區(qū)人均購買力，進而對地區(qū)人均消費水平產(chǎn)生抑制效應（機制1）。

假說4“創(chuàng)文”顯著提升地區(qū)人口規(guī)模增長率，難以顯著提升地區(qū)消費總量增長率，進而表現(xiàn)出對地區(qū)人均消費水平的抑制效應（機制2）。

假說5獲評“全國文明城市”后，評選活動對參評城市對地區(qū)消費總量的促進作用、對地區(qū)人均消費的抑制作用具有持續(xù)性。

通常而言，同一項政策在不同地區(qū)可能產(chǎn)生差異化的政策效果。本文從城市商業(yè)水平、地域特征、城市人口規(guī)模三個方面，探究評選活動對地區(qū)消費的異質(zhì)性影響，并進一步關注人口因素、地區(qū)教育、經(jīng)濟增長率以及地區(qū)經(jīng)濟開放程度可能存在的調(diào)節(jié)效應。

三、模型設計與變量選取

（一）模型設計

“全國文明城市”評選活動可視為影響地區(qū)居民消費的外生政策變量，可視作一項重復實施的準自然實驗。其影響效應、作用機制及實證邏輯見圖1?？紤]到城市“創(chuàng)文”時點差異，采用雙固定漸進式雙重差分模型（即多期DID）進行估計。模型設計如下：

其中，i和t分別表示城市和年份，yit為城市居民消費水平，didit代表城市i在t年份是否入選文明城市，該城市“創(chuàng)文”當年以及以后年份取值為1，否則為0，分別代表“處理組”和“對照組”，β1衡量創(chuàng)建文明城市對地區(qū)居民消費的影響；∑βnControlit表示控制變量；μi和σt分別表示城市個體固定效應和時間固定效應；εit為隨機擾動項。

（二）變量說明

采用中國2003—2021年地級以上城市面板數(shù)據(jù)進行實證分析，數(shù)據(jù)均來自《中國統(tǒng)計年鑒》、《中國城市統(tǒng)計年鑒》、中國文明網(wǎng)。自2005年起每3年評選一次，截止到2023年共舉辦7屆，評選出146個地級市。為避免異常值影響，對除人口流動率、經(jīng)濟增長率以外的數(shù)據(jù)進行對數(shù)處理，在1%水平上進行縮尾處理，最終得到5026個有效樣本，變量描述性統(tǒng)計見表1。

1.被解釋變量。地區(qū)居民消費：社會消費品零售額的對數(shù)值（ln_trscg）衡量居民總體消費水平；社會消費品零售額與地區(qū)常住人口規(guī)模的比值的對數(shù)值衡量地區(qū)人均消費水平（ln_cop）。

2.核心解釋變量?！皠?chuàng)文”（did）：根據(jù)中國文明網(wǎng)公布的一至六屆“全國文明城市”評選活動時間和文明城市名單來設定。

3.控制變量。第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重的對數(shù)值（ln_thigdp）來衡量產(chǎn)業(yè)結構；人均綠地面積的對數(shù)值（ln_green）衡量人居環(huán)境；外商投資企業(yè)總產(chǎn)值的對數(shù)值（ln_for）衡量社會投資狀況；在崗職工人數(shù)對數(shù)值（ln_worker）衡量就業(yè)規(guī)模；地方公共財政支出的對數(shù)值（ln_final）衡量地方財政支出水平。

4.中介變量。采用地區(qū)人均GDP、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、在崗職工工資總額表示地區(qū)居民人均購買力。

5.調(diào)節(jié)變量。參考人口自然增長率等概念設定人口流動率（flo），計算如下：[（當年常住人口-上年常住人口）-當年平均人口數(shù)×當年人口自然增長率]/上年年末常住人口；普通高等學校專職教師人數(shù)對數(shù)值（ln_stp）和普通高等學校數(shù)對數(shù)值（ln_school）表示地區(qū)教育水平；地區(qū)總產(chǎn)值增長率（gro）表示經(jīng)濟增長率；規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)外資企業(yè)數(shù)的對數(shù)值（ln_Fcom）表示經(jīng)濟開放水平。

四、實證結果分析

（一）平行趨勢檢驗

通過平行趨勢檢驗是進行雙重差分估計的前提，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，則無法識別“創(chuàng)文”對地區(qū)消費產(chǎn)生的影響。通過采用事件研究法（ESA）估計并繪制平行趨勢圖（見圖2、圖3）。圖2、圖3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8期和后6期，為避免多重共線性問題，選擇刪除前一期（-1）作為基準組。從圖2、圖3來看，“創(chuàng)文”之前，處理組和控制組的置信區(qū)間包含0值，表明實驗組和對照組的地區(qū)消費總量和人均消費水平不存在顯著差異。圖2中，在“創(chuàng)文”當年及之后，處理組和控制組之間差異顯著增大，居民消費總量呈現(xiàn)增長趨勢，表明“創(chuàng)文”對地區(qū)居民消費具有顯著的促進作用，且這種促進作用在獲評當年就會顯現(xiàn)出來。圖3中，“創(chuàng)文”當年人均消費水平出現(xiàn)了明顯下降，且處理組和控制組的置信區(qū)間出現(xiàn)了不包含0值的情況，說明“創(chuàng)文”后第二年處理組和控制組差異在增大，但這種變化存在滯后性。由此可知，根據(jù)“全國文明城市”評選活動構建的多期DID模型滿足平行趨勢條件。

（二）基準回歸

采用雙固定多期DID模型探討“創(chuàng)文”對地區(qū)消費總量、人均消費水平的影響（見表2）。在對消費總量估計中did系數(shù)為0.0799，在1%水平顯著，說明“創(chuàng)文”具有顯著促進地區(qū)消費總量增長的效應，假說1得到驗證。在對人均消費水平估計中did系數(shù)為-0.0357，在5%水平顯著，說明“創(chuàng)文”對人均消費水平具有顯著抑制效應，假說2得到驗證。可見，“創(chuàng)文”顯著促進地區(qū)消費總量，但也會顯著抑制人均消費。

嘗試探索可能存在的機制，發(fā)現(xiàn)以下兩個方面對上述結論具有解釋力。第一，采用代表地區(qū)人均購買力的人均GDP（ln_pgdp）、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入（ln_inco）、在崗職工工資水平（ln_wage）進行中介效應分析（表2“機制1”）發(fā)現(xiàn)did系數(shù)為-0.0357，在5%水平顯著，說明“創(chuàng)文”對人均消費水平的總效應為0.0357，列3、列5、列7中did系數(shù)為-0.0693、-0.0374、-0.0471，且都是顯著為負，說明“創(chuàng)文”導致人均GDP、城鎮(zhèn)居民人均可支配收入、在崗職工工資水平下降的直接效應顯著，結合列4、列6、列8可知，人均GDP與在崗職工工資水平存在部分中介效應，城鎮(zhèn)居民人均可支配收入存在完全中介效應，其中介效應分別為-0.0072（-0.0693×0.104）、-0.0316（0.0374×0.847）、-0.0042（-0.0471×0.0899），分別占總效應的20.2%、88.5%、11.7%，可見，“創(chuàng)文”導致地區(qū)人均購買力下降，使得人均消費下降。同時，Sobel檢驗、Bootstrap檢驗表明代表人均購買力的三個因素在“創(chuàng)文”與地區(qū)人均消費之間的中介效應顯著，假說3得到驗證。第二，地區(qū)常住人口增長快于地區(qū)消費總量增長，可能是“創(chuàng)文”促進地區(qū)消費總量、抑制人均消費水平的原因。表2列9“創(chuàng)文”對地區(qū)消費總量增長率的did系數(shù)不顯著為正，而列10關于人口增長率（tpzzl）的did系數(shù)為0.0155，在10%水平顯著，說明“創(chuàng)文”顯著提高地區(qū)常住人口規(guī)模增長率，但不能顯著提高地區(qū)消費總量增長率，進而出現(xiàn)“創(chuàng)文”導致地區(qū)人均消費下降的效應，假說4得到驗證。

通過對評選活動后4年的連續(xù)估計揭示“創(chuàng)文”對地區(qū)消費的長期影響（見表3），在對地區(qū)消費總量的估計中did系數(shù)顯著為正，說明“創(chuàng)文”顯著提高地區(qū)居民消費總量的效應存在持續(xù)性；關于人均消費水平的估計中（列5～列8）did系數(shù)都是顯著為負，說明“創(chuàng)文”導致地區(qū)人均消費下降的效應同樣具有持續(xù)性。假說5得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.PSM-DID穩(wěn)健性檢驗。為了克服實驗組與控制組之間的系統(tǒng)差異，利用PSM-DID方法進行穩(wěn)健性檢驗。首先，采用是否獲評“全國文明城市”稱號的虛擬變量對一系列控制變量進行Logit回歸，得到傾向得分值最接近的城市樣本構成與實驗組城市配對的對照組。其次，運用配對的實驗組與對照組檢驗是否滿足共同支撐假設，若實驗組與對照組之間不存在顯著差異，則穩(wěn)健性檢驗通過。匹配前實驗組與對照組傾向得分值的概率密度存在明顯差異（見圖4、圖5中左圖），匹配后處理組與對照組之間的概率密度分布明顯趨于一致（圖4、圖5中右圖），符合可比性要求。從PSM-DID估計可知，消費總量水平的PSM-DID估計系數(shù)為0.0306，在5%水平顯著（表4列1），人均消費水平的PSM-DID估計系數(shù)為-0.0524，在1%水平顯著［見表4列（2）］，與基準回歸保持一致，表明“創(chuàng)文”提升地區(qū)居民消費總量、抑制人均消費水平的結論具有穩(wěn)健性。

2.安慰劑檢驗。借鑒前人研究，為各城市隨機賦予獲評“全國文明城市”的偽政策變量，隨機選取一定數(shù)量的城市構建偽實驗組，通過迭代1000次估計得到安慰劑檢驗核密度圖，以此模擬政策處理效應對地區(qū)消費的影響。如圖6、圖7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，系數(shù)估計值分別在0.08、-0.03附近，且對應P值均在0.001水平顯著，安慰劑檢驗表明通過設置偽實驗組難以檢驗“創(chuàng)文”對地區(qū)消費的政策處理效應，也說明“創(chuàng)文”提升地區(qū)消費總量、抑制人均消費的基本事實，多期DID、PSM-DID估計結果具有穩(wěn)健性。

3.反事實檢驗?？紤]“創(chuàng)文”必須滿足參評條件，為了獲得參評資格，城市政府可能提前準備，以此保證在最終評選前達到要求。因此，將每屆“全國文明城市”評選活動年份提前1年，通過設定偽政策變量進行反事實檢驗。表4所示，將政策時間提前一年（列3、列4）的估計結果中，關于居民消費總量（ln_trscg）和人均消費水平（ln_cop）的did系數(shù)均不顯著，反事實檢驗結果與基準回歸結果之間差距比較大，說明基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

五、異質(zhì)性與調(diào)節(jié)作用分析

（一）異質(zhì)性分析

1.商業(yè)發(fā)展水平。根據(jù)《2023中國城市商業(yè)魅力排行榜》對地級市商業(yè)發(fā)展水平的分類，將一線、新一線合并為一線城市組，三線及以下城市合并為三線城市組（表5）。從居民消費總量來看，二線城市樣本估計的did系數(shù)不顯著，一線和三線城市樣本估計的did系數(shù)分別在5%、1%水平顯著為正；從人均消費水平來看，僅一線城市樣本估計的did系數(shù)在1%的水平顯著為負，說明“創(chuàng)文”對居民消費總量和人均消費水平的影響存在商業(yè)發(fā)展水平的異質(zhì)性。

區(qū)域異質(zhì)性。對東、中、西部三個區(qū)域的城市樣本估計發(fā)現(xiàn)（表6）：對居民消費總量的估計中，東部地區(qū)did系數(shù)為0.0659，在5%水平顯著，中部地區(qū)did系數(shù)為0.166，在1%水平顯著，西部樣本估計結果不顯著，說明東、中部地區(qū)城市“創(chuàng)文”對居民總體消費水平的促進作用更強烈。從人均消費水平來看，三個地區(qū)的樣本估計中的did系數(shù)均不顯著。

人口規(guī)模異質(zhì)性。根據(jù)《國務院關于調(diào)整城市規(guī)模劃分標準的通知》中超大城市、特大城市、大城市、中等城市和小城市的劃分標準，將超大城市、特大城市合并為特大城市組，中等城市和小城市合并為中小城市組，從人口規(guī)模層面來檢驗“創(chuàng)文”對居民消費的異質(zhì)性影響（表7）。從總體消費水平來看，三類城市樣本估計的did系數(shù)均顯著為正，其中，中小城市樣本did系數(shù)最大，大城市樣本did系數(shù)次之，特大城市樣本did系數(shù)最小。從人均消費水平來看，特大城市樣本估計的did系數(shù)顯著為負，大城市樣本did系數(shù)不顯著，中小城市樣本did系數(shù)顯著為正，說明“創(chuàng)文”對特大城市人均居民消費存在顯著的抑制作用，中小城市“創(chuàng)文”既能促進地區(qū)消費總量，還能提升人均消費水平。

（二）調(diào)節(jié)因素分析

構建人口密度、人口流動率、地區(qū)教育水平（普通高等學校專職教師人數(shù)、普通高等學校數(shù)量）、經(jīng)濟增長率以及地區(qū)開放水平共6個調(diào)節(jié)因素與政策虛擬變量（did）的交互項，探索上述因素在“創(chuàng)文”與地區(qū)消費之間可能存在的調(diào)節(jié)效應（表8）。表8列1是人口密度的調(diào)節(jié)效應估計結果，發(fā)現(xiàn)在“創(chuàng)文”顯著提升地區(qū)消費總量的主效應下，交互項的系數(shù)顯著為負，結合前文“創(chuàng)文”顯著促進地區(qū)常住人口增長率的結論，可知隨著地區(qū)人口密度的提高，將顯著削弱“創(chuàng)文”對地區(qū)消費總量的促進作用，即對人口密度的提高產(chǎn)生了負向調(diào)節(jié)作用。列2～列6是關于人口流動率、普通高等學校專職教師人數(shù)、普通高等學校數(shù)量、經(jīng)濟增長率以及地區(qū)開放水平的調(diào)節(jié)效應估計結果，在“創(chuàng)文”顯著抑制人均消費增長的主效應下，所有交互項系數(shù)都是顯著為正，說明人口流動率、普通高等學校專職教師人數(shù)、普通高等學校數(shù)量、經(jīng)濟增長率以及地區(qū)開放水平均具有削弱“創(chuàng)文”表8

抑制人均消費水平的作用，即上述5個因素產(chǎn)生了負向調(diào)節(jié)作用。

六、結論與建議

基于“全國文明城市”評選活動的準自然實驗，依據(jù)2003—2021年282個地級市面板數(shù)據(jù)，運用多期DID、PSM-DID、安慰劑檢驗、反事實分析等方法，檢驗“創(chuàng)文”對地區(qū)居民消費的影響效應和作用機制。結果顯示：“創(chuàng)文”擴大了地區(qū)常住人口規(guī)模、增大了人口密度、提升了地區(qū)消費總量、降低了地區(qū)人均消費水平，且在城市商業(yè)發(fā)展水平、區(qū)位特征、常住人口規(guī)模方面具有異質(zhì)性。

建議：第一，優(yōu)化評選體系與復查機制。在以地區(qū)人均GDP高于全國平均水平作為參評前置條件的基礎上，根據(jù)地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平增設居民消費相關的評選指標，并納入《全國文明城市測評體系》和復查機制，遏制地方政府過度舉債、重復建設、盲目翻新市政設施等低效投資行為，避免出現(xiàn)指標性文明、政績粉飾等機會主義行為，提升“全國文明城市”評選活動促進地區(qū)經(jīng)濟社會發(fā)展的長期效應。第二，提升城市治理水平。以“全國文明城市”評選活動為契機，完善城市基礎設施建設，改善公共服務供給，營造良好營商環(huán)境，提升地區(qū)技術創(chuàng)新能力，促進產(chǎn)業(yè)結構轉型升級、經(jīng)濟健康發(fā)展。第三，增強流動人口定居意愿。發(fā)揮“全國文明城市”的品牌效應和消費規(guī)模效應，加強流動人口社會福利保障、普及公共醫(yī)療保險，解決流動人口子女就近入學等問題，有效留住高端人才，擴大地區(qū)常住人口規(guī)模，激發(fā)地區(qū)消費的規(guī)模效應。第四，多措并舉，因城施策。落實穩(wěn)就業(yè)促增收政策，強化群體性支持和幫扶，開拓農(nóng)村消費市場、優(yōu)化消費環(huán)境、培育消費新業(yè)態(tài)新模式，提升地區(qū)居民的消費質(zhì)量。

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（責任編輯：鐘瑤）