熊曉煉，陳加才

（貴州大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，貴州 貴陽(yáng) 550025）

金融資源兼具一般資源和特殊資源的雙重屬性，是一個(gè)國(guó)家或經(jīng)濟(jì)體最為核心的戰(zhàn)略資源。與其他經(jīng)濟(jì)資源相同，因其稀缺性，也存在合理配置問(wèn)題，且金融資源實(shí)現(xiàn)自身有效配置的同時(shí)，對(duì)其他經(jīng)濟(jì)資源存在再配置效應(yīng)。居現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)的核心地位，使金融資源或金融剩余的爭(zhēng)奪成為地方社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中競(jìng)爭(zhēng)的重要方面。在金融資源配置過(guò)程中，政府作用在世界范圍內(nèi)普遍存在，科爾奈認(rèn)為與發(fā)達(dá)國(guó)家較多建立在市場(chǎng)基礎(chǔ)上不同，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的經(jīng)濟(jì)成果大多源自政治激勵(lì)①雅諾什·科爾奈:《社會(huì)主義體制:共產(chǎn)主義政治經(jīng)濟(jì)學(xué)》，張安譯，北京：中央編譯出版社2007年版，第107-111頁(yè)。。我國(guó)處于轉(zhuǎn)變發(fā)展方式的攻堅(jiān)期，市場(chǎng)化水平存在較大提升空間，各級(jí)地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)社會(huì)運(yùn)行的引導(dǎo)與干預(yù)行為仍不容小覷。延續(xù)科爾奈的思路，將政治激勵(lì)因素納入我國(guó)金融資源配置效率的研究中具有較好的解釋力，忽視地方政府行為去分析金融資源配置問(wèn)題可能會(huì)脫離目前資源配置的客觀現(xiàn)實(shí)。

長(zhǎng)期以來(lái)，在政治激勵(lì)或財(cái)政激勵(lì)下，我國(guó)各級(jí)政府將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)作為關(guān)注的重點(diǎn)，引入目標(biāo)管理作為指導(dǎo)轄區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要手段，通常會(huì)在每年的政府工作報(bào)告中，設(shè)定較為明確的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)。在較為流行的經(jīng)濟(jì)績(jī)效為主的政績(jī)觀下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)為地方政府行為施加了一個(gè)較為強(qiáng)硬的約束，為實(shí)現(xiàn)既定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，地方政府可能會(huì)不遺余力地對(duì)重要的經(jīng)濟(jì)資源展開(kāi)競(jìng)爭(zhēng)，并傾向于追求短期效應(yīng)，金融資源也成為地方政府競(jìng)爭(zhēng)的重要資源。地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)是否會(huì)對(duì)金融資源配置效率帶來(lái)影響？如何影響金融資源配置效率？是否存在空間和時(shí)間方面的異質(zhì)性？這些問(wèn)題的探究，對(duì)挖掘影響我國(guó)金融資源配置效率的政策性因素與機(jī)制，探尋優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)管理與深化金融供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的現(xiàn)實(shí)路徑，提高金融資源配置效率，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的意義。

一、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于金融資源配置效率，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要從概念界定、評(píng)價(jià)與測(cè)度及影響因素多個(gè)視角展開(kāi)。王振山較早將帕累托最優(yōu)狀態(tài)引入金融資源配置問(wèn)題，指出金融效率可細(xì)分為廣義與狹義兩個(gè)層次①王振山:《金融效率論——金融資源優(yōu)化配置的理論與實(shí)踐》，大連：東北財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社1999年版，第19-20頁(yè)。。Wurgler采用行業(yè)投資變動(dòng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增加值的對(duì)數(shù)彈性評(píng)價(jià)資本配置效率②Wurgler J.,“Financial Markets and The Allocation of Capital”,Yale School of Management Working Papers,Vol.58,No.1,2001,pp.187-214.。借鑒Wurgler的方法，吳濤等人測(cè)算了中國(guó)金融資源配置效率，認(rèn)為該指標(biāo)在改革開(kāi)放后得到大幅改善③吳濤，李宏瑾：《我國(guó)各地區(qū)金融資源配置效率及其與金融發(fā)展的關(guān)系》，《南方金融》2011年第12期，第37-40頁(yè)。。李紅梅采用DEA方法測(cè)度中國(guó)各地區(qū)金融資源配置效率，指出區(qū)域貨幣乘數(shù)對(duì)金融效率產(chǎn)生的影響存在異質(zhì)性特征④李紅梅：《基于DEA方法下的我國(guó)金融資源配置效率研究》，《遼寧大學(xué)學(xué)報(bào)》（自然科學(xué)版）2012年第4期，第336-341頁(yè)。。盧婷等人證實(shí)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)朝高級(jí)化演進(jìn)會(huì)有效改善金融資源配置效率⑤盧婷，肖詩(shī)順：《四川省金融結(jié)構(gòu)和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)關(guān)系的實(shí)證分析》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)》2013年第15期，第88-91頁(yè)。。Bertrand發(fā)現(xiàn)放松管制能夠通過(guò)減少政府不當(dāng)干預(yù)，有效促進(jìn)金融資源配置效率⑥Bertrand M.,Schoar A.,Thesmar D.,“Banking Deregulation and Industry Structure:Evidence from the French Banking Reforms of 1985”,Journal of Finance,Vol.6,No.2,2007,pp.597-628.。與此相反，劉莉亞等人指出市場(chǎng)化改革一方面會(huì)加劇金融機(jī)構(gòu)競(jìng)爭(zhēng)，提升其管理水平，另一方面則會(huì)導(dǎo)致金融業(yè)盲目擴(kuò)張⑦劉莉亞，余晶晶，楊金強(qiáng)等:《競(jìng)爭(zhēng)之于銀行信貸結(jié)構(gòu)調(diào)整是雙刃劍嗎?——中國(guó)利率市場(chǎng)化進(jìn)程的微觀證據(jù)》，《經(jīng)濟(jì)研究》2017年第5期，第131-145頁(yè)。。

隨著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)管理研究的興起，部分研究開(kāi)始關(guān)注經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與金融資源配置兩者關(guān)系。徐現(xiàn)祥等人提出“經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)管理”概念，并證實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)并非簡(jiǎn)單的事后預(yù)測(cè)，認(rèn)為事先設(shè)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)能夠倒逼信貸等金融資源配置⑧徐現(xiàn)祥，劉毓蕓：《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)管理》，《經(jīng)濟(jì)研究》2017年第7期，第18-33頁(yè)。。Lyu等人證實(shí)地方政府在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定后積極干預(yù)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行和資源配置，控制銀行信貸投放是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的有效動(dòng)力⑨Lyu C.,Wang K.,Frank Z.,et al.,“GDP Management to Meet or Beat Growth Targets”，Journal of Accounting and Economics,Vol.66,No.1,2018,pp.318-338.。李成等人將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與貨幣政策相聯(lián)系，發(fā)現(xiàn)當(dāng)中央政府未完成年初設(shè)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)時(shí)，貨幣政策調(diào)控更為激進(jìn)，社會(huì)福利損失嚴(yán)重⑩李成，王婷，李文樂(lè)：《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)、貨幣政策調(diào)控與信貸規(guī)?！?，《國(guó)際金融研究》2018年第9期，第24-34頁(yè)。。余泳澤等人指出信貸資源錯(cuò)配是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)抑制全要素生產(chǎn)率的重要機(jī)制余泳澤，劉大勇，龔宇：《過(guò)猶不及事緩則圓:地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)約束與全要素生產(chǎn)率》，《管理世界》2019年第7期，第26-42頁(yè)。。劉淑琳等人則證實(shí)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)投資有直接拉動(dòng)作用，尤其在金融危機(jī)期間有明顯強(qiáng)化劉淑琳，王賢彬，黃亮雄：《經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)驅(qū)動(dòng)投資嗎?——基于2001—2016年地級(jí)市樣本的理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)》，《金融研究》2019年第8期，第1-19頁(yè)。。

通過(guò)相關(guān)文獻(xiàn)梳理認(rèn)為已有研究為更好探尋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與金融資源配置效率的關(guān)系提供了基礎(chǔ)，也為影響機(jī)制的進(jìn)一步挖掘提供拓展空間?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)金融資源配置效率影響因素的研究局限于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、行業(yè)監(jiān)管、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)等角度，缺乏對(duì)政府計(jì)劃層面的系統(tǒng)性分析；鮮有聚焦于地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與金融資源配置效率關(guān)系的研究。因此，本研究特色及創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，研究視角上，創(chuàng)新性地從經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的視角解釋金融資源配置效率動(dòng)因，拓寬了金融資源配置影響因素的研究視角；第二，研究方法上，不僅從理論分析的角度構(gòu)建經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)作用于金融資源配置效率的理論邏輯，還采用動(dòng)態(tài)面板系統(tǒng)GMM模型、中介效應(yīng)模型與交互項(xiàng)等方法對(duì)異質(zhì)性和中間機(jī)制進(jìn)行考察；第三，研究?jī)r(jià)值上，進(jìn)一步豐富政府與市場(chǎng)關(guān)系領(lǐng)域研究的同時(shí)，為地方政府進(jìn)一步優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)管理提供參考，也對(duì)改善金融資源配置效率、提升金融發(fā)展質(zhì)量具有一定的啟發(fā)意義。

二、理論分析與研究假說(shuō)

改革開(kāi)放以來(lái)，“以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心”的重要國(guó)策，通過(guò)變革干部人事管理制度，建立了一個(gè)高效的地方官員考核、晉升激勵(lì)機(jī)制，也形成了以地方經(jīng)濟(jì)績(jī)效為主的政績(jī)觀。周黎安認(rèn)為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)成為政府績(jī)效評(píng)價(jià)的關(guān)鍵指標(biāo)，也是上級(jí)政府官員實(shí)現(xiàn)有效激勵(lì)和管理下級(jí)官員的主要抓手，這種“晉升錦標(biāo)賽”導(dǎo)致地方政府全面競(jìng)爭(zhēng)局面的形成周黎安，劉沖，厲行等：《“層層加碼”與官員激勵(lì)》，《世界經(jīng)濟(jì)文匯》2015年第1期，第1-15頁(yè)。。在“晉升錦標(biāo)賽”機(jī)制下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)賦予地方政府一個(gè)約束效用，使地方政府有充分的動(dòng)力控制和爭(zhēng)奪一切資源拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，其中信貸等金融資源的競(jìng)爭(zhēng)最為激勵(lì)。張杰、巴曙松證實(shí)，地方政府出于完成既定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)等自身利益考慮，充分攫取金融制度缺陷帶來(lái)的“紅利”，通過(guò)干預(yù)轄區(qū)內(nèi)金融機(jī)構(gòu)爭(zhēng)奪金融資源①?gòu)埥埽骸兜胤秸慕槿肱c金融體制變異》，《經(jīng)濟(jì)研究》1996年第3期，第21-26頁(yè)。②巴曙松，劉孝紅，牛播坤：《轉(zhuǎn)型時(shí)期中國(guó)金融體系中的地方治理與銀行改革的互動(dòng)研究》，《金融研究》2005年第5期，第25-37頁(yè)。。孫犇等人也指出，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的驅(qū)動(dòng)下，地方政府通過(guò)爭(zhēng)奪金融資源等成為謀取制度潛在凈收益的“第一行動(dòng)隊(duì)”③孫犇，宋艷偉：《官員晉升、地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)競(jìng)爭(zhēng)與信貸資源配置》，《當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)》2012年第1期，第46-57頁(yè)。。因此，有理由認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)主導(dǎo)下地方政府會(huì)積極干預(yù)金融資源配置，產(chǎn)生地方政府行為異化后的效率損失。這種“揠苗助長(zhǎng)”式的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，建立在以犧牲金融資源配置效率等經(jīng)濟(jì)效率為代價(jià)的基礎(chǔ)上，是不可持續(xù)的。在具體影響機(jī)制方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)很可能倒逼地方政府強(qiáng)化對(duì)轄區(qū)內(nèi)金融機(jī)構(gòu)的干預(yù)，使地方政府緊盯短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，忽略社會(huì)投資結(jié)構(gòu)合理性和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化演進(jìn)等更為長(zhǎng)遠(yuǎn)的目標(biāo)，還可能會(huì)加劇微觀企業(yè)間的所有制歧視。本文將上述機(jī)制劃分為隱性金融分權(quán)效應(yīng)、投資結(jié)構(gòu)扭曲效應(yīng)、產(chǎn)業(yè)升級(jí)鈍化效應(yīng)和市場(chǎng)二元分割效應(yīng)，這四種渠道均可能引發(fā)金融效率損失。

（1）隱性金融分權(quán)效應(yīng)

1994年分稅制改革后地方政府財(cái)政收支壓力增大，財(cái)政赤字逐年升高，2017年地方政府名義財(cái)政赤字高達(dá)8 300億元④數(shù)據(jù)來(lái)源：《關(guān)于2017年中央和地方預(yù)算執(zhí)行情況與2018年中央和地方預(yù)算草案的報(bào)告——2018年3月5日在第十三屆全國(guó)人民代表大會(huì)第一次會(huì)議上》，《中國(guó)財(cái)政》2018年第8期，第62-73頁(yè)。。財(cái)政資源不足的情況下，由于信貸等金融資源與財(cái)政支出具有高度互補(bǔ)性，金融資源就成為政府推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的強(qiáng)大支撐，因而分稅制改革后的財(cái)政分權(quán)為地方政府干預(yù)金融資源配置提供了充分動(dòng)機(jī)。

地方政府對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生實(shí)際影響，需要輔以地方政府干預(yù)的“能力”，即地方政府如何實(shí)現(xiàn)對(duì)金融資源的控制和占有。何德旭等人發(fā)現(xiàn)，中國(guó)當(dāng)下的金融制度，在審批、監(jiān)管和救助方面具有明顯的集權(quán)性，但實(shí)際經(jīng)營(yíng)卻有隱性分權(quán)特征，將中國(guó)的金融制度歸屬于顯性集權(quán)隱性分權(quán)類(lèi)型⑤何德旭，苗文龍：《財(cái)政分權(quán)是否影響金融分權(quán)——基于省際分權(quán)數(shù)據(jù)空間效應(yīng)的比較分析》，《經(jīng)濟(jì)研究》2016年第2期，第42-55頁(yè)。。在隱形金融分權(quán)體制下，地方政府有多種手段可以控制和干預(yù)金融資源。第一，控股參股地方金融機(jī)構(gòu)。通過(guò)參股農(nóng)村信用社、城市商業(yè)銀行和村鎮(zhèn)銀行等機(jī)構(gòu)，地方政府有能力參與信貸等金融資源的配置。第二，審批新興金融業(yè)態(tài)。如典當(dāng)、第三方理財(cái)、金融交易所、P2P借貸等新興金融機(jī)構(gòu)未明確劃入“一行三會(huì)”垂直監(jiān)管，地方政府往往擔(dān)負(fù)起分權(quán)化的審批監(jiān)管職能，對(duì)這些新興金融業(yè)態(tài)發(fā)放行政許可。第三，盡管全國(guó)性商業(yè)銀行或政策性銀行市場(chǎng)具有集權(quán)性，但各地區(qū)分支機(jī)構(gòu)為維持與政府的關(guān)系，也會(huì)積極配合政府的資金需求。因而，在分稅制改革后的財(cái)政分權(quán)制度背景下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)會(huì)倒逼地方政府提升隱性金融分權(quán)水平，很有可能引發(fā)金融資源配置效率損失或劇烈波動(dòng)。

（2）投資結(jié)構(gòu)扭曲效應(yīng)

投資因其強(qiáng)大的增量效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有直接的拉動(dòng)作用，作為城市固定投資中最重要的組成部分，房地產(chǎn)投資是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的重要抓手，地方政府往往會(huì)過(guò)度倚重房地產(chǎn)投資。房地產(chǎn)投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的作用主要表現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，房地產(chǎn)投資項(xiàng)目周轉(zhuǎn)周期相對(duì)較短，對(duì)建筑材料的需求極大，因而能夠刺激總需求和拉動(dòng)短期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。第二，房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資對(duì)家電、裝修等下游行業(yè)具有強(qiáng)烈的溢出效應(yīng)。第三，作為廠房等生產(chǎn)要素時(shí)，房地產(chǎn)投資能夠拉動(dòng)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，但因所占要素份額較少，這種長(zhǎng)期拉動(dòng)作用較小。可見(jiàn)房地產(chǎn)投資對(duì)實(shí)現(xiàn)年初設(shè)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)具有明顯作用，但對(duì)長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)發(fā)展作用較小。當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)乏力時(shí)，為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，地方政府通常會(huì)過(guò)度倚重房地產(chǎn)投資而忽略生產(chǎn)性投資。此外，由于房地產(chǎn)投資在城市固定投資中的比重過(guò)高，生產(chǎn)性資本的金融資源支持受到擠出，從而抑制金融資源配置效率。

（3）產(chǎn)業(yè)升級(jí)鈍化效應(yīng)

在稀缺的晉升機(jī)會(huì)下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)可能會(huì)拖累產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)沿著高級(jí)化演進(jìn)，這種現(xiàn)象在學(xué)術(shù)界被稱為產(chǎn)業(yè)升級(jí)鈍化。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)鈍化產(chǎn)業(yè)升級(jí)主要表現(xiàn)在以下四個(gè)方面：第一，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的強(qiáng)約束下，地方政府往往會(huì)形成“地方保護(hù)主義”，限制轄區(qū)內(nèi)要素的跨區(qū)域流動(dòng)，這種競(jìng)爭(zhēng)策略可能促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)趨同化，不利于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)，還可能增加貿(mào)易成本。第二，高強(qiáng)度的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)壓力下，政府的企業(yè)研發(fā)補(bǔ)貼具有一定主觀選擇性，得到政府研發(fā)補(bǔ)貼的企業(yè)也可能配合地方政府進(jìn)行規(guī)模擴(kuò)張，忽視長(zhǎng)期技術(shù)積累。第三，為維持財(cái)政收入，地方政府投資具有重復(fù)建設(shè)同質(zhì)產(chǎn)業(yè)的現(xiàn)象，甚至扶持過(guò)剩產(chǎn)能。第四，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)還可能削弱科教文衛(wèi)事業(yè)的支持，人力資本水平受到制約，進(jìn)一步制約技術(shù)水平。綜上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)主導(dǎo)下的地方政府可能通過(guò)維持落后產(chǎn)能、制約技術(shù)進(jìn)步和基礎(chǔ)研發(fā)投入等無(wú)效率問(wèn)題，忽視更為長(zhǎng)遠(yuǎn)的結(jié)構(gòu)調(diào)整問(wèn)題，鈍化產(chǎn)業(yè)升級(jí)，進(jìn)而阻礙金融資源遵循市場(chǎng)機(jī)制在產(chǎn)業(yè)間自由流動(dòng)，引發(fā)金融資源配置效率損失。

（4）市場(chǎng)二元分割效應(yīng)

無(wú)論是金融分權(quán)效應(yīng)、投資結(jié)構(gòu)扭曲效應(yīng)，還是產(chǎn)業(yè)升級(jí)鈍化效應(yīng)，均是從地區(qū)、投資結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)等較為宏觀的視角去探討經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生的作用。然而，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)還可能引發(fā)微觀企業(yè)之間的金融資源錯(cuò)配。最主要的特點(diǎn)是，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)主導(dǎo)下的地方政府傾向于對(duì)國(guó)有企業(yè)采取過(guò)度保護(hù)措施，促成企業(yè)間市場(chǎng)二元分割格局的形成。而國(guó)有部門(mén)與民營(yíng)部門(mén)之間存在著資本邊際報(bào)酬的異質(zhì)性，理論上，以邊際報(bào)酬為均衡條件是金融資源有效配置的必然要求，在中國(guó)典型的二元經(jīng)濟(jì)體制下，國(guó)有部門(mén)與民營(yíng)部門(mén)在資金規(guī)模和資金價(jià)格方面均存在較大差距，這種差距使得金融資源無(wú)法按照邊際收益有效配置，很可能對(duì)金融效率產(chǎn)生阻滯。對(duì)于中國(guó)地方政府而言，國(guó)有部門(mén)尤其是政府融資平臺(tái)占有大量金融資源。以期通過(guò)投資拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，地方政府往往會(huì)為項(xiàng)目融資提供隱性擔(dān)保，金融機(jī)構(gòu)有大量信貸資源流入地方政府融資平臺(tái)。在“城投信仰下”，大量金融資源投入地方政府融資平臺(tái)，必然會(huì)對(duì)民營(yíng)企業(yè)融資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。鑒于此，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)主導(dǎo)下，企業(yè)所有制歧視促成的市場(chǎng)二元分割格局也是金融資源配置效率低下的重要因素。

基于上述理論機(jī)制提出以下研究假說(shuō)：

假說(shuō)1：地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)會(huì)抑制金融資源配置效率提升。

假說(shuō)2：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)通過(guò)隱性金融分權(quán)、投資結(jié)構(gòu)扭曲、產(chǎn)業(yè)升級(jí)鈍化和市場(chǎng)二元分割四個(gè)渠道抑制金融資源配置效率。

由于中國(guó)區(qū)域跨度大，市場(chǎng)化水平、財(cái)政收支水平、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等非均衡性嚴(yán)重，各地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定也具有較大差異?；趨^(qū)域特有的社會(huì)經(jīng)濟(jì)條件和環(huán)境，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)抑制金融配置效率可能會(huì)存在較為明顯的異質(zhì)性。相較于中西部地區(qū)，東部沿海地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)化水平、金融專(zhuān)業(yè)人才密集度與對(duì)外開(kāi)放水平等均具有明顯優(yōu)勢(shì)，這決定了東部地區(qū)更少依賴政府的不當(dāng)干預(yù)去實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)。據(jù)此，提出研究假說(shuō)3：

假說(shuō)3：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的抑制強(qiáng)度自東部省份向內(nèi)陸省份遞增。

區(qū)域異質(zhì)性考慮了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的空間差異，然而，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的變化，兩者關(guān)系很可能存在時(shí)間上的異質(zhì)性。中國(guó)工業(yè)化后期的增長(zhǎng)動(dòng)力必將由原來(lái)的投資驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)為創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，更多依賴全要素生產(chǎn)率實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展。因此認(rèn)為，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的推移及地方政府績(jī)效考核機(jī)制的改革，經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)與金融資源配置效率的負(fù)相關(guān)關(guān)系會(huì)有所弱化?；诖耍岢鲅芯考僬f(shuō)4：

假說(shuō)4：隨著改革的深入，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的抑制效應(yīng)有所弱化。

三、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)模型設(shè)定

為實(shí)證兩者的關(guān)系，構(gòu)建計(jì)量模型檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的影響?？紤]金融資源配置效率自身存在時(shí)序效應(yīng)，將其滯后一期加入面板模型。由于被解釋變量的滯后項(xiàng)作為解釋變量包含在基準(zhǔn)模型中，被解釋變量可能對(duì)核心解釋變量產(chǎn)生反向影響，用傳統(tǒng)的動(dòng)態(tài)面板估計(jì)方法可能得出有偏或非一致性的估計(jì)參數(shù)，進(jìn)而扭曲模型估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)含義。因而在模型的估計(jì)方法選取上，采用系統(tǒng)GMM方法進(jìn)行估計(jì)，基準(zhǔn)計(jì)量回歸模型如式（1）所示：

其中：FE it表示被解釋變量金融資源配置效率，F(xiàn)E i t-1表示金融資源配置效率的滯后一期，Target it表示核心解釋變量地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，z jit表示除解釋變量之外的一系列控制變量集合。μi表示各地區(qū)未觀察到不隨時(shí)間變化的因素，用來(lái)控制個(gè)體固定效應(yīng)，δt表示控制時(shí)間效應(yīng)，εit表示模型的隨機(jī)誤差項(xiàng)。計(jì)量模型均采用了穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤，并聚類(lèi)到省級(jí)地區(qū)層面。β2是本文最為關(guān)心的系數(shù)，當(dāng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生抑制效果時(shí)，也即假說(shuō)1成立時(shí)，預(yù)計(jì)β2為負(fù)值。

（二）變量選取

1.被解釋變量FE參考林春等的研究，采用DEA-Malmquist模型測(cè)算各地區(qū)金融資源配置效率①林春，孫英杰，劉融冰：《財(cái)政分權(quán)與中國(guó)金融高質(zhì)量發(fā)展——基于資源配置效率視角》，《學(xué)習(xí)與實(shí)踐》2018年第8期，第5-16頁(yè)。。

2.核心解釋變量Target采用31個(gè)省級(jí)政府工作報(bào)告中整理得到的經(jīng)濟(jì)增速目標(biāo)作為地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的代理變量。各省級(jí)政府網(wǎng)站是該數(shù)據(jù)的主要來(lái)源，省級(jí)政府網(wǎng)站缺失的政府工作報(bào)告則通過(guò)網(wǎng)絡(luò)途徑搜集。在實(shí)際數(shù)據(jù)處理過(guò)程中，對(duì)明確宣告的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)直接采用，對(duì)采用區(qū)間形式宣告的目標(biāo)取其均值，對(duì)含有“約”“左右”等修飾詞的目標(biāo)表述形式采用其具體數(shù)值，未設(shè)置當(dāng)年具體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的采用下一年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)代替。

3.其他控制變量 為緩解因遺漏變量產(chǎn)生的模型內(nèi)生性問(wèn)題，選擇下述變量作為模型的控制變量：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平（PerGDP），采用人均GDP作為代理變量；市場(chǎng)化水平（Market），使用樊綱等人開(kāi)發(fā)的市場(chǎng)化指數(shù)作為代理變量②王小魯，樊綱，余靜文:《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告2016》，北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社2016年版，第204-206頁(yè)。；對(duì)外開(kāi)放水平（Open），采用地區(qū)進(jìn)出口總額占地區(qū)生產(chǎn)總值比重作為代理變量；城鎮(zhèn)化水平（Urban），以城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總?cè)丝诘谋戎刈鳛榇碜兞?；人力資本水平（Education），采用高中在校生總數(shù)占總?cè)丝诒戎乜刂?；?cái)政壓力水平（FinPressure），采用財(cái)政預(yù)算內(nèi)支出占財(cái)政預(yù)算內(nèi)收入比重衡量。

4.中間機(jī)制變量 結(jié)合理論機(jī)制分析，采用各省地方性金融機(jī)構(gòu)的資產(chǎn)規(guī)模占金融機(jī)構(gòu)總資產(chǎn)規(guī)模的比重作為隱性金融分權(quán)的代理變量；采用房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)投資占固定資產(chǎn)總投資比重（Invest）作為投資結(jié)構(gòu)扭曲的代理變量；采用第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值與第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值之比衡量產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化，如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化發(fā)展，即為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)鈍化效應(yīng)；市場(chǎng)二元分割（SOE）則延續(xù)大部分文獻(xiàn)的研究方法，采用國(guó)有固定資產(chǎn)投資占固定資產(chǎn)總投資比重作為代理變量。

考慮數(shù)據(jù)的可得性與質(zhì)量問(wèn)題，將樣本期間確定為2002—2016年。分析的樣本為全國(guó)31個(gè)省、市、自治區(qū)面板數(shù)據(jù)。研究數(shù)據(jù)來(lái)源于各省、市、自治區(qū)歷年政府工作報(bào)告、《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》、《中國(guó)金融統(tǒng)計(jì)年鑒》、《各?。ㄊ小⒆灾螀^(qū)）統(tǒng)計(jì)年鑒》、國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)、國(guó)家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)、國(guó)家銀保監(jiān)會(huì)官網(wǎng)和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。具體變量指標(biāo)體系如表1所示。

表1 變量指標(biāo)體系及描述性統(tǒng)計(jì)

（三）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

為考察GMM模型的穩(wěn)健性，表2除展示系統(tǒng)GMM的估計(jì)結(jié)果，還反映了未控制省份個(gè)體效應(yīng)的OLS模型估計(jì)結(jié)果，及控制了省份個(gè)體特性的雙固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果。其中，模型（1）顯示，在未控制省份個(gè)體特性的情況下，地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生負(fù)向抑制，但回歸系數(shù)僅在10%的顯著性水平上顯著?？紤]各省市區(qū)之間的個(gè)體異質(zhì)性，模型（2）采用雙向固定效應(yīng)模型，結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生顯著的抑制作用，且與OLS模型估計(jì)結(jié)果相比，回歸系數(shù)的顯著性水平有所提高，在5%的顯著性水平上顯著。

由于被解釋變量的滯后一期被引入模型作為解釋變量導(dǎo)致了內(nèi)生性問(wèn)題，上述OLS估計(jì)與雙固定效應(yīng)模型的結(jié)果均存在一定的偏誤。因此，模型（3）進(jìn)一步報(bào)告系統(tǒng)GMM模型的估計(jì)結(jié)果。自相關(guān)檢驗(yàn)中AR2的P值為0.663，接受隨機(jī)干擾項(xiàng)無(wú)二階自相關(guān)的原假設(shè)；過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的Hansen統(tǒng)計(jì)量為0.76，結(jié)果不顯著，表明模型所采用的工具變量是有效的；被解釋變量的滯后一期在1%的顯著性水平下顯著為正，表明動(dòng)態(tài)面板模型的設(shè)定是有依據(jù)的。

從表2可知，結(jié)果與研究假說(shuō)1預(yù)期一致，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生了顯著的抑制效果，且在OLS估計(jì)、雙固定效應(yīng)估計(jì)和系統(tǒng)GMM三種估計(jì)方法下，該結(jié)論均成立。表2模型（3）列，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的回歸系數(shù)為-0.192，且通過(guò)顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，表明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)是抑制金融資源配置效率的重要原因。

表2 基準(zhǔn)模型估計(jì)及其穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（四）基準(zhǔn)模型穩(wěn)健性分析

考慮經(jīng)濟(jì)指標(biāo)之間關(guān)系復(fù)雜且微妙，難以完全消除模型潛在的內(nèi)生性問(wèn)題，因此，對(duì)基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性作進(jìn)一步考察。分別從原始數(shù)據(jù)處理和指標(biāo)測(cè)量誤差兩個(gè)角度，進(jìn)一步驗(yàn)證系統(tǒng)GMM方法估計(jì)基準(zhǔn)回歸模型的穩(wěn)健性。

1.數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理 替換核心解釋變量是從指標(biāo)層面去檢驗(yàn)?zāi)Ｐ凸烙?jì)結(jié)果的穩(wěn)健性，但如果原始數(shù)據(jù)存在較為嚴(yán)重的離群值問(wèn)題，也會(huì)對(duì)模型估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生不良影響。為防止離群值過(guò)度干擾估計(jì)結(jié)果，采用縮尾方法對(duì)原始樣本進(jìn)行處理，即將所有小于1%或大于99%的原始數(shù)據(jù)替換為1%和99%分位數(shù)上的數(shù)據(jù)，然后對(duì)模型重新估計(jì)，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2模型（4）列。結(jié)果顯示，經(jīng)縮尾處理后，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的回歸系數(shù)仍顯著為負(fù)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生抑制作用的結(jié)論依然成立。

2.考察核心解釋變量的硬性與軟性約束 從地方政府工作報(bào)告對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定的措辭視角，將政府在宣告經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)時(shí)所使用的副詞作為政府經(jīng)濟(jì)計(jì)劃的一個(gè)度量方式。首先對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的措辭表達(dá)進(jìn)行劃分：將出現(xiàn)“確?！迸c“力爭(zhēng)”等副詞的地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)劃分為硬性約束，將其設(shè)定為1，非硬性約束的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定則設(shè)定為0；將出現(xiàn)“左右”與“之間”等副詞的地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)劃分為軟性約束，將其設(shè)定為1，非軟性約束的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定則設(shè)定為0。將核心解釋變量分別替換為硬性約束特征和軟性約束特征，并分別建立計(jì)量模型如式（2）和（3）：

式（2）中Htarget表示硬性約束特征，式（3）中Starget表示軟性約束特征，其他變量定義如基準(zhǔn)模型所述。表2模型（5）和（6）分別顯示了硬性約束特征和軟性約束特征的估計(jì)結(jié)果，從估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)以下經(jīng)驗(yàn)。

第一，帶硬性約束的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生負(fù)向影響，與基準(zhǔn)模型的結(jié)論一致。硬性約束特征變量回歸系數(shù)為-0.161，且通過(guò)1%的顯著性檢驗(yàn)，一定程度上表明，采用硬性約束的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，很大程度會(huì)抑制金融資源配置效率或引發(fā)金融效率損失。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)軟性約束變量系數(shù)為負(fù)，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，僅通過(guò)顯著性水平為20%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。第二，相較于帶軟性約束的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，帶硬性約束特征的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率帶來(lái)的負(fù)向效果更為顯著。比較模型（4）和（5）的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，硬性約束特征變量回歸系數(shù)為-0.161，軟性約束變量的回歸系數(shù)為-0.01，且在1%的顯著性水平上顯著，后者則未通過(guò)10%顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明無(wú)論是硬性約束還是軟性約束，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)迫使地方政府干預(yù)金融資源配置的效用都存在，但采用軟性約束的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定方式，或在設(shè)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)時(shí)留有余地，使地方政府不過(guò)于緊盯短期增長(zhǎng)目標(biāo)，一定程度上會(huì)增加對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量的關(guān)注。

從三個(gè)層面的估計(jì)結(jié)果可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)變量回歸系數(shù)均為負(fù)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與基準(zhǔn)模型估計(jì)結(jié)果保持了良好的一致性，表明地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)會(huì)對(duì)金融資源配置帶來(lái)效率損失這一結(jié)論較為穩(wěn)健可靠。

（五）區(qū)域異質(zhì)性分析

為了解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生影響是否存在空間區(qū)域異質(zhì)性，將中國(guó)分為東部、中部與西部三大地區(qū)，將三大地區(qū)數(shù)據(jù)作為子樣本對(duì)基準(zhǔn)計(jì)量模型式（1）進(jìn)行系統(tǒng)GMM估計(jì)，結(jié)果如表3所示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)三大地區(qū)金融資源配置效率的影響均為負(fù)。但相較于東部，中西部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生更顯著的抑制作用，這與研究假說(shuō)3一致。不僅如此，西部的回歸系數(shù)高于全國(guó)樣本回歸系數(shù)，表現(xiàn)出最為明顯的抑制效應(yīng)。東部地區(qū)未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，表明分區(qū)域樣本下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的抑制作用并未改變，但抑制強(qiáng)度呈現(xiàn)出東部沿海向中西部遞增的區(qū)域異質(zhì)性。結(jié)合經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定特征與市場(chǎng)化發(fā)展水平的區(qū)位差異，可以解釋為：中西部?jī)?nèi)陸地區(qū)基于趕超策略的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定往往更為激進(jìn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定偏高，設(shè)定的措辭表達(dá)較為強(qiáng)硬，對(duì)地方政府行為形成更為明顯的硬性約束。從三大區(qū)域市場(chǎng)化發(fā)展水平變量的回歸系數(shù)看，東部地區(qū)系數(shù)為正，且明顯高于中部和西部地區(qū)，說(shuō)明市場(chǎng)化發(fā)展水平更高的東部沿海地區(qū)，金融資源更多實(shí)現(xiàn)市場(chǎng)化配置。證實(shí)研究假說(shuō)3，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生抑制，強(qiáng)度呈現(xiàn)出自東向西逐步遞增的異質(zhì)性。

（六）時(shí)間異質(zhì)性分析

2012年我國(guó)新一屆政府領(lǐng)導(dǎo)上臺(tái)后，強(qiáng)調(diào)以提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量為中心，中央組織部2013年印發(fā)《關(guān)于改進(jìn)地方黨政領(lǐng)導(dǎo)班子和領(lǐng)導(dǎo)干部政績(jī)考核工作的通知》，明確要求各級(jí)政府干部提拔任用不能過(guò)分關(guān)注經(jīng)濟(jì)體量和經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度，必須落實(shí)將政治、生態(tài)、社會(huì)和文化等目標(biāo)納入考核體系。為考察隨經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的推移，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的抑制作用是否存在弱化，在基準(zhǔn)回歸模型的基礎(chǔ)上加入時(shí)間虛擬變量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的交互項(xiàng)，回歸模型拓展為如下方程：

式（4）中：Time t為虛擬變量，如果為2013年及以后，賦值為1，否則為0,其他變量如基準(zhǔn)回歸模型式（1）所述。如果ω4顯著為正，則能夠證明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的抑制作用隨時(shí)間推移有所緩解。加入時(shí)間交互項(xiàng)變量后的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果列于表3模型（10）列。

表3顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)變量的回歸系數(shù)與全國(guó)相比基本無(wú)變化，維持在0.2左右的水平，但時(shí)間虛擬變量與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為正，且通過(guò)顯著性水平為1%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，與研究假說(shuō)一致，表明隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展，地方政府績(jī)效觀念改革下經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)約束金融資源配置狀況得到一定程度的緩解。交互項(xiàng)回歸系數(shù)僅為0.009，表明績(jī)效改革仍需進(jìn)一步貫徹落實(shí)，市場(chǎng)化改革進(jìn)程存在很大的拓展空間，證實(shí)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)模式轉(zhuǎn)型的重要性。研究假說(shuō)4得到證實(shí)。

表3 異質(zhì)性討論

（七）中介機(jī)制分析

為進(jìn)一步對(duì)中間機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)，選取機(jī)制變量，分別考察經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)是否與上述四個(gè)機(jī)制變量之間存在顯著關(guān)系；再將金融資源配置效率分別與四個(gè)機(jī)制變量進(jìn)行回歸，從而形成整個(gè)影響機(jī)制的邏輯鏈條。

1.經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與機(jī)制變量 為檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與機(jī)制變量之間的關(guān)系，構(gòu)造如下回歸模型:

式（5）中：InterX it中間機(jī)制變量，X分別為金融分權(quán)、投資結(jié)構(gòu)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和所有制結(jié)構(gòu)四個(gè)維度的代理變量，其他變量具體定義與基準(zhǔn)模型類(lèi)似，估計(jì)結(jié)果如表4所示，其中模型（11）、模型（12）、模型（13）與模型（14）分別報(bào)告金融分權(quán)、房地產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和所有制結(jié)構(gòu)作為被解釋變量的估計(jì)結(jié)果。

表4 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與機(jī)制變量

由表4可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融分權(quán)與投資結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)顯著為正，對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。比較系數(shù)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融分權(quán)的影響最大，其次是房地產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，最后是所有制結(jié)構(gòu)。說(shuō)明為實(shí)現(xiàn)年初設(shè)定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，地方政府有可能通過(guò)金融分權(quán)效應(yīng)造成金融資源配置的效率損失，過(guò)度依賴房地產(chǎn)投資、過(guò)度偏好國(guó)有部門(mén)投資以及阻礙產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化演進(jìn)也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)負(fù)向作用的重要特征，一定程度反映出地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)管理中存在的不足。

2.機(jī)制變量與金融資源配置效率 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與機(jī)制變量的系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與金融分權(quán)、房地產(chǎn)投資及國(guó)有部門(mén)投資呈現(xiàn)正相關(guān)，而與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)高級(jí)化指標(biāo)呈負(fù)相關(guān)。為進(jìn)一步完善中間影響機(jī)制的邏輯鏈條，考察機(jī)制變量與金融資源配置效率的關(guān)系，構(gòu)造計(jì)量回歸模型如式（6）所示：

式（6）中變量均與前文定義相同，估計(jì)結(jié)果如表5所示，模型（15）、（16）、（17）和（18）分別顯示了金融分權(quán)、房地產(chǎn)投資、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和所有制結(jié)構(gòu)作為核心解釋變量的估計(jì)結(jié)果。

表5 機(jī)制變量與金融資源配置效率

表5 （續(xù)）

可見(jiàn)，所有機(jī)制變量的回歸系數(shù)對(duì)金融資源配置效率的影響均顯著為負(fù)，其中金融分權(quán)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的回歸系數(shù)均通過(guò)顯著性水平為1%顯著性檢驗(yàn)，所有制結(jié)構(gòu)與房地產(chǎn)投資分別通過(guò)5%與1%顯著性檢驗(yàn)。綜上，機(jī)制分析結(jié)果與研究假說(shuō)2一致，地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)通過(guò)強(qiáng)化隱性金融分權(quán)水平、過(guò)度倚重房地產(chǎn)投資、拖累產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)朝高級(jí)化演進(jìn)和加劇市場(chǎng)二元分割四個(gè)渠道，抑制地區(qū)金融資源配置效率改善。

四、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

基于中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)變對(duì)金融資源配置帶來(lái)的影響視角，將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與金融資源配置效率聯(lián)系起來(lái)深入考察二者關(guān)系。在構(gòu)建兩者作用機(jī)理的基礎(chǔ)上，以中國(guó)31個(gè)地區(qū)的面板數(shù)據(jù)為樣本，充分考慮經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)設(shè)定特征與金融資源配置效率的階段性、區(qū)域特點(diǎn)，利用系統(tǒng)GMM兩階段模型對(duì)二者關(guān)系進(jìn)行實(shí)證，從時(shí)間和空間兩個(gè)維度探討兩者關(guān)系的異質(zhì)性，并利用中介效應(yīng)模型檢驗(yàn)作用的中間機(jī)制，得到如下研究結(jié)論：

第一，地方政府經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)，軟性約束的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)可以弱化抑制作用。第二，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)通過(guò)隱性金融分權(quán)、投資結(jié)構(gòu)扭曲、產(chǎn)業(yè)升級(jí)鈍化及市場(chǎng)二元分割四個(gè)渠道抑制金融資源配置效率。其中金融分權(quán)效應(yīng)的影響最大，其次是房地產(chǎn)投資和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，最后是微觀企業(yè)間的所有制歧視。第三，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的抑制強(qiáng)度呈現(xiàn)出自東部沿海向內(nèi)陸遞增的態(tài)勢(shì)。第四，隨著改革的深入，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)金融資源配置效率的抑制作用得到減緩。

（二）啟示

第一，注重經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)質(zhì)量，可嘗試不設(shè)年度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，弱化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)約束。轉(zhuǎn)變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式，通過(guò)結(jié)構(gòu)性調(diào)整，提高增長(zhǎng)質(zhì)量是當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)鍵和方向，不設(shè)年度經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，而將質(zhì)量目標(biāo)細(xì)化于對(duì)失業(yè)率控制、就業(yè)崗位的新增、居民消費(fèi)價(jià)格調(diào)控、脫貧攻堅(jiān)工作及能耗和環(huán)境保護(hù)等具體領(lǐng)域，可能在弱化抑制金融資源配置的同時(shí)，經(jīng)濟(jì)管理高度靈活更有利于提高宏觀調(diào)控的有效性。在受新冠疫情影響下全球經(jīng)濟(jì)發(fā)展高度不確定，我國(guó)首次未公布GDP增長(zhǎng)目標(biāo)，這是特殊時(shí)期的一次嘗試，也為我國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)管理進(jìn)行了探索性實(shí)踐。

第二，明晰金融資源產(chǎn)權(quán)，推進(jìn)市場(chǎng)在金融資源配置中的決定作用與有效機(jī)制建設(shè)，更好發(fā)揮政府的引導(dǎo)作用。從制度上明晰金融資源產(chǎn)權(quán)、規(guī)范地方政府的金融分權(quán)行為和明確地方政府行為的邊界，弱化目標(biāo)硬約束的同時(shí)，在市場(chǎng)機(jī)制未能有效發(fā)揮作用的領(lǐng)域探索政府參與市場(chǎng)和引導(dǎo)市場(chǎng)主體行為的方式，提高資源配置效率。

第三，差異化創(chuàng)新政府配置資源方式，縮小金融配置效率區(qū)域差異。差異性軟化設(shè)計(jì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的同時(shí)，完善公共資源產(chǎn)權(quán)制度、合理化資源收益分配機(jī)制，東部地區(qū)隨著市場(chǎng)化水平的提高，進(jìn)一步明確市場(chǎng)在金融資源配置中的決定性作用；中西部地區(qū)受市場(chǎng)化水平限制，仍需重視政府的引導(dǎo)作用，適當(dāng)引入市場(chǎng)化手段與方法，在探索中逐步增強(qiáng)市場(chǎng)配置機(jī)制，實(shí)現(xiàn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式的整體轉(zhuǎn)變。

第四，深化金融體制改革，完善現(xiàn)代化的金融治理體系。根據(jù)黨的十九屆四中全會(huì)《中共中央關(guān)于堅(jiān)持和完善中國(guó)特色社會(huì)主義制度、推進(jìn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化若干重大問(wèn)題的決定》精神，繼續(xù)深化金融體制改革，以發(fā)揮市場(chǎng)在資源配置中的決定性作用為基礎(chǔ)，推動(dòng)現(xiàn)代金融體系建設(shè)，實(shí)現(xiàn)金融治理體系與治理能力的提升。