目標偏移與經(jīng)濟增長

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

當前，世界深陷新冠疫情的負面沖擊之中，全球經(jīng)濟面臨前所未有的巨大不確定性。穩(wěn)定市場預(yù)期，確保經(jīng)濟總體平穩(wěn)運行，在現(xiàn)階段顯得尤為重要。政府具有總量信息優(yōu)勢(林毅夫，2007)，是市場主體獲取決策所需外部環(huán)境信息的重要來源。各級政府在每年的政府工作報告中公布的當年經(jīng)濟增長預(yù)期目標，已成為市場主體判斷未來經(jīng)濟政策乃至實際經(jīng)濟運行趨勢的風(fēng)向標。通過國民經(jīng)濟和社會發(fā)展五年規(guī)劃以及政府工作報告制定較明確的經(jīng)濟增長目標來指引轄區(qū)經(jīng)濟建設(shè)，是新中國成立以來中國政府在經(jīng)濟社會建設(shè)過程中實施的一項重要舉措。改革開放后，在以經(jīng)濟建設(shè)為中心的背景下，自上而下推行的經(jīng)濟發(fā)展目標管理，更是以有效的資源調(diào)配引領(lǐng)和推動了經(jīng)濟的高速發(fā)展(徐現(xiàn)祥 等，2017)。

考慮到經(jīng)濟增長目標兼具穩(wěn)定和引導(dǎo)市場預(yù)期的功效，各級政府在制定經(jīng)濟增長目標時通常會保持一定的連續(xù)性(王賢彬 等，2019)，以穩(wěn)定發(fā)展預(yù)期、提振市場信心。當然，政府在制定經(jīng)濟增長目標的過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)濟增長目標除了能夠反映地方政府對轄區(qū)當年經(jīng)濟增長潛力的預(yù)判，也是上級政府評價地方官員工作績效的關(guān)鍵性指標，因此地方政府制定的經(jīng)濟增長目標往往呈現(xiàn)出明顯的“層層加碼”與橫向競爭特征(Li et al.，2019；王賢彬 等，2019)。本文感興趣的是，經(jīng)濟增長目標在各種考量下發(fā)生的偏移，是否會引發(fā)市場主體對地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的不確定性預(yù)期，進而透過市場主體的行為，影響實際的經(jīng)濟增長。

本文基于2004—2018年中國274個地級市數(shù)據(jù)，系統(tǒng)地考察了目標偏移對經(jīng)濟增長的影響。較之已有文獻，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，當前有關(guān)經(jīng)濟增長目標管理的研究聚集于目標的制定規(guī)律以及目標本身的經(jīng)濟效應(yīng)(徐現(xiàn)祥 等，2017；余泳澤 等，2019)，忽視了目標變動所產(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)濟增長目標的信號作用，探討目標偏移對經(jīng)濟增長的影響，并剖析其中的作用機制，不僅拓展了宏觀經(jīng)濟增長中國研究的理論邊界，而且是對現(xiàn)有相關(guān)文獻的有益補充。第二，既有文獻雖已關(guān)注到不確定性的宏觀經(jīng)濟效應(yīng)，但主要是從國家或者省域經(jīng)濟層面展開討論的。盡管近期出現(xiàn)了部分以地級市作為觀測對象的研究，但他們?nèi)匀徊捎昧藝覍用娴慕?jīng)濟政策不確定性度量指標，難以有效捕捉地方層面的不確定性。本文通過考察地方政府主導(dǎo)的經(jīng)濟增長目標變動引發(fā)的市場不確定性預(yù)期對經(jīng)濟增長的影響，為地級市層面不確定性的研究提供了一種新的思路。

二、理論分析與假說提出

中國改革開放40多年取得的舉世矚目的經(jīng)濟成就，既是市場經(jīng)濟力量不斷釋放的結(jié)果，也是政府力量積極合理干預(yù)的結(jié)果。從宏觀調(diào)控的角度來看，中國政府采取了一系列重要措施來推動經(jīng)濟增長，而對經(jīng)濟發(fā)展實施目標管理便是極具代表性的舉措之一。通過在國民經(jīng)濟和社會發(fā)展五年規(guī)劃以及每年年初的政府工作報告中制定較為明確的經(jīng)濟增長目標，指引當年轄區(qū)的經(jīng)濟建設(shè)，有力地推動了實際的經(jīng)濟增長(馬亮，2017)。

一方面，經(jīng)濟增長目標通過倒逼政策當局的資源配置行為進而促進了經(jīng)濟增長(徐現(xiàn)祥 等，2017)。通常，在經(jīng)濟增長目標公布后，各級政府會出臺一系列配套政策和指導(dǎo)規(guī)劃來引導(dǎo)資源配置，帶動政府支出與投資增長(孫文凱 等，2016)。其中，投資的增長主要來自兩個方面：一是地方政府為實現(xiàn)既定目標而增加的自主投資；二是市場主體順應(yīng)政府傳遞的經(jīng)濟目標信號而進行的投資(劉淑琳 等，2019)。并且，地方政府也會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，以鼓勵和吸引市場主體投資。比如，胡深等(2019)發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長目標對地方政府協(xié)議和招拍掛出讓土地規(guī)模與出讓土地單價存在顯著影響。另一方面，經(jīng)濟增長目標還發(fā)揮著穩(wěn)定和引導(dǎo)市場預(yù)期的作用。眾所周知，市場主體的決策受到內(nèi)外部環(huán)境的影響。由于信息成本的存在，決策者傾向于透過他人行為解讀相關(guān)信息。相對于市場主體，政府擁有明顯的總量信息優(yōu)勢(林毅夫，2007)，是市場主體獲取外部環(huán)境信息的重要來源。因此，政府每年公布的經(jīng)濟增長目標成為市場主體預(yù)判轄區(qū)經(jīng)濟走勢和經(jīng)濟政策，進而形成地區(qū)經(jīng)濟增長預(yù)期的關(guān)鍵信息源。

由于公眾預(yù)期在宏觀經(jīng)濟政策向宏觀經(jīng)濟傳導(dǎo)的過程中起著關(guān)鍵作用，加強預(yù)期管理成為各國央行的共識(Lucas，1976；Woodford，2003)。除了引導(dǎo)公眾預(yù)期趨于理性外，預(yù)期管理還可以通過切實可信的政策目標，穩(wěn)定公眾預(yù)期(Woodford，2013)。眾多發(fā)達國家所青睞的通貨膨脹目標制就是通過設(shè)定明確的通貨膨脹目標，錨定公眾對通貨膨脹的長期預(yù)期，從而實現(xiàn)穩(wěn)定通貨膨脹的目的(郭豫媚 等，2016)。李成等(2011)認為，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)濟體系中內(nèi)外部因素對通脹的沖擊程度,而且能夠在長期穩(wěn)定市場價格,緩解通脹對資源配置的扭曲,發(fā)揮價格的市場信號功能,促進市場效率改善,實現(xiàn)產(chǎn)出擴張。賈珅(2020)則引用美國經(jīng)濟學(xué)家、前財長薩默斯的觀點，指出穩(wěn)定公眾對經(jīng)濟增長的預(yù)期和信心是刺激經(jīng)濟增長成本最低的舉措。因此，各級政府在制定各年經(jīng)濟增長目標時會保持相對的穩(wěn)定性(王賢彬 等，2019)。

然而，經(jīng)濟增長目標發(fā)生偏移不可避免。一方面，國內(nèi)外經(jīng)濟形勢復(fù)雜多變，即便政府相較于市場主體擁有信息優(yōu)勢，也難以保證其對經(jīng)濟增長的預(yù)測總是準確的。另一方面，在中國現(xiàn)行體制下，經(jīng)濟增長目標不僅是當年轄區(qū)經(jīng)濟建設(shè)的指揮棒，也是上級政府激勵和管理下級官員的重要手段以及評價下級政府績效的主要抓手(周黎安 等，2015)。因此，地方官員有強烈的動機將經(jīng)濟增長目標作為向上級傳遞工作態(tài)度和能力信號的工具。換言之，地方政府在設(shè)定未來一段時期的經(jīng)濟增長目標時，會充分考慮上級政府的激勵和約束。已有研究表明，不僅年齡、來源等影響晉升動力和預(yù)期的官員特征會對目標設(shè)置產(chǎn)生影響，而且在同一官員任期的不同階段，或是黨代會召開等特殊時間點，經(jīng)濟增長目標也會表現(xiàn)出明顯差異(馬亮，2013；余泳澤 等，2017)。

頻繁調(diào)整經(jīng)濟增長目標會讓市場主體無所適從(李拉亞，2011)，進而產(chǎn)生不確定性預(yù)期?；趯嶋H經(jīng)濟增長情況而進行的目標調(diào)整，可能會被市場主體解讀為經(jīng)濟形勢存在較大的不確定性，以至于更具信息優(yōu)勢的地方政府也無法準確預(yù)判轄區(qū)的經(jīng)濟走勢。而面對地方政府官員出于對自身職業(yè)生涯的考量所進行的目標調(diào)整，市場主體可能會產(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現(xiàn)調(diào)整后的經(jīng)濟增長目標；不確定地方官員為了實現(xiàn)既定的經(jīng)濟增長目標會推行何種性質(zhì)的經(jīng)濟政策，政策的執(zhí)行力度有多大、實施效果又如何。事實上，市場主體也更多是基于可獲取的有限信息推測地方政府調(diào)整經(jīng)濟增長目標的具體原因，而這本身就存在不確定性。

不確定性會帶來多方面的影響，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)等提出的實物期權(quán)理論將投資機會選擇視作企業(yè)持有的一項期權(quán)，并認為如果投資項目存在一定程度的不可逆性，那么不確定性的上升會提高企業(yè)投資機會的等待價值，進而促使企業(yè)推遲當前的投資行為。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)專用性、處置資產(chǎn)會產(chǎn)生交易費用及折價損失(Pindyck,1991;Shleifer et al.,1992)，投資的不可逆性客觀存在。因此，實物期權(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)。金融摩擦理論認為，在金融市場不盡完美的情況下，不確定性的上升將加劇信息不對稱程度，導(dǎo)致企業(yè)違約風(fēng)險上升，此時債權(quán)人會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慎(饒品貴 等，2017)，客觀上限制了企業(yè)投資規(guī)模的擴大。而流動性預(yù)防動機理論則強調(diào)，較大的不確定性會增加企業(yè)未來的經(jīng)營風(fēng)險，提高企業(yè)發(fā)生流動性短缺的可能，因此管理層表現(xiàn)得更加謹慎，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)濟政策不確定性導(dǎo)致美國就業(yè)減少0.35%。陳德球等(2017)的研究結(jié)果顯示，地級市核心官員變更引發(fā)的政策不確定性會降低其所轄地區(qū)企業(yè)的資本配置效率。而Bloom(2014)的研究則表明，當不確定性程度較高時，有效率的企業(yè)放慢規(guī)模擴張、沒效率的企業(yè)延緩規(guī)模縮小的局面顯著抑制了生產(chǎn)率的增長。

綜上分析，經(jīng)濟增長目標偏移會引發(fā)市場主體的不確定性預(yù)期，進而對投資、就業(yè)和效率產(chǎn)生抑制效應(yīng)，最終阻礙經(jīng)濟增長。因此，本文提出：

假說：

三、研究設(shè)計

(一)模型構(gòu)建

為檢驗?zāi)繕似茖?jīng)濟增長的影響，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)濟增長水平；TV表示城市i在t年的經(jīng)濟增長目標偏移；y、inv、n、γ和δ分別為每年年初的人均實際GDP、投資率、人口增長率、資本折舊率和技術(shù)進步率 參考徐現(xiàn)祥等(2007)的做法，假定γ+δ=0.1。；Z為其他可能影響實際GDP增速的控制變量，為盡可能緩解內(nèi)生性問題，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)和時間固定效應(yīng)；ε為隨機擾動項。本文重點關(guān)注系數(shù)β的方向及顯著性，如果理論假說成立，則β應(yīng)該顯著為負。

(二)變量定義

1.被解釋變量：經(jīng)濟增長(GDPR)

本文采用實際GDP增速作為經(jīng)濟增長的衡量指標。

2.核心解釋變量：經(jīng)濟增長目標偏移(TV)

對于經(jīng)濟增長目標偏移(TV)，本文借用偏離度的思想，以城市當年經(jīng)濟增長目標與上一年經(jīng)濟增長目標的差額的絕對值度量。需要指出的是，沒有采用觀測值與基準值的差額除以基準值再取絕對值的做法作為經(jīng)濟增長目標偏移的基本度量，原因在于：就現(xiàn)實而言，大多數(shù)公眾在面對地方政府制定的經(jīng)濟增長目標變化時，更多是根據(jù)目標的絕對變化形成主觀判斷，而較少關(guān)注相對變化量。即便如此，為了確保結(jié)論的可靠性，本文在穩(wěn)健性檢驗部分還是利用這一完全按照偏離度方法計算的目標偏移指標進行了替代性測量。

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；賴明勇 等，2005；趙勇 等，2010；余泳澤 等，2019；徐現(xiàn)祥 等，2007)的做法，對其他可能影響實際GDP增速的變量進行了控制，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?；國有?jīng)濟比重(State)，以國有工業(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)，用財政支出中科技支出的比重衡量；對外開放(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)，用年末金融機構(gòu)人民幣各項貸款余額與地區(qū)生產(chǎn)總值的比值度量；財政自主權(quán)(FA)，以公共預(yù)算財政收入與公共預(yù)算財政支出的比值度量；地方官員變量，包括書記年齡對數(shù)(log(SJAge))、市長年齡對數(shù)(log(SZAge))、書記任期對數(shù)(log(SJTenure))以及市長任期對數(shù)(log(SZTenure))。

(三)數(shù)據(jù)來源

本文樣本涵蓋2004—2018年中國274個地級市，是非平衡面板數(shù)據(jù)。其中，核心解釋變量經(jīng)濟增長目標偏移所用到的經(jīng)濟增長目標數(shù)據(jù)從各省及地級市的人民政府門戶網(wǎng)站、地級市統(tǒng)計年鑒刊發(fā)的地級市政府工作報告中手工收集并進一步整理得到，具體做法為：對于明確報告的增長目標，直接使用；對于帶有“左右”“以上”“不低于”等修飾詞的目標表述，采用具體數(shù)字；對于帶有區(qū)間的目標表述，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)來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》，人均受教育程度、城市化水平等省區(qū)層面的數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》及各省統(tǒng)計年鑒。

表1報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

(續(xù)表1)

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準回歸結(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)濟增長驅(qū)動變量，列(3)在列(2)的基礎(chǔ)上進一步加入了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Ind)、人力資本(log(Edu))等其他控制變量。

表2 目標偏移對經(jīng)濟增長的影響

由表2列(1)～(3)可知，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)分別為-0.158、-0.143和-0.143，且均通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗。這表明，目標偏移對經(jīng)濟增長存在顯著的負向影響，本文理論假說得到驗證。

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.變換核心解釋變量的度量指標

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文變更了經(jīng)濟增長目標偏移的測量指標，具體包括：(1)以當年經(jīng)濟增長目標與上一年經(jīng)濟增長目標的差額除以上一年經(jīng)濟增長目標后取絕對值進行度量，記為TV1。(2)以經(jīng)濟增長目標的標準差進行度量，記為TV2。用標準差度量波動是很多文獻的常用做法(Aghion et al.，2006)。由于目標偏移本質(zhì)上也是波動的一種表現(xiàn)，通過標準差來度量目標偏移可以反映更為長期的目標調(diào)整的影響。同時，考慮到地方官員調(diào)整是造成目標偏移的關(guān)鍵因素，且地方官員在一個城市任期的中位數(shù)為3年(姚洋 等，2013)，本文以當年與前2年的經(jīng)濟增長目標計算標準差。(3)以是否發(fā)生經(jīng)濟增長目標偏移進行度量,記為TV3。若當年目標與上一年目標相等，則TV3取值為0，否則取值為1。

表3列示了改變經(jīng)濟增長目標偏移測量指標后的回歸結(jié)果。由列(1)可知，TV1的回歸系數(shù)為-0.023，且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗；列(2)的結(jié)果顯示，TV2的回歸系數(shù)為-0.424，且通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗；列(3)中，TV3的回歸系數(shù)為-0.003，且通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗。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)生實質(zhì)性變化。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：改變核心解釋變量的度量指標

2.變換被解釋變量的度量指標

本文在將經(jīng)濟增長的度量指標替換為人均實際GDP增長率(GDPPCR)之后，重新對模型(1)進行了回歸，結(jié)果如表4所示。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：以人均實際GDP增長率度量經(jīng)濟增長

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

3.加入經(jīng)濟政策不確定性指標

進一步，本文在基準模型中納入用于測度經(jīng)濟政策不確定性的Baker中國經(jīng)濟政策不確定性指數(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)濟增長目標偏移比經(jīng)濟政策不確定性的內(nèi)涵更廣。

表5列(1)報告了在基準模型中單獨加入Baker中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的回歸結(jié)果，從中可見，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)為-0.143，且通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗；Baker中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的回歸系數(shù)為-0.066，且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗。這意味著，即便控制了經(jīng)濟政策不確定性的影響，目標偏移仍然對經(jīng)濟增長存在抑制作用。表5列(2)報告了在基準模型中單獨加入地方官員更替變量的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)為-0.143，且通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗，而地方官員更替對經(jīng)濟增長的影響則不顯著。表5列(3)報告了在基準模型中同時引入Baker中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)和地方官員更替變量的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長目標偏移和Baker中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的回歸系數(shù)均顯著為負，而地方官員更替的估計結(jié)果依舊未能通過顯著性檢驗。綜上可知，在加入度量經(jīng)濟政策不確定性的指標后，本文理論假說仍然成立。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果：加入經(jīng)濟政策不確性指標、內(nèi)生性問題

4.內(nèi)生性問題的解決

考慮到上文的回歸分析可能存在遺漏同時影響經(jīng)濟增長目標制定與實際經(jīng)濟增長的變量而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本部分擬檢驗基準回歸結(jié)果在考慮內(nèi)生性問題的情況下是否穩(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增長率，Y為可能的內(nèi)生變量目標偏移，外生向量X為期初人均實際GDP、投資率等控制變量。具體估計步驟為：

表5列(4)報告了基于Lewbel(2012)方法的回歸結(jié)果。Pagan-Hall檢驗結(jié)果表明，式(2)滿足同方差性；Breusch-Pagan檢驗結(jié)果顯示，式(3)滿足異方差性；過度識別檢驗結(jié)果保證了工具變量的外生性，說明本文基于異方差的方法構(gòu)造工具變量以克服內(nèi)生性問題是合理有效的。由列(4)可知，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負，與基準回歸結(jié)果基本一致。

五、排除實際經(jīng)濟波動的競爭性解釋

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

圖1 經(jīng)濟增長目標偏移與實際經(jīng)濟增長波動

為進一步排除實際經(jīng)濟波動的競爭性解釋，本文采取以下兩種更為細致的方法進行了驗證。第一，構(gòu)建偏移幅度小的樣本。如果經(jīng)濟增長目標偏移反映的只是實際經(jīng)濟波動，那么在實際經(jīng)濟波動小的樣本中，經(jīng)濟增長目標偏移的影響應(yīng)該較小，甚至沒有影響。為此，首先根據(jù)實際經(jīng)濟波動的50、25分位值，構(gòu)建實際經(jīng)濟波動小于或等于50分位值、小于或等于25分位值的兩個子樣本，然后分別進行回歸分析，結(jié)果如表6所示。由列(1)、(2)可見，即便是在實際經(jīng)濟波動幅度小的樣本中，目標偏移依然能夠?qū)?jīng)濟增長產(chǎn)生顯著的負向影響。第二，在基準模型中納入控制變量實際經(jīng)濟波動(GDPRV)。列(3)的結(jié)果顯示，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)顯著為負，且系數(shù)絕對值大小較基準結(jié)果略有下降。這意味著，即便考慮實際經(jīng)濟波動的影響，目標偏移與經(jīng)濟增長的關(guān)系也未發(fā)生根本性變化。

表6 排除競爭性解釋的回歸結(jié)果

綜上分析，基本可以排除目標偏移能夠?qū)?jīng)濟增長產(chǎn)生影響只是因為其反映了實際經(jīng)濟波動的競爭性解釋。

六、作用機制檢驗

(一)基于經(jīng)濟增長核算框架的分析

接下來，本文基于新古典經(jīng)濟增長理論的經(jīng)濟增長核算框架來檢驗?zāi)繕似朴绊懡?jīng)濟增長的具體機制。

表7列(1)報告了以物質(zhì)資本存量增長速度(g)為被解釋變量的回歸結(jié)果，從中可見，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)為-0.313，且通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗，說明經(jīng)濟增長目標偏移有效減緩了物質(zhì)資本積累速度。進一步，本文還以實際全社會固定資產(chǎn)投資的對數(shù)(Log(INV))作為被解釋變量進行了補充性測試，結(jié)果見表7列(2)。不難發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)依然顯著為負。這說明經(jīng)濟增長目標偏移確實會抑制投資、降低物質(zhì)資本存量增長速度。

本文還檢驗了經(jīng)濟增長目標偏移對勞動力增長速度(g)和全要素生產(chǎn)率增長速度(g)的影響，結(jié)果分別見表7列(3)、(4)。由列(3)可知，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)為-0.391，但未能通過顯著性統(tǒng)計檢驗?？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)，因而目標偏移對勞動力增速的影響在短期內(nèi)不明顯。列(4)的結(jié)果顯示，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)為0.285，同樣沒有通過顯著性統(tǒng)計檢驗。這是因為，經(jīng)濟增長目標偏移引發(fā)的不確定性預(yù)期雖可能有利于促進技術(shù)創(chuàng)新(顧夏銘 等，2018)，但同時也可能降低資本配置效率(陳德球 等，2017)，兩種力量相互抵銷，最終導(dǎo)致經(jīng)濟增長目標偏移對全要素生產(chǎn)率增長速度的影響不顯著。

表7 基于經(jīng)濟增長核算框架的分析結(jié)果

綜上所述，目標偏移主要通過降低投資、減緩物質(zhì)資本存量增速進而抑制了實際經(jīng)濟增長。

(二)對經(jīng)濟增長目標偏移投資抑制效應(yīng)的進一步分析

上文的分析結(jié)果表明，經(jīng)濟增長目標偏移對投資和物質(zhì)資本存量增速均存在顯著的負向影響。在這一部分，著重考察在中國情境下實物期權(quán)、金融摩擦和流動性預(yù)防動機三大經(jīng)典理論能否有效解釋目標偏移對投資的影響，同時為目標偏移會引發(fā)不確定性預(yù)期提供間接證據(jù)。

首先，實物期權(quán)理論認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)當前的投資行為越謹慎。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)比重低兩個子樣本，分組檢驗的結(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)濟增長目標偏移對投資的影響顯著為負；而在固定資產(chǎn)比重低組，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)雖為負，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)濟增長目標偏移對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，基于投資的不可逆性的實物期權(quán)理論可以為本文的發(fā)現(xiàn)提供有力支撐。

表8 對目標偏移投資抑制效應(yīng)的進一步分析結(jié)果

其次，金融摩擦理論認為不確定性程度的提高會加劇信息不對稱，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)融資約束嚴重時更明顯。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)濟增長目標偏移對投資的抑制作用越明顯。對于金融發(fā)展水平，本文借鑒趙勇等(2010)的方法，以年末金融機構(gòu)人民幣各項貸款余額占地區(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)展水平低兩個子樣本。表8列(3)、(4)報告了具體的檢驗結(jié)果，從中可見，在金融發(fā)展水平低組，經(jīng)濟增長目標偏移顯著抑制了投資；而在金融發(fā)展水平高組，經(jīng)濟增長目標偏移對投資的影響不顯著。這說明，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，考察流動性預(yù)防動機理論能否間接解釋經(jīng)濟增長目標偏移的投資抑制效應(yīng)。本文推斷，企業(yè)流動性預(yù)防動機越強的地區(qū)，經(jīng)濟增長目標偏移對投資的抑制作用越明顯。首先，以城市年末金融機構(gòu)人民幣各項存款余額與城市居民人民幣儲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)流動性預(yù)防動機；然后，利用上期該地區(qū)企業(yè)流動性預(yù)防動機的中位數(shù)將樣本區(qū)分為流動性預(yù)防動機強和流動性預(yù)防動機弱兩個子樣本；最后，進行回歸分析。表8列(5)、(6)的結(jié)果顯示，無論在哪組樣本中，經(jīng)濟增長目標偏移對投資的影響都不顯著。因此，流動性預(yù)防動機理論解釋未能得到證實。

七、拓展性研究

本部分主要考察目標偏移方向、經(jīng)濟形勢和地區(qū)市場化程度的差異對目標偏移經(jīng)濟增長抑制效應(yīng)的異質(zhì)性影響。

(一)目標偏移方向的影響

好消息與壞消息引發(fā)的市場預(yù)期不盡相同。Bloom(2009)對美國1962—2008年股票市場波動情況的分析表明，壞消息更可能引發(fā)不確定性預(yù)期。在經(jīng)濟增長目標可被視作向上級傳遞工作態(tài)度和能力的信號工具的情況下，地方官員有強烈的動機設(shè)置更高的經(jīng)濟增長目標。而下調(diào)經(jīng)濟增長目標則更多是官員在考慮地方經(jīng)濟實際情況下的無奈之舉。因此，當?shù)胤秸嫉慕?jīng)濟增長目標低于上期目標時，市場主體更容易產(chǎn)生消極情緒，對投資采取觀望態(tài)度，從而使經(jīng)濟增長受到明顯抑制；而如果地方政府公布的經(jīng)濟增長目標高于上期目標，則意味著地區(qū)未來發(fā)展形勢向好，或者地方政府將有更多的作為以實現(xiàn)既定目標，此時目標偏移對經(jīng)濟增長的抑制效應(yīng)可能會減弱，甚至還可能出現(xiàn)市場主體為了搶抓機遇而增加投資的情況。為驗證上述推斷，本文根據(jù)當期目標與上期目標的比較結(jié)果對樣本進行了劃分，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)報告了上偏樣本的回歸結(jié)果，從中可見，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)為0.353，且通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗。這意味著，當?shù)胤秸嫉慕?jīng)濟增長目標高于前期目標時，目標偏移不僅不會抑制經(jīng)濟增長，反而起到了促進作用。正如上文所述，出現(xiàn)這種變化的原因很可能是目標上偏對外傳遞了經(jīng)濟發(fā)展趨勢向好或地方政府將有更多作為以確?？冃г鲩L的信號。表9列(2)的回歸結(jié)果顯示，在下偏樣本組，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)顯著為負，且絕對值大于基準回歸結(jié)果。這表明，當?shù)胤秸嫉慕?jīng)濟增長目標低于前期目標時，目標偏移引發(fā)的不確定性預(yù)期對本地經(jīng)濟增長的抑制效應(yīng)更突出。

表9 考慮目標偏移方向的回歸結(jié)果

(二)經(jīng)濟形勢的影響

經(jīng)濟形勢向好時，經(jīng)濟活動通常比較活躍，市場主體能夠以較低的成本獲取更多的市場信息(Fajgelbaum et al.，2017)，從而有助于弱化目標偏移釋放的不確定性信號的影響。本文預(yù)期，相比于經(jīng)濟上行樣本，目標偏移對經(jīng)濟增長的抑制效應(yīng)在經(jīng)濟下行樣本中更明顯。

為了檢驗上述推斷，本文將上一年實際經(jīng)濟增長率大于或等于上上年實際經(jīng)濟增長率的樣本歸為經(jīng)濟上行樣本，否則視為經(jīng)濟下行樣本?；貧w結(jié)果如表10列(1)、(2)所示。在經(jīng)濟上行組，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)未能通過顯著性檢驗；而在經(jīng)濟下行組，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)為-0.183，且通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗。上述結(jié)果表明，目標偏移對經(jīng)濟增長的負面影響在經(jīng)濟下行階段表現(xiàn)得更為明顯。

進一步，考慮到經(jīng)濟上行或者下行是一個相對長期的概念，利用前兩年實際經(jīng)濟增長率的比較來界定可能不夠全面。為此，本文根據(jù)中國2010年以來GDP增長率逐步下降的典型事實，將樣本期內(nèi)的2004—2010年界定為經(jīng)濟上行期，2011—2018年界定為經(jīng)濟下行期，而后重新進行回歸分析，檢驗結(jié)果如表10列(3)、(4)所示。不難發(fā)現(xiàn)，與列(1)、(2)報告的結(jié)果類似，僅在經(jīng)濟下行樣本組，經(jīng)濟增長目標偏移的回歸系數(shù)顯著為負。

表10 考慮經(jīng)濟形勢的回歸結(jié)果

(三)地區(qū)市場化程度的影響

如前文所述，目標偏移引發(fā)的不確定性預(yù)期通過加劇市場主體的經(jīng)營風(fēng)險，抑制其投資等資源配置行為，繼而阻礙了實際經(jīng)濟增長。如果這一理論邏輯成立的話，那么市場化程度越高的地區(qū)，企業(yè)越可能對市場信號做出自由反應(yīng)和選擇，相應(yīng)地目標偏移對經(jīng)濟增長的影響越強。首先，根據(jù)中國分省份市場化指數(shù)(王小魯 等，2019)的中位數(shù)將樣本劃分為高市場化程度地區(qū)和低市場化程度地區(qū)兩個子樣本；然后，進行分組檢驗。表11列(1)、(2)報告了具體的回歸結(jié)果。在地區(qū)市場化程度高的樣本組，目標偏移顯著抑制了經(jīng)濟增長；而在地區(qū)市場化程度低的樣本組，目標偏移對經(jīng)濟增長的影響則不顯著。此外，本文還基于東部沿海地區(qū)市場發(fā)展程度更加成熟的特征(韋倩 等，2014)，將樣本細分為東部沿海地區(qū)和非東部沿海地區(qū)兩組，以檢驗上述關(guān)于地區(qū)市場化程度影響的結(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，目標偏移對經(jīng)濟增長的負向影響顯著，這與列(1)、(2)的檢驗結(jié)果是一致的。

表11 考慮地區(qū)市場化程度的回歸結(jié)果

八、結(jié)論與政策建議

本文利用2004—2018年274個地級市的數(shù)據(jù)，較為深入地研究了目標偏移對經(jīng)濟增長的影響。主要結(jié)論如下：其一，目標偏移顯著地抑制了經(jīng)濟增長，且在經(jīng)過更換變量的衡量方法、加入經(jīng)濟政策不確定性度量指標、考慮內(nèi)生性問題等一系列穩(wěn)健性檢驗后，基準回歸結(jié)果未發(fā)生實質(zhì)性變化。其二，排除競爭性解釋的分析結(jié)果表明，不能將經(jīng)濟增長目標偏移簡單地解讀為實際的經(jīng)濟波動。其三，作用機制檢驗結(jié)果顯示，目標偏移對經(jīng)濟增長的抑制效應(yīng)主要是通過降低投資、減緩物質(zhì)資本存量增速的路徑實現(xiàn)的。其四，在中國情境下，實物期權(quán)和金融摩擦兩種理論可用于解釋目標偏移對投資的不利影響，從而間接證實目標偏移與不確定性預(yù)期密切相關(guān)。其五，在目標向下偏移、經(jīng)濟下行或市場化程度高的地區(qū)，目標偏移對經(jīng)濟增長的抑制作用更明顯。

本文研究結(jié)論對于優(yōu)化地方政府行為，加快體制改革，促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有著重要的政策啟示。首先，地方政府在推動轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展的過程中，應(yīng)該加強市場主體預(yù)期管理，竭力保持經(jīng)濟增長目標的連續(xù)性和可預(yù)測性，以有效穩(wěn)定市場主體的政策預(yù)期。其次，在經(jīng)濟增長目標出臺或調(diào)整之時，地方政府要充分利用好各類媒體平臺，加強信息披露，幫助市場主體準確把握地區(qū)經(jīng)濟形勢及相關(guān)的政策走向。最后，中央政府需進一步優(yōu)化經(jīng)濟增長目標管理體制，積極引導(dǎo)地方政府摒棄片面追求經(jīng)濟增長速度的觀念，牢固樹立和自覺踐行新發(fā)展理念，推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。