城市更新驱动经济高质量发展效应研究
王蔚然,梁明俏,苏 敏,郭 辉
(西安财经大学 管理学院,陕西 西安 710100)
2021年,中国常住人口城镇化率已经超过60%,由于早年在城市快速发展时期难免以牺牲土地、资源和环境为代价,城市普遍面临着交通拥堵、环境污染、公共服务不足、基础设施短板和城市空间结构不适应产业转型升级需求等问题,严重阻碍和约束了城市的进一步发展[1-2]。“十四五”时期,面临“百年未有之大变局”,中国经济发展向更高质量阶段迈进,畅通国内大循环、建设创新型城市以及城市空间布局再优化都将成为“十四五”时期中国经济发展的重要内容。2021年“两会”,中国政府首次将“城市更新”写入工作报告,明确“十四五”期间要深入推进以人为核心的新型城镇化战略,实施城市更新行动,完善住房市场体系和住房保障体系,提升城镇化发展质量。2022年,住建部将“实施城市更新行动”作为推动城市高质量发展的重大战略举措。作为国家战略,政府将通过城市更新来推动城市结构优化、功能完善和品质提升,着力提升城市环境质量、人民生活质量和城市竞争力,不断满足人民群众对城市宜居生活的需求。
城市更新的概念最早起源于西方,荷兰海牙召开城市更新第一次研究会指出,城市更新是在城市老化地区实施改造建设,改善城市当时面临的卫生设施缺乏、交通拥挤、服务和基础设施不全等问题[3]。丁凡和伍江提出城市更新表达的是一种对衰落的应对状态,是既有建成环境管理和规划的一个方面,而不是新的城市化的规划和开发[4]。虽然概念没有统一的说法,但城市更新普遍被认为是为了解决城市中影响甚至阻碍城市发展的问题,激发城市活力,促使城市经济可持续发展。针对城市更新对经济的影响,国外学者Jacobs提出城市的社会经济活力在于通过更新的手段实现城市多种功用的混合,为各种功用提供足够的空间[5]。Albanese等对意大利开展的城市更新项目进行了评估,发现城市更新对更新区域周边的房价有积极作用[6]。国内相关研究指出,城市更新通过盘活存量土地资源,形成新工业、新商住、新生态等集聚区,结合干预政策,释放“过剩”产能,推动当地经济高质量发展[7]。张楠和刘慧以双循环新发展格局为视角,认为建构双循环发展格局需要推动城市更新,扩大城市内需,提升城市消费能力[8]。目前来看,针对中国城市更新对经济影响的实证研究较少,相关研究主要包括:倪建伟和张宇翔以人均可支配收入评估城市更新政策是否推动了经济增长,计算出分值为4.033,处于较好的级别[9];刘彩霞和陈安平指出深圳的城市更新是为创新型城市的经济发展提供空间保障,认为城中村改造(城市更新的重要内容)推动经济社会结构变革[10]。显然,针对城市更新对经济影响的研究还不是很充分。
城市建设是现代化建设的重要引擎,是构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局的重要支点。为厘清城市更新和经济高质量发展之间的关系,本文将城市更新视为一项准自然实验。首先,本文利用PSM方法解决样本中由不可观测因素导致的内生性问题;其次,通过DID方法分析城市更新对经济高质量发展的净效应;再次,比较区域异质性,了解城市更新对不同区域经济高质量发展的影响;最后,进行中介效应检验,探索城市更新促进经济高质量发展的作用机制。
选取实验组和对照组进行双重差分估计,创新之处在于:在研究视角上,将实施“城市更新”行动作为研究的切入点,检验了城市更新与经济高质量发展之间的关系,验证城市更新行动对经济高质量发展的积极作用,这是对以往理论的拓展;在研究内容上,积极探索了城市更新与经济高质量发展之间的关系,实证检验了城市更新对经济高质量发展的影响机制,进一步拓展了城市更新的研究范围;在研究方法上,将PSM-DID方法和中介效应分析方法相结合,以城市更新作为切入点,识别和检验城市更新对于经济高质量发展的直接促进效应和影响机制,为城市更新对于经济高质量发展的促进作用提供了理论和经验解释。
在中国推动经济高质量发展的背景下,向外围无限扩张、大拆大建的开发建设方式已经是过去式,围绕城市核心区开始的以存量资源开发为主的城市更新成为新时期城市发展的主流。回顾城市以往多年的发展路径,可以发现城市更新对经济的传导机制主要体现在发展产业、吸引投资、促进消费和文旅融合四个方面[11]。本部分通过深入剖析城市更新作用于经济高质量发展的四条影响路径(见图1),阐述二者之间的作用机制,进而提出相应的研究假说。
图1 城市更新对经济高质量发展的作用机制
城市更新与产业发展充分结合可以激发更新区和城市的活力[12]。城市转型发展理论认为城市会往高端化、高值化的产业方向转型,城市更新会促进高附加值的现代服务业和高新技术产业向城市中心区集聚,同时促使低附加值的制造业外迁,从而优化城市产业空间布局[13]。产业结构对经济发展水平影响显著,围绕城市更新对产业的发展,主要有三个方面来体现。一是城市更新充分利用有限资源,实现资源要素重新配置。资源要素倾向于在产业之间流动,通过城市更新引导资本流向,使得资本、土地和劳动力等要素重新配置,聚集优势产业,催化产业升级,实现产业结构调整,形成产业集聚带,促进产业空间链形成。二是通过城市更新优化产业布局规划,升级产业结构。城市集聚信息流、人流与资金流,随着城市的发展,知识密集型的企业、高附加值的现代服务业和高新技术产业对创新创业空间需求量巨大,而老旧城区有大量的存量物业,通过城市更新行动,引入优质的第三产业,类似金融、商务、法律、教育培训以及像网络、通讯、IT行业等这种对办公空间有大量需求的企业,能够盘活存量物业,升级产业结构,从而形成新的经济增长点。三是通过城市更新盘活老城区的低效存量用地。城市更新主要是老城区的更新,老城区土地利用低效,通过城市更新坚持留改拆并举,将有限的土地资源向高附加值的产业上倾斜,吸引高端企业落地,对用地效益低下的土地和空间进行有计划的整合改造,实施功能转换、结构升级,淘汰低端企业,疏解非核心功能,高度实现空间的集约化利用,提升土地利用效益,升级产业,推动城市精明增长,重振老城区经济活力。因此,本文提出假设1:
H1:城市更新通过发展产业促进经济高质量发展。
城市更新所产生的投资需求巨大,政府创新投资机制,制定投资政策,创造更多途径便于社会资本参与城市更新项目。有学者认为,城市更新具有巨大的投资增长潜力,初步估计,中国城市更新投资规模2030年将增加至9万亿元,年均增速超过10%[14]。城市更新的核心是城市品质与质量的提升,城市的更新与改造通过与“新基建”的结合,围绕建设智慧城市、生态城市等更新内容,其投资需求巨大,是万亿级的投资大市场。据估计,仅老旧小区绿色节能改造就能产生15万亿投资需求[15]。同时,政府通过制定城市更新引导基金,统筹产业补贴、贷款贴息、税费减免等投资政策,吸引专业的市场机构参与基础设施项目运营管理,提高投资建设和运营管理效率,有利于对资产管理实现增值。例如,上海市成立专项城市更新基金,总规模约800亿元,为目前全国规模最大的城市更新基金。因此,通过城市更新行动,能够吸引投资,激活市场投资活力,促进社会资本参与城市更新,促进经济发展。基于以上分析,提出本文假设2:
H2:城市更新通过吸引投资促进经济高质量发展。
城市更新能够激发商业活力,释放消费潜力。城市更新产业具有消费波及效应,城市更新的产业关联使得有关部门扩大生产、提高效益,通过刺激消费使得社会最终需求增加,而这又反过来刺激各部门生产的进一步扩大,波及效应经过一轮又一轮累加,从而释放消费潜力[16]。通过城市更新能够提升商业品质、促进消费升级,其原因主要是以下两点:第一,城市更新涉及对城市中经营模式落后的商业区域进行更新[17]。旧商业区或者运营不善的商业区经过更新改造,引入优质商业,产生集聚效应,形成产业集群,吸引人流,形成浓厚的商业氛围,推动街区品质提升,从而带动消费增长。第二,城市更新改善了商业街区的基础设施,优化购物体验。中国2000年以前建成的老旧小区约有17万个,在水电、道路、通信、卫生等方面存在严重的基础设施老化与不足的问题,这些问题已经严重阻碍了城市商业的发展,也难以吸引优质的商业品牌。在城市更新过程中,通过公共服务设施的完善促进公共消费的发展,激发居民消费潜力,提高居民消费质量,促进当地经济的良性循环发展,同时也可以通过培育城市社区商业、社区新型服务等方式来实现新型消费的普及和发展,最终实现更高质量的城市发展。因此,城市更新可以完善城市社区商业场景,刺激消费。基于此,本文提出假设3:
H3:城市更新通过促进居民消费推动经济高质量发展。
文旅融合作为激发经济活力的一种手段,是城市寻求经济转型的重要方向[18]。文化是一个城市的标志性和独特性的体现,是维系城市记忆的基础,是城市活力的重要来源。在城市更新导向下,文化和旅游的融合对于区域经济发展的带动和辐射作用十分显著[19],一方面,通过城市更新保留城市肌理和文化风貌,理顺城市文化发展脉络和塑造城市形象,能够实现社会价值、文化价值、经济价值的重构。另一方面,在城市更新过程中,通过挖掘文脉打通商脉,可以开发城市文旅资源。城市更新引入现代商业元素,通过文化营销和系统运营打造消费热点,扩大历史文化规模效应,突破原有“食、住、行、游、购、娱”各自边界的束缚,既能保留城市的风貌,又能集聚生产要素,衍生新业态,激发出创造性的商业模式,打造新旧交融的城市商业文化,有效带动文化创意产业和旅游产业的发展,从而提升城市的经济活力。因此,文化和旅游产业在城市更新进程中发挥着“催化剂”作用,是推动城市经济转型的新引擎。基于此分析,本文提出假设4:
H4:城市更新通过文旅融合促进经济高质量发展。
(一)数据来源
实施城镇老旧小区改造是城市更新行动的先手棋,而且已经产生了丰富的数据,因此基于数据的可获得性,本研究以老旧小区改造为研究对象,分析城市更新对经济高质量发展的影响。2017年,住建部在厦门举办了老旧小区改造试点工作座谈会,确定了15个老旧小区改造试点城市,目的是探索城市老旧小区改造的新模式,为推进全国老旧小区改造提供可复制、可推广的经验。试点政策在广州、长沙、沈阳、宁波、厦门、淄博、柳州、秦皇岛、呼和浩特、鞍山、宜昌、许昌、韶关、张家口和攀枝花等15个城市进行。本文根据城市的经济、文化教育、发展、工业等多个方面,将设立的15个老旧小区试点城市进行城市级别划分,其中一级城市有广州,二级城市有长沙、沈阳,三级城市有宁波、厦门,四级城市有淄博、柳州、秦皇岛、呼和浩特、鞍山、宜昌、许昌,五级城市有韶关、张家口,六级城市有攀枝花,并且这些地区分布在中国的东部、中部和西部[注]根据《中共中央国务院关于促进中部地区崛起的若干意见》和《国务院发布关于西部大开发若干政策措施的实施意见》对中国经济区域的划分,中部包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南等6省,西部包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏和新疆等12省(自治区、直辖市)。。考虑到城市数据的可获得性、准确性和完整性,本研究使用的大部分数据来自《中国城市统计年鉴》,对部分缺失值采用插值法予以补齐。此外,根据城市级别,另在全国范围内随机选取85个城市进行分析,为模型测算提供依据。因此,本研究将2017年作为老旧小区改造元年,选取2010年至2019年为研究的时间区间。
(二)模型设定
1.双重差分法(DID)
DID能解决样本的内生性问题,多被用于政策效应评估,而且这一政策效应评估方法已广泛运用于分析政策对区域经济发展的影响[20-23]。为排除其他特殊政策或不可观察的特征等影响地区经济高质量发展的可能性,本文采用双重差分法,通过比较试点城市(实验组)和非试点城市(对照组)的经济增长,可以得出城市更新的经济效果。
2.倾向得分匹配法(PSM)
PSM可以解决样本选择偏差。由于中国城市的发展是不完全同步的,因此各个城市之间的发展具有很大的差异,很难实现时间效应的一致。DID方法的运用需要满足所选取的样本数据要具有共同趋势,即实验组和对照组城市的特征在各方面要尽可能地相似。为了解决这一问题,本文采用倾向得分匹配法来消除样本的选择偏误。
DID通过双重差分能解决样本的内生性问题,但是无法避免样本选择偏差的问题;PSM能很好地解决样本选择的问题,但是无法解决因变量遗漏而产生的内生性问题。基于此,本文最终将两者相结合,即采用PSM-DID方法,从而更加科学准确地评估基于老旧小区改造的城市更新对经济高质量发展的影响。
3.中介效应分析
中介效应除了可以分析城市更新本身对经济高质量发展的影响,也可以检验城市更新是否通过其他变量来影响经济高质量发展。本文拟采用中介效应分析方法验证前文中城市更新对经济高质量发展的作用机制是否存在。DID可以评估城市更新试点政策对经济高质量发展的影响而具体通过哪方面机制作用于经济高质量发展,作用程度如何,需要进一步通过中介效应进行验证。因此,通过PSM-DID方法和中介效应分析方法的结合,既可以评估城市更新对经济影响的净效应,又可以对城市更新影响经济高质量发展的作用机制进行检验。
(三)研究步骤
本文首先选用倾向得分匹配—双重差分方法(PSM-DID)评估实施城市更新行动对经济高质量发展的影响,然后使用中介效应分析方法验证城市更新对经济高质量发展的作用机制。具体步骤如下:
第一步,基于PSM方法找到与实验组最为相似的对照组。本文中,实验组包括广州、长沙、沈阳、宁波、厦门、淄博、柳州、秦皇岛、呼和浩特、鞍山、宜昌、许昌、韶关、张家口和攀枝花15个老旧小区改造试点城市,随机选取未列为老旧小区改造试点的85个城市作为对照组。首先,利用倾向得分匹配法对样本进行匹配,采用logit回归得到倾向得分值,借助倾向得分值进行样本匹配。然后,进行平衡性检验,观察匹配后的处理组和对照组是否存在显著差异。在PSM过程中,一个城市被纳入城市更新试点的概率可以借鉴周锦培的研究[24],使用以下公式计算:
(1)
其中,D为指标函数代表是否为城市更新试点城市,是与否分别取值为1或0。i表示样本城市,Y为匹配变量,代表影响样本i被选入实验组的因素。采用logit回归用于估计参数P,为试点城市匹配最相似的非试点城市,以消除选择偏差,保证实验组和对照组样本的随机性。
第二步,对匹配后的实验组和对照组样本进行DID回归,评估实施城市更新行动所产生的经济效果。本文参考石大千等设定的DID模型为[25]:
yi,t=β0+β1treati×periodt+∑βxXi,t+γi+εi,t
(2)
其中,模型的被解释变量yi,t用lngdp来表示,表示城市i在t年的GDP,用于反映城市更新对城市经济高质量发展水平的影响。treati×periodt是政策组别虚拟变量与时间虚拟变量的交乘项,表示城市更新的政策效应。treat变量来区分实验组与对照组,treat=1表示实验组,treat=0表示对照组。period变量用来区分实施城市更新行动发生时间的先后,年份在2017年及之后period取值为1,年份在2017年之前period取值为0。Xi,t是一组控制变量,γi用来控制不随时间变化的个体固定效应,系数β1为待测的主要参数,其显著性反映了城市更新对经济影响的净效应,εi,t为误差项。
本研究中,模型的核心变量是treati×periodt,为组别与政策时间的交叉项,代表是否实施城市更新行动,其系数β1即是本研究所关心的“城市更新”政策效应系数。之所以如此,可见如下推导:
yi,t=β0+β1treati×yeart+β2treati+β3yeart+εit
(3)
对于实验组,实验前后的差分估计为:
E(Y|X,treat=1,year=1)-E(Y|X,treat=1,year=0)=β1+β3
(4)
其中,对实验组和对照组共同起作用的是时间因素β3,所以公式(4)的估计并不能精确刻画实施城市更新行动的政策效应,下一步需要去掉时间因素的干扰。
对于对照组,实验前后的差分估计为:
E(Y|X,treat=0,year=1)-E(Y|X,treat=0,year=0)=β3
(5)
公式(5)得到的正是公式(4)所不能分离的时间效应,所以公式(4)减去公式(5)得到的结果是β1,即差分再差分去除了影响两组的一些共同因素,得到的是“城市更新”净效应。
第三步,借鉴温忠麟和叶宝娟的方法[26],利用逐步检验回归系数法进行中介效应分析,构造模型如下:
Y=cX+e0
(6)
Mi=aiX+ei
(7)
Y=c′X+biMi+ei
(8)
其中,Mi为中介变量,aibi代表Mi的中介效应系数,也是每一个中介变量的间接效应系数,aibi之间差异的大小即可对比不同中介变量作用机制的差异程度。方程(6)代表中介效应检验的第一步,表示的是实施城市更新行动对经济高质量发展的总效应;方程(7)表示的是城市更新对第i个中介变量的作用;方程(8)表示将城市更新是否通过中介变量影响经济高质量发展。通过以上三个方程,先分析方程(6)中系数c是否显著,如果显著则可以进一步做机制检验分析;再分析方程(7)中的ai和方程(8)中的bi,若都显著,则表明城市更新对经济的高质量发展存在中介效应。
(四)变量定义
1.被解释变量
参考谭爽等人的研究[27],为了探索试点城市经济增长的变化,应以城市的GDP作为因变量,为避免各城市数值相差过大,取对数形式表示(lngdp)。
2.核心解释变量
核心解释变量是城市更新的政策效应,用treati×periodt表示,是政策组别虚拟变量与时间虚拟变量的交乘项。treat变量是组别变量,用以区分实验组与对照组,treat=1表示城市在2017年被纳入老旧小区改造试点名单(实验组),treat=0表示城市在2017年没有被纳入老旧小区改造试点名单(对照组)。period变量是时间虚拟变量,用以区分政策发生时间的先后,年份在2017年及之后period取值为1,年份在2017年之前period取值为0。
3.控制变量
在式(2)中,Xit为一组控制变量,为了增强上述模型的稳健性,结合现有相关文献,选择以下五个变量控制其他因素对经济高质量发展的影响[28-29]。控制变量包括:第一,产业结构布局,产业发展是经济增长的主要依赖,产业升级是经济增长质量提升的关键,因此第二产业增加值占GDP的比重(lnsecond)和第三产业增加值占GDP的比重(lnthird)包括在内[30];第二,固定资产投资,区域投资水平是拉动经济增长的主要因素,固定资产投资(lninvestment)对经济增长有潜在影响,因此需要控制固定资产投资变量;第三,就业规模,当地就业也影响经济发展,需要控制就业变量(lnemployment);第四,人口规模,人口规模越大,城市整体的消费能力越强,消费需求增加对经济有重要的推动作用,每个城市的人口不同,添加人口变量来控制每个城市的规模(lnpopulation)。为避免异方差对实证结果产生影响,对所有变量取对数处理,所有控制变量数据均在城市层面。
4.匹配变量
选取第二产业增加值占GDP的比重(lnsecond)、第三产业增加值占GDP的比重(lnthird)、固定资产投资(lninvestment)、人口规模(lnpopulation)、实际使用外资(lnforeign)和代表信息化水平的移动手机使用量(lnphone)作为城市特征变量对实验组和对照组进行匹配。同样,为避免异方差对实证结果的影响,对所有变量取对数处理。
5.中介变量
本文通过前文城市更新对经济的影响机制分析,结合城市更新的实施现状,确定城市更新通过发展产业(structure)、吸引投资(investment)、促进消费(lnconsumption)和文旅融合(lntravel)四个方面对经济高质量发展产生影响。发展产业以第三产业与第二产业的比值表示;鉴于数据的可获得性;吸引投资以房地产开发投资完成额表示;促进消费以城镇居民人均生活消费支出表示;文旅融合以国内旅游收入表示。除发展产业外,其余变量取对数处理。
(一)描述性统计
表1为主要变量的描述性统计。样本中GDP自然对数平均值为17.21,最小值为14.45,最大值为19.76,标准差为0.93,这说明不同城市的经济发展水平差异很大。
(二)动态效应检验
DID的前提是实验组和对照组满足平行趋势检验,为了验证本文选取DID模型的适用性,通过评估动态效应可以检验城市更新试点城市和非试点城市是否满足平行趋势假设。Before6、Before5、Before4、Before3、Before2和Before1表示该城市成为试点城市的前六年效应系数,Current0表示为试点城市的年份效应系数,After1表示试点后的第一年效应系数。以2010年为基准进行回归,评估城市更新试点城市对经济高质量发展的动态影响。如图2所示,成为试点城市前,Before6到Before1的回归系数置信区间穿过y=0水平线,说明实验组城市与对照组城市之间在成为试点城市之前经济发展大致保持相同趋势,没有不平等趋势,满足平行趋势检验要求。而在城市更新之后(Current0),实验组和对照组的经济增长趋势出现明显的变化。
表1 主要变量描述性统计
图2 平行趋势检验结果
(三)PSM匹配结果
表2列出了实验组和对照组在匹配前后的差异。本研究采用K近邻卡尺匹配方法,根据每个城市进入试点城市名单的预测概率,将每个试点城市(实验组)与对照组中的城市进行匹配,为城市更新试点城市选取最为相似的对照组,最终得到2010年至2019年的810个共同取值范围的样本。匹配后进行平衡性检验,考察匹配后实验组与对照组的差异。结果显示,实验组和对照组的大部分匹配变量的标准差绝对值小于10%,说明匹配后得到的实验组与对照组无系统差异。
表2 PSM平衡性检验
此外,倾向得分的结果如图3所示,从图中可以直观地看出,城市更新试点城市的样本全部在共同取值范围内,非城市更新试点城市(对照组)仅有少部分不在共同取值范围内,即实验组和控制组的绝大多数样本都在共同取值范围内,大多数样本都得到支持。
图3 倾向得分结果
(四)PSM-DID基准回归结果
本文初步进行了基准回归,表3报告了城市更新对经济高质量发展的检验结果。为了有比较性,本文也使用了其他样本参与回归,以便分析城市更新的经济效应,结果见表3。(1)列是根据权重进行的频数加权回归结果,实际参与回归的样本会根据权重决定;(2)列使用的是权重不为空的样本;(3)列使用根据样本权重匹配的样本;(4)列使用的是满足共同支撑假设的样本。根据结果可知,实际参与样本虽然不同,但核心解释变量系数始终显著为正,表明城市更新将促进当地经济高质量发展。
表3 PSM-DID估计结果
图4 稳健性检验结果
(五)稳健性检验
为了进一步保证实施城市更新行动的经济效应测算的准确性,需要增加稳健性检验。本文借鉴石大千等人研究[25],在所有100个样本城市中随机选取15个城市作为“伪处理组”,看“伪政策虚拟变量”的系数是否显著,以增加城市更新可以提高城市经济高质量发展的可信度。假设这15个城市是城市更新试点城市,其他85个城市为对照组,整个过程重复400次回归分析,得到400个“伪政策虚拟变量”估计系数的分布及相应的p值,稳健性检验的结果如图4。图中x轴表示“伪政策虚拟变量”估计系数,y轴表示密度值和p值,黑色曲线是估计系数的核密度分布,灰色圆点是估计系数对应的p值,垂直虚线是城市更新效应真实估计值0.070 7,水平虚线是显著性水平0.1。从图中可以看出,伪实验组的估计系数大都集中在零点附近,与基准回归系数大小相比有明显差异,而且大多数估计值的p值都大于0.1,说明在0.1的统计水平上不显著,这表明城市更新促进经济高质量发展的结果不是偶然得到的。从城市更新的核密度图峰高程度看,数据密集之处集中在0附近,与灰色原点估计系数两边稀疏中间密集的分布情况相吻合,表明实验结果未受到其他政策或随机性因素的影响。
其他稳健性检验结果见表4。第一,替换被解释变量。参考焦帅涛和孙秋碧的研究[31],利用人均生产总值代替GDP来表征城市更新对经济的影响,对回归结果重新估计,结果见(1)列。在更换被解释变量的测度方法后,城市更新对经济的高质量发展的正向作用依旧显著,证明估计结果稳健。第二,缩尾处理。对所有控制变量进行1%水平下的缩尾处理,并控制地区固定效应重新回归拟合,结果见(2)列。可以看到,缩尾处理后,核心解释变量系数符号和显著性结果与基准回归结果相一致,证明估计结果稳健。第三,滞后一期。在回归分析中所选变量与城市更新试点地区之间可能会产生反向影响,由此,为排除反向因果可能导致的内生性问题,本文将所有控制变量滞后一期进行回归,具体结果见(3)列。实证结果表明,滞后一期处理后的变量系数与显著性水平均无明显变化,说明一个地区的经济发展水平越高国家会更愿意将其列为城市更新改造试点城市的反向因果关系不存在。上述一系列方式的稳健性检验,有效验证了城市更新对经济高质量发展有促进作用的结论的可靠性。
表4 其他稳健性检验
(六)区域异质性
表5列示了城市更新对不同地区经济高质量发展影响的差异性结果。中国分为东、中、西部三个经济区,三个经济区之间的经济发展水平存在较大差距。从城市更新试点城市看,这些城市分布在中国东部、中部、西部地区,城市级别也不尽相同,因而在实施城市更新行动之后,对经济高质量发展的影响也可能存在差异。因此,有必要探讨不同经济区的试点城市对经济高质量发展是否有不同的影响。为此,本文将样本划分为东中西部地区进行研究,分析试点城市对不同地区经济高质量发展的影响效果,回归结果如表5。
在表5中,(1)列为城市更新对东部地区的经济影响结果,(2)～(3)列分别为中部地区和西部地区的结果。东部和中部实施城市更新对经济影响的系数均在0.1的统计水平下显著为正,而城市更新对西部经济区经济影响相应的系数不显著。这些结果表明,城市更新的推广对东、中部地区经济高质量发展具有显著的正向作用,而政策对西部地区经济高质量发展作用不明显。具体而言,与西部城市相比,实施城市更新行动更有利于东部和中部城市经济高质量发展。之所以东中西部地区的城市更新试点政策对经济高质量发展的影响存在差异,主要的原因在于东部、中部地区和西部地区在人口、就业、产业、固定资产等方面存在差异。
表5 城市更新对不同地区异质性分析结果
(七)机制检验
通过上述PSM-DID的回归分析,发现实施城市更新行动能促进经济高质量发展,下文采用中介效应分析方法进行机制检验,验证城市更新促进经济高质量发展的作用机制,结果如表6所示。
表6 城市更新对经济高质量发展的机制检验结果
表6 城市更新对经济高质量发展的机制检验结果(续)
本文利用PSM-DID方法和中介效应分析方法,基于2010年至2019年全国100个城市的面板数据,实证分析了城市更新对经济高质量发展的净效应,并探索城市更新对经济高质量发展的作用机制。研究结果表明:(1)国家实施城市更新的政策对城市经济高质量发展有显著的促进作用,该结果经过平行趋势检验和稳健性检验后依然成立。(2)异质性研究表明,对位于不同经济带的城市,城市更新对经济高质量发展的促进程度各不相同。三大经济区域中,东部和中部试点城市GDP较为明显,而西部试点城市受城市更新影响较弱。(3)机制检验表明,城市更新主要通过发展产业、吸引投资、促进消费和文旅融合四条路径作用于经济高质量发展。基于上述研究结论,本文提出如下建议:
第一,城市更新的实施要因地制宜。城市更新是一项综合性、全局性、政策性和战略性很强的社会系统工程,需要一个长期、艰巨和复杂的实践过程,需要守住城市发展的底线,从城市发展的规律入手,通过科学合理规划,统筹城市更新工作,将城市更新融于城市的社会、经济、文化之中并加以综合协调。同时,实施城市更新行动,应坚持城市体检评估先行,因地制宜、分类施策,合理确定城市更新重点、划定城市更新单元,各地市实行“一市一策”模式,坚持量力而行,稳妥推进改造提升。
第二,城市更新应与产业更新紧密结合。产业是城市发展的动力之源,不论是产业升级还是业态升级,都应注重发展存量物业,打造新空间。一是应发展壮大现代服务业,借力于城市更新实现资源要素向优势产业流动和集聚,实现产业结构合理化与高级化,以产业转型升级盘活存量物业,带动城市更新发展。二是通过“腾笼换鸟”淘汰低端产业,优化传统产业,引入高端产业,加快产业向高端价值链跃升。三是促成城市物理空间高效利用。城市更新地区一般都是成熟的城镇区域,开发成本较高,需要打破平面化布局思维,注重空间的高效化、立体化、精细化理念。四是积极优化产业发展环境,加强组织协调,加大财政支持力度,创新财政支持方式,积极拓宽融资渠道,加大金融扶持力度。
第三,城市更新应创新投融资模式。城市更新是万亿级的“大市场”,是加快区域经济高质量发展的有效手段。传统的城市建设投资模式是由政府提供主要的资金支持,易受到当地财政金融因素的制约,也容易产生政府隐性债务的风险。新型的城市更新不仅需要前期大量资金的注入,也需要后期精细化的运营管理与维护,借助市场力量来进行城市更新是未来的主要发展方向。一方面,可借鉴国内改造项目的成功经验。比如广州永庆坊模式,采用BOT模式引入社会资本;北京劲松模式则是由社会资本参与并主导的;而上海则设立了专门的城市更新股权发展基金。另一方面,可学习一些发达国家较为成熟的城市更新投融资模式。通过一些特定的财税制度将城市更新项目转变成具有长期稳定现金流的优质资产,或者设立政府专项资金补助吸引社会资本参与项目,对城市更新项目实施差异化管理。其中社区类城市更新项目,可按照“政府引导、市场容纳、居民参与”的原则,引入社会资本,借助市场力量开展更新改造活动。商业办公类更新项目,鼓励政府引导,开发商自持运营。此外,由于中国各地区之间文化、经济具有一定的差别,应采取“一地一策”的投融资方式,分类推进解决不同类型城市更新项目的投融资问题。积极利用政府专项资金,鼓励商业银行加大产品和服务创新力度,对参与企业和项目提供信贷支持,大型城市可探索设立城市更新基金等多元化的新型融资方式,创造更多途径便利社会资本参与城市更新项目。
第四,应推动城市更新带动消费,撬动内需空间。为了有效推进城市更新,形成综合多层次的消费圈,激活城市经济潜力,一方面,应进行城市体检,发现城市短板,完善城市公共服务与基础设施建设,推动智慧化改造,优化消费环境,促进商贸业和服务业发展,给城镇居民提供更多的产品和服务,使得消费方式和消费行为等方面发生显著变化,让居民可以更加便捷地进行消费,线上消费、线上预约等,促进居民消费水平提升。另一方面,鼓励把老旧工厂和传统商场等旧建筑物改造成新型综合消费载体,优化消费供给,带动居民消费结构从低层次向高层次转变,满足人民群众多元化需求。
第五,城市更新应延续城市特色风貌。文旅融合是城市寻求经济转型的重要方向,一方面需要政府、企业等多方参与主体从根本上认知到文旅融合的价值,协调配合推动文旅融合的体制机制改革,促进文化与旅游资源的联动。另一方面,需要将城市更新与地方特色相结合。在深度了解地域文化特色的基础上,深入挖掘当地特色文化,保护、延续和发展城市的传统历史风貌,重点改建能体现传统风格和地方特色的街道、建筑群、文物保护建筑、河流、湖泊、名树古井及各类遗址等地方,将老旧建筑改造和街区整体复兴相结合,坚持保护、改造、修缮与旅游、商贸相结合,打造新业态。
综上所述,本文尝试通过双重差分法和中介效应分析方法,识别和检验出实施城市更新行动对经济高质量发展的影响以及四种可能的影响机制。这不仅可以为城市更新能够促进经济高质量发展提供经验证据,而且可以为政府通过合理制定城市更新政策促进经济持续发展提供一定依据。本文研究还存在一定的局限性:虽然得出了城市更新对经济高质量发展有显著促进作用的结论,但是由于城市更新试点样本少,并且实施时间较短,导致只能评价城市更新短期内的经济影响,无法从中长期全面评估,未来可延长政策效应观察时间跨度,研究城市更新对经济影响的动态效应。
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