劉淑琳 王賢彬 黃亮雄

(1.廣州大學(xué)，廣東 廣州 510006；2.暨南大學(xué)，廣東 廣州 510632；3.華南理工大學(xué)，廣東 廣州 510006)

一、引言

當(dāng)前，世界深陷新冠疫情的負(fù)面沖擊之中，全球經(jīng)濟(jì)面臨前所未有的巨大不確定性。穩(wěn)定市場(chǎng)預(yù)期，確保經(jīng)濟(jì)總體平穩(wěn)運(yùn)行，在現(xiàn)階段顯得尤為重要。政府具有總量信息優(yōu)勢(shì)(林毅夫，2007)，是市場(chǎng)主體獲取決策所需外部環(huán)境信息的重要來(lái)源。各級(jí)政府在每年的政府工作報(bào)告中公布的當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期目標(biāo)，已成為市場(chǎng)主體判斷未來(lái)經(jīng)濟(jì)政策乃至實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行趨勢(shì)的風(fēng)向標(biāo)。通過(guò)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展五年規(guī)劃以及政府工作報(bào)告制定較明確的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)來(lái)指引轄區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)，是新中國(guó)成立以來(lái)中國(guó)政府在經(jīng)濟(jì)社會(huì)建設(shè)過(guò)程中實(shí)施的一項(xiàng)重要舉措。改革開(kāi)放后，在以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為中心的背景下，自上而下推行的經(jīng)濟(jì)發(fā)展目標(biāo)管理，更是以有效的資源調(diào)配引領(lǐng)和推動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的高速發(fā)展(徐現(xiàn)祥 等，2017)。

考慮到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)兼具穩(wěn)定和引導(dǎo)市場(chǎng)預(yù)期的功效，各級(jí)政府在制定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)時(shí)通常會(huì)保持一定的連續(xù)性(王賢彬 等，2019)，以穩(wěn)定發(fā)展預(yù)期、提振市場(chǎng)信心。當(dāng)然，政府在制定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的過(guò)程中需要綜合考慮多方因素，這在地方政府層面表現(xiàn)得尤為明顯。經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)除了能夠反映地方政府對(duì)轄區(qū)當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)潛力的預(yù)判，也是上級(jí)政府評(píng)價(jià)地方官員工作績(jī)效的關(guān)鍵性指標(biāo)，因此地方政府制定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)往往呈現(xiàn)出明顯的“層層加碼”與橫向競(jìng)爭(zhēng)特征(Li et al.，2019；王賢彬 等，2019)。本文感興趣的是，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)在各種考量下發(fā)生的偏移，是否會(huì)引發(fā)市場(chǎng)主體對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的不確定性預(yù)期，進(jìn)而透過(guò)市場(chǎng)主體的行為，影響實(shí)際的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

本文基于2004—2018年中國(guó)274個(gè)地級(jí)市數(shù)據(jù)，系統(tǒng)地考察了目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。較之已有文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：第一，當(dāng)前有關(guān)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)管理的研究聚集于目標(biāo)的制定規(guī)律以及目標(biāo)本身的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)(徐現(xiàn)祥 等，2017；余泳澤 等，2019)，忽視了目標(biāo)變動(dòng)所產(chǎn)生的不確定性影響。而本文基于不確定性這一新的視角審視經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的信號(hào)作用，探討目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，并剖析其中的作用機(jī)制，不僅拓展了宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)中國(guó)研究的理論邊界，而且是對(duì)現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充。第二，既有文獻(xiàn)雖已關(guān)注到不確定性的宏觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，但主要是從國(guó)家或者省域經(jīng)濟(jì)層面展開(kāi)討論的。盡管近期出現(xiàn)了部分以地級(jí)市作為觀測(cè)對(duì)象的研究，但他們?nèi)匀徊捎昧藝?guó)家層面的經(jīng)濟(jì)政策不確定性度量指標(biāo)，難以有效捕捉地方層面的不確定性。本文通過(guò)考察地方政府主導(dǎo)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)變動(dòng)引發(fā)的市場(chǎng)不確定性預(yù)期對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，為地級(jí)市層面不確定性的研究提供了一種新的思路。

二、理論分析與假說(shuō)提出

中國(guó)改革開(kāi)放40多年取得的舉世矚目的經(jīng)濟(jì)成就，既是市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)力量不斷釋放的結(jié)果，也是政府力量積極合理干預(yù)的結(jié)果。從宏觀調(diào)控的角度來(lái)看，中國(guó)政府采取了一系列重要措施來(lái)推動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展實(shí)施目標(biāo)管理便是極具代表性的舉措之一。通過(guò)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展五年規(guī)劃以及每年年初的政府工作報(bào)告中制定較為明確的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)，指引當(dāng)年轄區(qū)的經(jīng)濟(jì)建設(shè)，有力地推動(dòng)了實(shí)際的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(馬亮，2017)。

一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)通過(guò)倒逼政策當(dāng)局的資源配置行為進(jìn)而促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(徐現(xiàn)祥 等，2017)。通常，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)公布后，各級(jí)政府會(huì)出臺(tái)一系列配套政策和指導(dǎo)規(guī)劃來(lái)引導(dǎo)資源配置，帶動(dòng)政府支出與投資增長(zhǎng)(孫文凱 等，2016)。其中，投資的增長(zhǎng)主要來(lái)自?xún)蓚€(gè)方面：一是地方政府為實(shí)現(xiàn)既定目標(biāo)而增加的自主投資；二是市場(chǎng)主體順應(yīng)政府傳遞的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)信號(hào)而進(jìn)行的投資(劉淑琳 等，2019)。并且，地方政府也會(huì)充分利用自身所掌握的資源，在法定權(quán)限范圍內(nèi)制定各種優(yōu)惠政策，以鼓勵(lì)和吸引市場(chǎng)主體投資。比如，胡深等(2019)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)對(duì)地方政府協(xié)議和招拍掛出讓土地規(guī)模與出讓土地單價(jià)存在顯著影響。另一方面，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)還發(fā)揮著穩(wěn)定和引導(dǎo)市場(chǎng)預(yù)期的作用。眾所周知，市場(chǎng)主體的決策受到內(nèi)外部環(huán)境的影響。由于信息成本的存在，決策者傾向于透過(guò)他人行為解讀相關(guān)信息。相對(duì)于市場(chǎng)主體，政府擁有明顯的總量信息優(yōu)勢(shì)(林毅夫，2007)，是市場(chǎng)主體獲取外部環(huán)境信息的重要來(lái)源。因此，政府每年公布的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)成為市場(chǎng)主體預(yù)判轄區(qū)經(jīng)濟(jì)走勢(shì)和經(jīng)濟(jì)政策，進(jìn)而形成地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)預(yù)期的關(guān)鍵信息源。

由于公眾預(yù)期在宏觀經(jīng)濟(jì)政策向宏觀經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)的過(guò)程中起著關(guān)鍵作用，加強(qiáng)預(yù)期管理成為各國(guó)央行的共識(shí)(Lucas，1976；Woodford，2003)。除了引導(dǎo)公眾預(yù)期趨于理性外，預(yù)期管理還可以通過(guò)切實(shí)可信的政策目標(biāo)，穩(wěn)定公眾預(yù)期(Woodford，2013)。眾多發(fā)達(dá)國(guó)家所青睞的通貨膨脹目標(biāo)制就是通過(guò)設(shè)定明確的通貨膨脹目標(biāo)，錨定公眾對(duì)通貨膨脹的長(zhǎng)期預(yù)期，從而實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定通貨膨脹的目的(郭豫媚 等，2016)。李成等(2011)認(rèn)為，理想情況下，穩(wěn)定的通脹預(yù)期不僅可以在短期降低經(jīng)濟(jì)體系中內(nèi)外部因素對(duì)通脹的沖擊程度,而且能夠在長(zhǎng)期穩(wěn)定市場(chǎng)價(jià)格,緩解通脹對(duì)資源配置的扭曲,發(fā)揮價(jià)格的市場(chǎng)信號(hào)功能,促進(jìn)市場(chǎng)效率改善,實(shí)現(xiàn)產(chǎn)出擴(kuò)張。賈珅(2020)則引用美國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家、前財(cái)長(zhǎng)薩默斯的觀點(diǎn)，指出穩(wěn)定公眾對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)期和信心是刺激經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)成本最低的舉措。因此，各級(jí)政府在制定各年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)時(shí)會(huì)保持相對(duì)的穩(wěn)定性(王賢彬 等，2019)。

然而，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)發(fā)生偏移不可避免。一方面，國(guó)內(nèi)外經(jīng)濟(jì)形勢(shì)復(fù)雜多變，即便政府相較于市場(chǎng)主體擁有信息優(yōu)勢(shì)，也難以保證其對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)總是準(zhǔn)確的。另一方面，在中國(guó)現(xiàn)行體制下，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)不僅是當(dāng)年轄區(qū)經(jīng)濟(jì)建設(shè)的指揮棒，也是上級(jí)政府激勵(lì)和管理下級(jí)官員的重要手段以及評(píng)價(jià)下級(jí)政府績(jī)效的主要抓手(周黎安 等，2015)。因此，地方官員有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)作為向上級(jí)傳遞工作態(tài)度和能力信號(hào)的工具。換言之，地方政府在設(shè)定未來(lái)一段時(shí)期的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)時(shí)，會(huì)充分考慮上級(jí)政府的激勵(lì)和約束。已有研究表明，不僅年齡、來(lái)源等影響晉升動(dòng)力和預(yù)期的官員特征會(huì)對(duì)目標(biāo)設(shè)置產(chǎn)生影響，而且在同一官員任期的不同階段，或是黨代會(huì)召開(kāi)等特殊時(shí)間點(diǎn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)也會(huì)表現(xiàn)出明顯差異(馬亮，2013；余泳澤 等，2017)。

頻繁調(diào)整經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)會(huì)讓市場(chǎng)主體無(wú)所適從(李拉亞，2011)，進(jìn)而產(chǎn)生不確定性預(yù)期?；趯?shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)情況而進(jìn)行的目標(biāo)調(diào)整，可能會(huì)被市場(chǎng)主體解讀為經(jīng)濟(jì)形勢(shì)存在較大的不確定性，以至于更具信息優(yōu)勢(shì)的地方政府也無(wú)法準(zhǔn)確預(yù)判轄區(qū)的經(jīng)濟(jì)走勢(shì)。而面對(duì)地方政府官員出于對(duì)自身職業(yè)生涯的考量所進(jìn)行的目標(biāo)調(diào)整，市場(chǎng)主體可能會(huì)產(chǎn)生更高程度的不確定性預(yù)期，比如：不確定地方官員能否借助轄區(qū)公共資源或政策手段實(shí)現(xiàn)調(diào)整后的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)；不確定地方官員為了實(shí)現(xiàn)既定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)會(huì)推行何種性質(zhì)的經(jīng)濟(jì)政策，政策的執(zhí)行力度有多大、實(shí)施效果又如何。事實(shí)上，市場(chǎng)主體也更多是基于可獲取的有限信息推測(cè)地方政府調(diào)整經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的具體原因，而這本身就存在不確定性。

不確定性會(huì)帶來(lái)多方面的影響，其中不確定性與投資的關(guān)系深受學(xué)界關(guān)注。Bernanke(1983)、McDonald et al.(1986)等提出的實(shí)物期權(quán)理論將投資機(jī)會(huì)選擇視作企業(yè)持有的一項(xiàng)期權(quán)，并認(rèn)為如果投資項(xiàng)目存在一定程度的不可逆性，那么不確定性的上升會(huì)提高企業(yè)投資機(jī)會(huì)的等待價(jià)值，進(jìn)而促使企業(yè)推遲當(dāng)前的投資行為。在這一理論中，投資的不可逆性是不確定性影響企業(yè)投資的重要前提。由于資產(chǎn)專(zhuān)用性、處置資產(chǎn)會(huì)產(chǎn)生交易費(fèi)用及折價(jià)損失(Pindyck,1991;Shleifer et al.,1992)，投資的不可逆性客觀存在。因此，實(shí)物期權(quán)理論在闡釋不確定性抑制投資方面的有效性得到了大量經(jīng)驗(yàn)研究的支持(Baker et al.，2016；Gulen et al.，2016；李鳳羽 等，2015；譚小芬 等，2017)。金融摩擦理論認(rèn)為，在金融市場(chǎng)不盡完美的情況下，不確定性的上升將加劇信息不對(duì)稱(chēng)程度，導(dǎo)致企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)上升，此時(shí)債權(quán)人會(huì)索取更高的信用利差，從而使得企業(yè)融資成本提高、投資需求受到抑制(Gilchrist et al.，2014；Christiano et al.，2014)。并且，隨著不確定性程度的升高，作為主要債權(quán)人的銀行在放貸行為上也更加謹(jǐn)慎(饒品貴 等，2017)，客觀上限制了企業(yè)投資規(guī)模的擴(kuò)大。而流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)理論則強(qiáng)調(diào)，較大的不確定性會(huì)增加企業(yè)未來(lái)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)發(fā)生流動(dòng)性短缺的可能，因此管理層表現(xiàn)得更加謹(jǐn)慎，傾向于持有更多現(xiàn)金資產(chǎn)(王紅建 等，2014)，縮減投資規(guī)模。

此外，不確定性還可能對(duì)就業(yè)和效率產(chǎn)生不利影響。Baker et al.(2016)發(fā)現(xiàn)，2005—2011年間經(jīng)濟(jì)政策不確定性導(dǎo)致美國(guó)就業(yè)減少0.35%。陳德球等(2017)的研究結(jié)果顯示，地級(jí)市核心官員變更引發(fā)的政策不確定性會(huì)降低其所轄地區(qū)企業(yè)的資本配置效率。而B(niǎo)loom(2014)的研究則表明，當(dāng)不確定性程度較高時(shí)，有效率的企業(yè)放慢規(guī)模擴(kuò)張、沒(méi)效率的企業(yè)延緩規(guī)模縮小的局面顯著抑制了生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。

綜上分析，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移會(huì)引發(fā)市場(chǎng)主體的不確定性預(yù)期，進(jìn)而對(duì)投資、就業(yè)和效率產(chǎn)生抑制效應(yīng)，最終阻礙經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，本文提出：

假說(shuō)：

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，本文參考Mankiw et al.(1992)的做法，設(shè)定如下模型：

GDPR=β+βTV+βlog(y)+βlog(inv)+βlog(n+γ+δ)+ψZ+η+μ+ε

(1)

其中：GDPR表示城市i在t年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)水平；TV表示城市i在t年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移；y、inv、n、γ和δ分別為每年年初的人均實(shí)際GDP、投資率、人口增長(zhǎng)率、資本折舊率和技術(shù)進(jìn)步率 參考徐現(xiàn)祥等(2007)的做法，假定γ+δ=0.1。；Z為其他可能影響實(shí)際GDP增速的控制變量，為盡可能緩解內(nèi)生性問(wèn)題，所有城市特征變量均滯后一期；η、μ分別為城市固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)；ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。本文重點(diǎn)關(guān)注系數(shù)β的方向及顯著性，如果理論假說(shuō)成立，則β應(yīng)該顯著為負(fù)。

(二)變量定義

1.被解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(GDPR)

本文采用實(shí)際GDP增速作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的衡量指標(biāo)。

2.核心解釋變量：經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移(TV)

對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移(TV)，本文借用偏離度的思想，以城市當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與上一年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的差額的絕對(duì)值度量。需要指出的是，沒(méi)有采用觀測(cè)值與基準(zhǔn)值的差額除以基準(zhǔn)值再取絕對(duì)值的做法作為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的基本度量，原因在于：就現(xiàn)實(shí)而言，大多數(shù)公眾在面對(duì)地方政府制定的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)變化時(shí)，更多是根據(jù)目標(biāo)的絕對(duì)變化形成主觀判斷，而較少關(guān)注相對(duì)變化量。即便如此，為了確保結(jié)論的可靠性，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分還是利用這一完全按照偏離度方法計(jì)算的目標(biāo)偏移指標(biāo)進(jìn)行了替代性測(cè)量。

3.其他控制變量

本文參考相關(guān)研究(干春暉 等，2011；王小魯，2010；劉瑞明 等，2010；賴(lài)明勇 等，2005；趙勇 等，2010；余泳澤 等，2019；徐現(xiàn)祥 等，2007)的做法，對(duì)其他可能影響實(shí)際GDP增速的變量進(jìn)行了控制，具體包括：產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Ind)，以第三產(chǎn)業(yè)GDP與第二產(chǎn)生GDP的比值衡量；人力資本(log(Edu))，以人均受教育程度的對(duì)數(shù)衡量；城市化水平(Urban)，以城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎睾饬浚粐?guó)有經(jīng)濟(jì)比重(State)，以國(guó)有工業(yè)企業(yè)資產(chǎn)占工業(yè)企業(yè)總資產(chǎn)的比重衡量；科技投入(St)，用財(cái)政支出中科技支出的比重衡量；對(duì)外開(kāi)放(Fdi)，用經(jīng)匯率調(diào)整的城市吸收外商投資額與GDP的比值衡量；金融發(fā)展水平(FD)，用年末金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值度量；財(cái)政自主權(quán)(FA)，以公共預(yù)算財(cái)政收入與公共預(yù)算財(cái)政支出的比值度量；地方官員變量，包括書(shū)記年齡對(duì)數(shù)(log(SJAge))、市長(zhǎng)年齡對(duì)數(shù)(log(SZAge))、書(shū)記任期對(duì)數(shù)(log(SJTenure))以及市長(zhǎng)任期對(duì)數(shù)(log(SZTenure))。

(三)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文樣本涵蓋2004—2018年中國(guó)274個(gè)地級(jí)市，是非平衡面板數(shù)據(jù)。其中，核心解釋變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移所用到的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)數(shù)據(jù)從各省及地級(jí)市的人民政府門(mén)戶(hù)網(wǎng)站、地級(jí)市統(tǒng)計(jì)年鑒刊發(fā)的地級(jí)市政府工作報(bào)告中手工收集并進(jìn)一步整理得到，具體做法為：對(duì)于明確報(bào)告的增長(zhǎng)目標(biāo)，直接使用；對(duì)于帶有“左右”“以上”“不低于”等修飾詞的目標(biāo)表述，采用具體數(shù)字；對(duì)于帶有區(qū)間的目標(biāo)表述，采用區(qū)間均值(劉淑琳 等，2019)。除此之外，城市GDP增速、投資率等城市層面的數(shù)據(jù)來(lái)自歷年《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》，人均受教育程度、城市化水平等省區(qū)層面的數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》及各省統(tǒng)計(jì)年鑒。

表1報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

(續(xù)表1)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2列示了基于模型(1)的回歸結(jié)果。其中，列(1)僅包含核心解釋變量、城市固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，列(2)在列(1)的基礎(chǔ)上加入了log(y)、log(inv)和log(n+γ+δ)等基礎(chǔ)性經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)驅(qū)動(dòng)變量，列(3)在列(2)的基礎(chǔ)上進(jìn)一步加入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Ind)、人力資本(log(Edu))等其他控制變量。

表2 目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響

由表2列(1)～(3)可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)分別為-0.158、-0.143和-0.143，且均通過(guò)了顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這表明，目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在顯著的負(fù)向影響，本文理論假說(shuō)得到驗(yàn)證。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.變換核心解釋變量的度量指標(biāo)

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文變更了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的測(cè)量指標(biāo)，具體包括：(1)以當(dāng)年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)與上一年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的差額除以上一年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)后取絕對(duì)值進(jìn)行度量，記為T(mén)V1。(2)以經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行度量，記為T(mén)V2。用標(biāo)準(zhǔn)差度量波動(dòng)是很多文獻(xiàn)的常用做法(Aghion et al.，2006)。由于目標(biāo)偏移本質(zhì)上也是波動(dòng)的一種表現(xiàn)，通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)度量目標(biāo)偏移可以反映更為長(zhǎng)期的目標(biāo)調(diào)整的影響。同時(shí)，考慮到地方官員調(diào)整是造成目標(biāo)偏移的關(guān)鍵因素，且地方官員在一個(gè)城市任期的中位數(shù)為3年(姚洋 等，2013)，本文以當(dāng)年與前2年的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)計(jì)算標(biāo)準(zhǔn)差。(3)以是否發(fā)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移進(jìn)行度量,記為T(mén)V3。若當(dāng)年目標(biāo)與上一年目標(biāo)相等，則TV3取值為0，否則取值為1。

表3列示了改變經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移測(cè)量指標(biāo)后的回歸結(jié)果。由列(1)可知，TV1的回歸系數(shù)為-0.023，且通過(guò)了顯著性水平為1%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；列(2)的結(jié)果顯示，TV2的回歸系數(shù)為-0.424，且通過(guò)了顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；列(3)中，TV3的回歸系數(shù)為-0.003，且通過(guò)了顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。由此可知，在更換核心解釋變量的度量方法后，本文結(jié)論并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：改變核心解釋變量的度量指標(biāo)

2.變換被解釋變量的度量指標(biāo)

本文在將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的度量指標(biāo)替換為人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率(GDPPCR)之后，重新對(duì)模型(1)進(jìn)行了回歸，結(jié)果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：以人均實(shí)際GDP增長(zhǎng)率度量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

由表4列(1)～(3)可知，核心解釋變量經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)至少在10%的顯著性水平下為負(fù)。這再次證實(shí)目標(biāo)偏移顯著地抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

3.加入經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)

進(jìn)一步，本文在基準(zhǔn)模型中納入用于測(cè)度經(jīng)濟(jì)政策不確定性的Baker中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(log(EPU))和地方官員更替(GT)變量，以考察基本結(jié)論是否依然成立。如果成立，則意味著經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移比經(jīng)濟(jì)政策不確定性的內(nèi)涵更廣。

表5列(1)報(bào)告了在基準(zhǔn)模型中單獨(dú)加入Baker中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的回歸結(jié)果，從中可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)為-0.143，且通過(guò)了顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)；Baker中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的回歸系數(shù)為-0.066，且通過(guò)了顯著性水平為1%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這意味著，即便控制了經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響，目標(biāo)偏移仍然對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)存在抑制作用。表5列(2)報(bào)告了在基準(zhǔn)模型中單獨(dú)加入地方官員更替變量的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)為-0.143，且通過(guò)了顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，而地方官員更替對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則不顯著。表5列(3)報(bào)告了在基準(zhǔn)模型中同時(shí)引入Baker中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)和地方官員更替變量的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移和Baker中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，而地方官員更替的估計(jì)結(jié)果依舊未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。綜上可知，在加入度量經(jīng)濟(jì)政策不確定性的指標(biāo)后，本文理論假說(shuō)仍然成立。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果：加入經(jīng)濟(jì)政策不確性指標(biāo)、內(nèi)生性問(wèn)題

4.內(nèi)生性問(wèn)題的解決

考慮到上文的回歸分析可能存在遺漏同時(shí)影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)制定與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題，本部分?jǐn)M檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果在考慮內(nèi)生性問(wèn)題的情況下是否穩(wěn)健。

由于直接尋找有效的工具變量非常困難，本文借鑒Lewbel(2012)的做法，利用異方差構(gòu)造工具變量，以緩解內(nèi)生性的影響。首先，構(gòu)造如下方程：

(2)

(3)

其中，Y代表GDP增長(zhǎng)率，Y為可能的內(nèi)生變量目標(biāo)偏移，外生向量X為期初人均實(shí)際GDP、投資率等控制變量。具體估計(jì)步驟為：

表5列(4)報(bào)告了基于Lewbel(2012)方法的回歸結(jié)果。Pagan-Hall檢驗(yàn)結(jié)果表明，式(2)滿(mǎn)足同方差性；Breusch-Pagan檢驗(yàn)結(jié)果顯示，式(3)滿(mǎn)足異方差性；過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果保證了工具變量的外生性，說(shuō)明本文基于異方差的方法構(gòu)造工具變量以克服內(nèi)生性問(wèn)題是合理有效的。由列(4)可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致。

五、排除實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的競(jìng)爭(zhēng)性解釋

作為引導(dǎo)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要手段與工具，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的制定需立足于地區(qū)實(shí)際的經(jīng)濟(jì)走勢(shì)，因而經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移很容易被直接解讀為實(shí)際的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。為檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移是否只是反映了實(shí)際的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，本文對(duì)比了各年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)的均值。其中，實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)以城市當(dāng)年實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率與上一年實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的差額的絕對(duì)值來(lái)衡量。由圖1可見(jiàn)，2004—2018年間經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)的變化趨勢(shì)并不完全一致，除2009年和2015年外，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移程度基本上均小于實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)幅度，這恰好為經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)具有穩(wěn)定市場(chǎng)預(yù)期的功能提供了佐證。雖然在圖1中可以觀測(cè)到經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移跟隨實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)的現(xiàn)象，如2007—2011年，實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)先上升后下降，隨后又上升下降，與此對(duì)應(yīng)，2008—2012年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移具有相似的變化路徑，但同時(shí)也可看到2004—2005年、2013—2014年實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)下降，而隨后的2005—2006年、2014—2015年經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移上升的情況。這些典型事實(shí)充分說(shuō)明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移并非僅僅是實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的反映。

圖1 經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)波動(dòng)

為進(jìn)一步排除實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的競(jìng)爭(zhēng)性解釋?zhuān)疚牟扇∫韵聝煞N更為細(xì)致的方法進(jìn)行了驗(yàn)證。第一，構(gòu)建偏移幅度小的樣本。如果經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移反映的只是實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)，那么在實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)小的樣本中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的影響應(yīng)該較小，甚至沒(méi)有影響。為此，首先根據(jù)實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的50、25分位值，構(gòu)建實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)小于或等于50分位值、小于或等于25分位值的兩個(gè)子樣本，然后分別進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表6所示。由列(1)、(2)可見(jiàn)，即便是在實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)幅度小的樣本中，目標(biāo)偏移依然能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響。第二，在基準(zhǔn)模型中納入控制變量實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)(GDPRV)。列(3)的結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，且系數(shù)絕對(duì)值大小較基準(zhǔn)結(jié)果略有下降。這意味著，即便考慮實(shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的影響，目標(biāo)偏移與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系也未發(fā)生根本性變化。

表6 排除競(jìng)爭(zhēng)性解釋的回歸結(jié)果

綜上分析，基本可以排除目標(biāo)偏移能夠?qū)?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響只是因?yàn)槠浞从沉藢?shí)際經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的競(jìng)爭(zhēng)性解釋。

六、作用機(jī)制檢驗(yàn)

(一)基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算框架的分析

接下來(lái)，本文基于新古典經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算框架來(lái)檢驗(yàn)?zāi)繕?biāo)偏移影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的具體機(jī)制。

表7列(1)報(bào)告了以物質(zhì)資本存量增長(zhǎng)速度(g)為被解釋變量的回歸結(jié)果，從中可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)為-0.313，且通過(guò)了顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移有效減緩了物質(zhì)資本積累速度。進(jìn)一步，本文還以實(shí)際全社會(huì)固定資產(chǎn)投資的對(duì)數(shù)(Log(INV))作為被解釋變量進(jìn)行了補(bǔ)充性測(cè)試，結(jié)果見(jiàn)表7列(2)。不難發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)。這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移確實(shí)會(huì)抑制投資、降低物質(zhì)資本存量增長(zhǎng)速度。

本文還檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)勞動(dòng)力增長(zhǎng)速度(g)和全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度(g)的影響，結(jié)果分別見(jiàn)表7列(3)、(4)。由列(3)可知，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)為-0.391，但未能通過(guò)顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)?？赡艿慕忉屖?，受隱蔽性失業(yè)等因素的影響，就業(yè)的調(diào)整存在滯后性(丁守海，2009)，因而目標(biāo)偏移對(duì)勞動(dòng)力增速的影響在短期內(nèi)不明顯。列(4)的結(jié)果顯示，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)為0.285，同樣沒(méi)有通過(guò)顯著性統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這是因?yàn)?，?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移引發(fā)的不確定性預(yù)期雖可能有利于促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新(顧夏銘 等，2018)，但同時(shí)也可能降低資本配置效率(陳德球 等，2017)，兩種力量相互抵銷(xiāo)，最終導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)速度的影響不顯著。

表7 基于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)核算框架的分析結(jié)果

綜上所述，目標(biāo)偏移主要通過(guò)降低投資、減緩物質(zhì)資本存量增速進(jìn)而抑制了實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。

(二)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移投資抑制效應(yīng)的進(jìn)一步分析

上文的分析結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)投資和物質(zhì)資本存量增速均存在顯著的負(fù)向影響。在這一部分，著重考察在中國(guó)情境下實(shí)物期權(quán)、金融摩擦和流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)三大經(jīng)典理論能否有效解釋目標(biāo)偏移對(duì)投資的影響，同時(shí)為目標(biāo)偏移會(huì)引發(fā)不確定性預(yù)期提供間接證據(jù)。

首先，實(shí)物期權(quán)理論認(rèn)為不確定性抑制投資的重要前提是投資具有不可逆性，投資越不可逆，企業(yè)當(dāng)前的投資行為越謹(jǐn)慎。借鑒李鳳羽等(2015)等的思路，本文以各城市工業(yè)固定資產(chǎn)占固定資產(chǎn)和流動(dòng)資產(chǎn)之和的比重度量城市投資的不可逆程度，并按照固定資產(chǎn)比重的中位數(shù)將樣本劃分為固定資產(chǎn)比重高和固定資產(chǎn)比重低兩個(gè)子樣本，分組檢驗(yàn)的結(jié)果如表8列(1)和列(2)所示。可以看到，在固定資產(chǎn)比重高組，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)投資的影響顯著為負(fù)；而在固定資產(chǎn)比重低組，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)雖為負(fù)，但不顯著。上述分析結(jié)果表明，相比于固定資產(chǎn)比重低的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)投資的抑制作用在固定資產(chǎn)比重高的地區(qū)更明顯。由此可見(jiàn)，基于投資的不可逆性的實(shí)物期權(quán)理論可以為本文的發(fā)現(xiàn)提供有力支撐。

表8 對(duì)目標(biāo)偏移投資抑制效應(yīng)的進(jìn)一步分析結(jié)果

其次，金融摩擦理論認(rèn)為不確定性程度的提高會(huì)加劇信息不對(duì)稱(chēng)，導(dǎo)致銀行收緊放貸、企業(yè)融資成本上升，繼而抑制企業(yè)投資，且這一影響在企業(yè)融資約束嚴(yán)重時(shí)更明顯。本文預(yù)期，城市金融發(fā)展水平越低，企業(yè)面臨的融資約束程度越高，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)投資的抑制作用越明顯。對(duì)于金融發(fā)展水平，本文借鑒趙勇等(2010)的方法，以年末金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)貸款余額占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重度量。在此基礎(chǔ)上，根據(jù)金融發(fā)展水平的中位數(shù)將樣本劃分為金融發(fā)展水平高和金融發(fā)展水平低兩個(gè)子樣本。表8列(3)、(4)報(bào)告了具體的檢驗(yàn)結(jié)果，從中可見(jiàn)，在金融發(fā)展水平低組，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移顯著抑制了投資；而在金融發(fā)展水平高組，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)投資的影響不顯著。這說(shuō)明，金融摩擦理論解釋同樣得到本文樣本數(shù)據(jù)的支持。

最后，考察流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)理論能否間接解釋經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的投資抑制效應(yīng)。本文推斷，企業(yè)流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)越強(qiáng)的地區(qū)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)投資的抑制作用越明顯。首先，以城市年末金融機(jī)構(gòu)人民幣各項(xiàng)存款余額與城市居民人民幣儲(chǔ)蓄存款余額的差值占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重度量該地區(qū)企業(yè)流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)；然后，利用上期該地區(qū)企業(yè)流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)的中位數(shù)將樣本區(qū)分為流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)強(qiáng)和流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)弱兩個(gè)子樣本；最后，進(jìn)行回歸分析。表8列(5)、(6)的結(jié)果顯示，無(wú)論在哪組樣本中，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移對(duì)投資的影響都不顯著。因此，流動(dòng)性預(yù)防動(dòng)機(jī)理論解釋未能得到證實(shí)。

七、拓展性研究

本部分主要考察目標(biāo)偏移方向、經(jīng)濟(jì)形勢(shì)和地區(qū)市場(chǎng)化程度的差異對(duì)目標(biāo)偏移經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)抑制效應(yīng)的異質(zhì)性影響。

(一)目標(biāo)偏移方向的影響

好消息與壞消息引發(fā)的市場(chǎng)預(yù)期不盡相同。Bloom(2009)對(duì)美國(guó)1962—2008年股票市場(chǎng)波動(dòng)情況的分析表明，壞消息更可能引發(fā)不確定性預(yù)期。在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)可被視作向上級(jí)傳遞工作態(tài)度和能力的信號(hào)工具的情況下，地方官員有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)設(shè)置更高的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)。而下調(diào)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)則更多是官員在考慮地方經(jīng)濟(jì)實(shí)際情況下的無(wú)奈之舉。因此，當(dāng)?shù)胤秸嫉慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)低于上期目標(biāo)時(shí)，市場(chǎng)主體更容易產(chǎn)生消極情緒，對(duì)投資采取觀望態(tài)度，從而使經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)受到明顯抑制；而如果地方政府公布的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)高于上期目標(biāo)，則意味著地區(qū)未來(lái)發(fā)展形勢(shì)向好，或者地方政府將有更多的作為以實(shí)現(xiàn)既定目標(biāo)，此時(shí)目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制效應(yīng)可能會(huì)減弱，甚至還可能出現(xiàn)市場(chǎng)主體為了搶抓機(jī)遇而增加投資的情況。為驗(yàn)證上述推斷，本文根據(jù)當(dāng)期目標(biāo)與上期目標(biāo)的比較結(jié)果對(duì)樣本進(jìn)行了劃分，如果前者高于后者，則歸為上偏樣本，否則歸為下偏樣本。

表9列(1)報(bào)告了上偏樣本的回歸結(jié)果，從中可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)為0.353，且通過(guò)了顯著性水平為1%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。這意味著，當(dāng)?shù)胤秸嫉慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)高于前期目標(biāo)時(shí)，目標(biāo)偏移不僅不會(huì)抑制經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，反而起到了促進(jìn)作用。正如上文所述，出現(xiàn)這種變化的原因很可能是目標(biāo)上偏對(duì)外傳遞了經(jīng)濟(jì)發(fā)展趨勢(shì)向好或地方政府將有更多作為以確?？?jī)效增長(zhǎng)的信號(hào)。表9列(2)的回歸結(jié)果顯示，在下偏樣本組，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，且絕對(duì)值大于基準(zhǔn)回歸結(jié)果。這表明，當(dāng)?shù)胤秸嫉慕?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)低于前期目標(biāo)時(shí)，目標(biāo)偏移引發(fā)的不確定性預(yù)期對(duì)本地經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制效應(yīng)更突出。

表9 考慮目標(biāo)偏移方向的回歸結(jié)果

(二)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的影響

經(jīng)濟(jì)形勢(shì)向好時(shí)，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)通常比較活躍，市場(chǎng)主體能夠以較低的成本獲取更多的市場(chǎng)信息(Fajgelbaum et al.，2017)，從而有助于弱化目標(biāo)偏移釋放的不確定性信號(hào)的影響。本文預(yù)期，相比于經(jīng)濟(jì)上行樣本，目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)下行樣本中更明顯。

為了檢驗(yàn)上述推斷，本文將上一年實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率大于或等于上上年實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的樣本歸為經(jīng)濟(jì)上行樣本，否則視為經(jīng)濟(jì)下行樣本。回歸結(jié)果如表10列(1)、(2)所示。在經(jīng)濟(jì)上行組，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；而在經(jīng)濟(jì)下行組，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)為-0.183，且通過(guò)了顯著性水平為5%的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)。上述結(jié)果表明，目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)面影響在經(jīng)濟(jì)下行階段表現(xiàn)得更為明顯。

進(jìn)一步，考慮到經(jīng)濟(jì)上行或者下行是一個(gè)相對(duì)長(zhǎng)期的概念，利用前兩年實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的比較來(lái)界定可能不夠全面。為此，本文根據(jù)中國(guó)2010年以來(lái)GDP增長(zhǎng)率逐步下降的典型事實(shí)，將樣本期內(nèi)的2004—2010年界定為經(jīng)濟(jì)上行期，2011—2018年界定為經(jīng)濟(jì)下行期，而后重新進(jìn)行回歸分析，檢驗(yàn)結(jié)果如表10列(3)、(4)所示。不難發(fā)現(xiàn)，與列(1)、(2)報(bào)告的結(jié)果類(lèi)似，僅在經(jīng)濟(jì)下行樣本組，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。

表10 考慮經(jīng)濟(jì)形勢(shì)的回歸結(jié)果

(三)地區(qū)市場(chǎng)化程度的影響

如前文所述，目標(biāo)偏移引發(fā)的不確定性預(yù)期通過(guò)加劇市場(chǎng)主體的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，抑制其投資等資源配置行為，繼而阻礙了實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。如果這一理論邏輯成立的話(huà)，那么市場(chǎng)化程度越高的地區(qū)，企業(yè)越可能對(duì)市場(chǎng)信號(hào)做出自由反應(yīng)和選擇，相應(yīng)地目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響越強(qiáng)。首先，根據(jù)中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)(王小魯 等，2019)的中位數(shù)將樣本劃分為高市場(chǎng)化程度地區(qū)和低市場(chǎng)化程度地區(qū)兩個(gè)子樣本；然后，進(jìn)行分組檢驗(yàn)。表11列(1)、(2)報(bào)告了具體的回歸結(jié)果。在地區(qū)市場(chǎng)化程度高的樣本組，目標(biāo)偏移顯著抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)；而在地區(qū)市場(chǎng)化程度低的樣本組，目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響則不顯著。此外，本文還基于東部沿海地區(qū)市場(chǎng)發(fā)展程度更加成熟的特征(韋倩 等，2014)，將樣本細(xì)分為東部沿海地區(qū)和非東部沿海地區(qū)兩組，以檢驗(yàn)上述關(guān)于地區(qū)市場(chǎng)化程度影響的結(jié)論是否穩(wěn)健。由表11列(3)、(4)可知，僅在東部沿海地區(qū)樣本組，目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的負(fù)向影響顯著，這與列(1)、(2)的檢驗(yàn)結(jié)果是一致的。

表11 考慮地區(qū)市場(chǎng)化程度的回歸結(jié)果

八、結(jié)論與政策建議

本文利用2004—2018年274個(gè)地級(jí)市的數(shù)據(jù)，較為深入地研究了目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響。主要結(jié)論如下：其一，目標(biāo)偏移顯著地抑制了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，且在經(jīng)過(guò)更換變量的衡量方法、加入經(jīng)濟(jì)政策不確定性度量指標(biāo)、考慮內(nèi)生性問(wèn)題等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，基準(zhǔn)回歸結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。其二，排除競(jìng)爭(zhēng)性解釋的分析結(jié)果表明，不能將經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)偏移簡(jiǎn)單地解讀為實(shí)際的經(jīng)濟(jì)波動(dòng)。其三，作用機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果顯示，目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制效應(yīng)主要是通過(guò)降低投資、減緩物質(zhì)資本存量增速的路徑實(shí)現(xiàn)的。其四，在中國(guó)情境下，實(shí)物期權(quán)和金融摩擦兩種理論可用于解釋目標(biāo)偏移對(duì)投資的不利影響，從而間接證實(shí)目標(biāo)偏移與不確定性預(yù)期密切相關(guān)。其五，在目標(biāo)向下偏移、經(jīng)濟(jì)下行或市場(chǎng)化程度高的地區(qū)，目標(biāo)偏移對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的抑制作用更明顯。

本文研究結(jié)論對(duì)于優(yōu)化地方政府行為，加快體制改革，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展有著重要的政策啟示。首先，地方政府在推動(dòng)轄區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的過(guò)程中，應(yīng)該加強(qiáng)市場(chǎng)主體預(yù)期管理，竭力保持經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)的連續(xù)性和可預(yù)測(cè)性，以有效穩(wěn)定市場(chǎng)主體的政策預(yù)期。其次，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)出臺(tái)或調(diào)整之時(shí)，地方政府要充分利用好各類(lèi)媒體平臺(tái)，加強(qiáng)信息披露，幫助市場(chǎng)主體準(zhǔn)確把握地區(qū)經(jīng)濟(jì)形勢(shì)及相關(guān)的政策走向。最后，中央政府需進(jìn)一步優(yōu)化經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)目標(biāo)管理體制，積極引導(dǎo)地方政府摒棄片面追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的觀念，牢固樹(shù)立和自覺(jué)踐行新發(fā)展理念，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。