目標偏移與經濟增長

劉淑琳 王賢彬 黃亮雄

(1.廣州大學，廣東 廣州 510006；2.暨南大學，廣東 廣州 510632；3.華南理工大學，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，全球經濟面臨前所未有的巨大不確定性。穩定市場預期，確保經濟總體平穩運行，在現階段顯得尤為重要。政府具有總量信息優勢(林毅夫，2007)，是市場主體獲取決策所需外部環境信息的重要來源。各級政府在每年的政府工作報告中公布的當年經濟增長預期目標，已成為市場主體判斷未來經濟政策乃至實際經濟運行趨勢的風向標。通過國民經濟和社會發展五年規劃以及政府工作報告制定較明確的經濟增長目標來指引轄區經濟建設，是新中國成立以來中國政府在經濟社會建設過程中實施的一項重要舉措。改革開放后，在以經濟建設為中心的背景下，自上而下推行的經濟發展目標管理，更是以有效的資源調配引領和推動了經濟的高速發展(徐現祥 等，2017)。

考慮到經濟增長目標兼具穩定和引導市場預期的功效，各級政府在制定經濟增長目標時通常會保持一定的連續性(王賢彬 等，2019)，以穩定發展預期、提振市場信心。當然，政府在制定經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得尤為明顯。經濟增長目標除了能夠反映地方政府對轄區當年經濟增長潛力的預判，也是上級政府評價地方官員工作績效的關鍵性指標，因此地方政府制定的經濟增長目標往往呈現出明顯的“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，經濟增長目標在各種考量下發生的偏移，是否會引發市場主體對地區經濟發展的不確定性預期，進而透過市場主體的行為，影響實際的經濟增長。

本文基于2004—2018年中國274個地級市數據，系統地考察了目標偏移對經濟增長的影響。較之已有文獻，本文的貢獻主要體現在以下幾個方面：第一，當前有關經濟增長目標管理的研究聚集于目標的制定規律以及目標本身的經濟效應(徐現祥 等，2017；余泳澤 等，2019)，忽視了目標變動所產生的不確定性影響。而本文基于不確定性這一新的視角審視經濟增長目標的信號作用，探討目標偏移對經濟增長的影響，并剖析其中的作用機制，不僅拓展了宏觀經濟增長中國研究的理論邊界，而且是對現有相關文獻的有益補充。第二，既有文獻雖已關注到不確定性的宏觀經濟效應，但主要是從國家或者省域經濟層面展開討論的。盡管近期出現了部分以地級市作為觀測對象的研究，但他們仍然采用了國家層面的經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的經濟增長目標變動引發的市場不確定性預期對經濟增長的影響，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濟成就，既是市場經濟力量不斷釋放的結果，也是政府力量積極合理干預的結果。從宏觀調控的角度來看，中國政府采取了一系列重要措施來推動經濟增長，而對經濟發展實施目標管理便是極具代表性的舉措之一。通過在國民經濟和社會發展五年規劃以及每年年初的政府工作報告中制定較為明確的經濟增長目標，指引當年轄區的經濟建設，有力地推動了實際的經濟增長(馬亮，2017)。

一方面，經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濟增長(徐現祥 等，2017)。通常，在經濟增長目標公布后，各級政府會出臺一系列配套政策和指導規劃來引導資源配置，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既定目標而增加的自主投資；二是市場主體順應政府傳遞的經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，在法定權限范圍內制定各種優惠政策，以鼓勵和吸引市場主體投資。比如，胡深等(2019)發現，經濟增長目標對地方政府協議和招拍掛出讓土地規模與出讓土地單價存在顯著影響。另一方面，經濟增長目標還發揮著穩定和引導市場預期的作用。眾所周知，市場主體的決策受到內外部環境的影響。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信息。相對于市場主體，政府擁有明顯的總量信息優勢(林毅夫，2007)，是市場主體獲取外部環境信息的重要來源。因此，政府每年公布的經濟增長目標成為市場主體預判轄區經濟走勢和經濟政策，進而形成地區經濟增長預期的關鍵信息源。

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

然而，經濟增長目標發生偏移不可避免。一方面，國內外經濟形勢復雜多變，即便政府相較于市場主體擁有信息優勢，也難以保證其對經濟增長的預測總是準確的。另一方面，在中國現行體制下，經濟增長目標不僅是當年轄區經濟建設的指揮棒，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濟增長目標作為向上級傳遞工作態度和能力信號的工具。換言之，地方政府在設定未來一段時期的經濟增長目標時，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期的官員特征會對目標設置產生影響，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，經濟增長目標也會表現出明顯差異(馬亮，2013；余泳澤 等，2017)。

頻繁調整經濟增長目標會讓市場主體無所適從(李拉亞，2011)，進而產生不確定性預期。基于實際經濟增長情況而進行的目標調整，可能會被市場主體解讀為經濟形勢存在較大的不確定性，以至于更具信息優勢的地方政府也無法準確預判轄區的經濟走勢。而面對地方政府官員出于對自身職業生涯的考量所進行的目標調整，市場主體可能會產生更高程度的不確定性預期，比如：不確定地方官員能否借助轄區公共資源或政策手段實現調整后的經濟增長目標；不確定地方官員為了實現既定的經濟增長目標會推行何種性質的經濟政策，政策的執行力度有多大、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整經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系深受學界關注。Bernanke(1983)、McDonald et al.(1986)等提出的實物期權理論將投資機會選擇視作企業持有的一項期權，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投資機會的等待價值，進而促使企業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投資的重要前提。由于資產專用性、處置資產會產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，導致企業違約風險上升，此時債權人會索取更高的信用利差，從而使得企業融資成本提高、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)，客觀上限制了企業投資規模的擴大。而流動性預防動機理論則強調，較大的不確定性會增加企業未來的經營風險，提高企業發生流動性短缺的可能，因此管理層表現得更加謹慎，傾向于持有更多現金資產(王紅建 等，2014)，縮減投資規模。

此外，不確定性還可能對就業和效率產生不利影響。Baker et al.(2016)發現，2005—2011年間經濟政策不確定性導致美國就業減少0.35%。陳德球等(2017)的研究結果顯示，地級市核心官員變更引發的政策不確定性會降低其所轄地區企業的資本配置效率。而Bloom(2014)的研究則表明，當不確定性程度較高時，有效率的企業放慢規模擴張、沒效率的企業延緩規模縮小的局面顯著抑制了生產率的增長。

綜上分析，經濟增長目標偏移會引發市場主體的不確定性預期，進而對投資、就業和效率產生抑制效應，最終阻礙經濟增長。因此，本文提出：

假說：

三、研究設計

(一)模型構建

為檢驗目標偏移對經濟增長的影響，本文參考Mankiw et al.(1992)的做法，設定如下模型：

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年的經濟增長水平；TV表示城市i在t年的經濟增長目標偏移；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、資本折舊率和技術進步率 參考徐現祥等(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和時間固定效應；ε為隨機擾動項。本文重點關注系數β的方向及顯著性，如果理論假說成立，則β應該顯著為負。

(二)變量定義

1.被解釋變量：經濟增長(GDPR)

本文采用實際GDP增速作為經濟增長的衡量指標。

2.核心解釋變量：經濟增長目標偏移(TV)

對于經濟增長目標偏移(TV)，本文借用偏離度的思想，以城市當年經濟增長目標與上一年經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濟增長目標偏移的基本度量，原因在于：就現實而言，大多數公眾在面對地方政府制定的經濟增長目標變化時，更多是根據目標的絕對變化形成主觀判斷，而較少關注相對變化量。即便如此，為了確保結論的可靠性，本文在穩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：產業結構(Ind)，以第三產業GDP與第二產生GDP的比值衡量；人力資本(log(Edu))，以人均受教育程度的對數衡量；城市化水平(Urban)，以城鎮人口占總人口的比重衡量；國有經濟比重(State)，以國有工業企業資產占工業企業總資產的比重衡量；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)，用經匯率調整的城市吸收外商投資額與GDP的比值衡量；金融發展水平(FD)，用年末金融機構人民幣各項貸款余額與地區生產總值的比值度量；財政自主權(FA)，以公共預算財政收入與公共預算財政支出的比值度量；地方官員變量，包括書記年齡對數(log(SJAge))、市長年齡對數(log(SZAge))、書記任期對數(log(SJTenure))以及市長任期對數(log(SZTenure))。

(三)數據來源

本文樣本涵蓋2004—2018年中國274個地級市，是非平衡面板數據。其中，核心解釋變量經濟增長目標偏移所用到的經濟增長目標數據從各省及地級市的人民政府門戶網站、地級市統計年鑒刊發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，采用具體數字；對于帶有區間的目標表述，采用區間均值(劉淑琳 等，2019)。除此之外，城市GDP增速、投資率等城市層面的數據來自歷年《中國城市統計年鑒》，人均受教育程度、城市化水平等省區層面的數據來自《中國統計年鑒》及各省統計年鑒。

表1報告了本文主要變量的描述性統計結果。

表1 主要變量的描述性統計

(續表1)

四、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

表2列示了基于模型(1)的回歸結果。其中，列(1)僅包含核心解釋變量、城市固定效應和時間固定效應，列(2)在列(1)的基礎上加入了log(y)、log(inv)和log(n+γ+δ)等基礎性經濟增長驅動變量，列(3)在列(2)的基礎上進一步加入了產業結構(Ind)、人力資本(log(Edu))等其他控制變量。

表2 目標偏移對經濟增長的影響

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

(二)穩健性檢驗

1.變換核心解釋變量的度量指標

為確保研究結論的可靠性，本文變更了經濟增長目標偏移的測量指標，具體包括：(1)以當年經濟增長目標與上一年經濟增長目標的差額除以上一年經濟增長目標后取絕對值進行度量，記為TV1。(2)以經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)。由于目標偏移本質上也是波動的一種表現，通過標準差來度量目標偏移可以反映更為長期的目標調整的影響。同時，考慮到地方官員調整是造成目標偏移的關鍵因素，且地方官員在一個城市任期的中位數為3年(姚洋 等，2013)，本文以當年與前2年的經濟增長目標計算標準差。(3)以是否發生經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列示了改變經濟增長目標偏移測量指標后的回歸結果。由列(1)可知，TV1的回歸系數為-0.023，且通過了顯著性水平為1%的統計檢驗；列(2)的結果顯示，TV2的回歸系數為-0.424，且通過了顯著性水平為5%的統計檢驗；列(3)中，TV3的回歸系數為-0.003，且通過了顯著性水平為5%的統計檢驗。由此可知，在更換核心解釋變量的度量方法后，本文結論并未發生實質性變化。

表3 穩健性檢驗結果：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，結果如表4所示。

表4 穩健性檢驗結果：以人均實際GDP增長率度量經濟增長

由表4列(1)～(3)可知，核心解釋變量經濟增長目標偏移的回歸系數至少在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濟增長。

3.加入經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濟政策不確定性的Baker中國經濟政策不確定性指數(log(EPU))和地方官員更替(GT)變量，以考察基本結論是否依然成立。如果成立，則意味著經濟增長目標偏移比經濟政策不確定性的內涵更廣。

表5列(1)報告了在基準模型中單獨加入Baker中國經濟政策不確定性指數的回歸結果，從中可見，經濟增長目標偏移的回歸系數為-0.143，且通過了顯著性水平為5%的統計檢驗；Baker中國經濟政策不確定性指數的回歸系數為-0.066，且通過了顯著性水平為1%的統計檢驗。這意味著，即便控制了經濟政策不確定性的影響，目標偏移仍然對經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果，不難發現，經濟增長目標偏移的回歸系數為-0.143，且通過了顯著性水平為5%的統計檢驗，而地方官員更替對經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中國經濟政策不確定性指數和地方官員更替變量的回歸結果，可以發現，經濟增長目標偏移和Baker中國經濟政策不確定性指數的回歸系數均顯著為負，而地方官員更替的估計結果依舊未能通過顯著性檢驗。綜上可知，在加入度量經濟政策不確定性的指標后，本文理論假說仍然成立。

表5 穩健性檢驗結果：加入經濟政策不確性指標、內生性問題

4.內生性問題的解決

考慮到上文的回歸分析可能存在遺漏同時影響經濟增長目標制定與實際經濟增長的變量而導致的內生性問題，本部分擬檢驗基準回歸結果在考慮內生性問題的情況下是否穩健。

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，利用異方差構造工具變量，以緩解內生性的影響。首先，構造如下方程：

(2)

(3)

其中，Y代表GDP增長率，Y為可能的內生變量目標偏移，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)方法的回歸結果。Pagan-Hall檢驗結果表明，式(2)滿足同方差性；Breusch-Pagan檢驗結果顯示，式(3)滿足異方差性；過度識別檢驗結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造工具變量以克服內生性問題是合理有效的。由列(4)可知，經濟增長目標偏移的回歸系數在1%的水平下顯著為負，與基準回歸結果基本一致。

五、排除實際經濟波動的競爭性解釋

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

圖1 經濟增長目標偏移與實際經濟增長波動

為進一步排除實際經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，構建偏移幅度小的樣本。如果經濟增長目標偏移反映的只是實際經濟波動，那么在實際經濟波動小的樣本中，經濟增長目標偏移的影響應該較小，甚至沒有影響。為此，首先根據實際經濟波動的50、25分位值，構建實際經濟波動小于或等于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，結果如表6所示。由列(1)、(2)可見，即便是在實際經濟波動幅度小的樣本中，目標偏移依然能夠對經濟增長產生顯著的負向影響。第二，在基準模型中納入控制變量實際經濟波動(GDPRV)。列(3)的結果顯示，經濟增長目標偏移的回歸系數顯著為負，且系數絕對值大小較基準結果略有下降。這意味著，即便考慮實際經濟波動的影響，目標偏移與經濟增長的關系也未發生根本性變化。

表6 排除競爭性解釋的回歸結果

綜上分析，基本可以排除目標偏移能夠對經濟增長產生影響只是因為其反映了實際經濟波動的競爭性解釋。

六、作用機制檢驗

(一)基于經濟增長核算框架的分析

接下來，本文基于新古典經濟增長理論的經濟增長核算框架來檢驗目標偏移影響經濟增長的具體機制。

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

本文還檢驗了經濟增長目標偏移對勞動力增長速度(g)和全要素生產率增長速度(g)的影響，結果分別見表7列(3)、(4)。由列(3)可知，經濟增長目標偏移的回歸系數為-0.391，但未能通過顯著性統計檢驗。可能的解釋是，受隱蔽性失業等因素的影響，就業的調整存在滯后性(丁守海，2009)，因而目標偏移對勞動力增速的影響在短期內不明顯。列(4)的結果顯示，經濟增長目標偏移的回歸系數為0.285，同樣沒有通過顯著性統計檢驗。這是因為，經濟增長目標偏移引發的不確定性預期雖可能有利于促進技術創新(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，最終導致經濟增長目標偏移對全要素生產率增長速度的影響不顯著。

表7 基于經濟增長核算框架的分析結果

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

(二)對經濟增長目標偏移投資抑制效應的進一步分析

上文的分析結果表明，經濟增長目標偏移對投資和物質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、金融摩擦和流動性預防動機三大經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不確定性預期提供間接證據。

首先，實物期權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，本文以各城市工業固定資產占固定資產和流動資產之和的比重度量城市投資的不可逆程度，并按照固定資產比重的中位數將樣本劃分為固定資產比重高和固定資產比重低兩個子樣本，分組檢驗的結果如表8列(1)和列(2)所示。可以看到，在固定資產比重高組，經濟增長目標偏移對投資的影響顯著為負；而在固定資產比重低組，經濟增長目標偏移的回歸系數雖為負，但不顯著。上述分析結果表明，相比于固定資產比重低的地區，經濟增長目標偏移對投資的抑制作用在固定資產比重高的地區更明顯。由此可見，基于投資的不可逆性的實物期權理論可以為本文的發現提供有力支撐。

表8 對目標偏移投資抑制效應的進一步分析結果

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，導致銀行收緊放貸、企業融資成本上升，繼而抑制企業投資，且這一影響在企業融資約束嚴重時更明顯。本文預期，城市金融發展水平越低，企業面臨的融資約束程度越高，經濟增長目標偏移對投資的抑制作用越明顯。對于金融發展水平，本文借鑒趙勇等(2010)的方法，以年末金融機構人民幣各項貸款余額占地區生產總值的比重度量。在此基礎上，根據金融發展水平的中位數將樣本劃分為金融發展水平高和金融發展水平低兩個子樣本。表8列(3)、(4)報告了具體的檢驗結果，從中可見，在金融發展水平低組，經濟增長目標偏移顯著抑制了投資；而在金融發展水平高組，經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據的支持。

最后，考察流動性預防動機理論能否間接解釋經濟增長目標偏移的投資抑制效應。本文推斷，企業流動性預防動機越強的地區，經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生產總值的比重度量該地區企業流動性預防動機；然后，利用上期該地區企業流動性預防動機的中位數將樣本區分為流動性預防動機強和流動性預防動機弱兩個子樣本；最后，進行回歸分析。表8列(5)、(6)的結果顯示，無論在哪組樣本中，經濟增長目標偏移對投資的影響都不顯著。因此，流動性預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、經濟形勢和地區市場化程度的差異對目標偏移經濟增長抑制效應的異質性影響。

(一)目標偏移方向的影響

好消息與壞消息引發的市場預期不盡相同。Bloom(2009)對美國1962—2008年股票市場波動情況的分析表明，壞消息更可能引發不確定性預期。在經濟增長目標可被視作向上級傳遞工作態度和能力的信號工具的情況下，地方官員有強烈的動機設置更高的經濟增長目標。而下調經濟增長目標則更多是官員在考慮地方經濟實際情況下的無奈之舉。因此，當地方政府公布的經濟增長目標低于上期目標時，市場主體更容易產生消極情緒，對投資采取觀望態度，從而使經濟增長受到明顯抑制；而如果地方政府公布的經濟增長目標高于上期目標，則意味著地區未來發展形勢向好，或者地方政府將有更多的作為以實現既定目標，此時目標偏移對經濟增長的抑制效應可能會減弱，甚至還可能出現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，本文根據當期目標與上期目標的比較結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果，從中可見，經濟增長目標偏移的回歸系數為0.353，且通過了顯著性水平為1%的統計檢驗。這意味著，當地方政府公布的經濟增長目標高于前期目標時，目標偏移不僅不會抑制經濟增長，反而起到了促進作用。正如上文所述，出現這種變化的原因很可能是目標上偏對外傳遞了經濟發展趨勢向好或地方政府將有更多作為以確保績效增長的信號。表9列(2)的回歸結果顯示，在下偏樣本組，經濟增長目標偏移的回歸系數顯著為負，且絕對值大于基準回歸結果。這表明，當地方政府公布的經濟增長目標低于前期目標時，目標偏移引發的不確定性預期對本地經濟增長的抑制效應更突出。

表9 考慮目標偏移方向的回歸結果

(二)經濟形勢的影響

經濟形勢向好時，經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。本文預期，相比于經濟上行樣本，目標偏移對經濟增長的抑制效應在經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濟增長率大于或等于上上年實際經濟增長率的樣本歸為經濟上行樣本，否則視為經濟下行樣本。回歸結果如表10列(1)、(2)所示。在經濟上行組，經濟增長目標偏移的回歸系數未能通過顯著性檢驗；而在經濟下行組，經濟增長目標偏移的回歸系數為-0.183，且通過了顯著性水平為5%的統計檢驗。上述結果表明，目標偏移對經濟增長的負面影響在經濟下行階段表現得更為明顯。

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

表10 考慮經濟形勢的回歸結果

(三)地區市場化程度的影響

如前文所述，目標偏移引發的不確定性預期通過加劇市場主體的經營風險，抑制其投資等資源配置行為，繼而阻礙了實際經濟增長。如果這一理論邏輯成立的話，那么市場化程度越高的地區，企業越可能對市場信號做出自由反應和選擇，相應地目標偏移對經濟增長的影響越強。首先，根據中國分省份市場化指數(王小魯 等，2019)的中位數將樣本劃分為高市場化程度地區和低市場化程度地區兩個子樣本；然后，進行分組檢驗。表11列(1)、(2)報告了具體的回歸結果。在地區市場化程度高的樣本組，目標偏移顯著抑制了經濟增長；而在地區市場化程度低的樣本組，目標偏移對經濟增長的影響則不顯著。此外，本文還基于東部沿海地區市場發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和非東部沿海地區兩組，以檢驗上述關于地區市場化程度影響的結論是否穩健。由表11列(3)、(4)可知，僅在東部沿海地區樣本組，目標偏移對經濟增長的負向影響顯著，這與列(1)、(2)的檢驗結果是一致的。

表11 考慮地區市場化程度的回歸結果

八、結論與政策建議

本文利用2004—2018年274個地級市的數據，較為深入地研究了目標偏移對經濟增長的影響。主要結論如下：其一，目標偏移顯著地抑制了經濟增長，且在經過更換變量的衡量方法、加入經濟政策不確定性度量指標、考慮內生性問題等一系列穩健性檢驗后，基準回歸結果未發生實質性變化。其二，排除競爭性解釋的分析結果表明，不能將經濟增長目標偏移簡單地解讀為實際的經濟波動。其三，作用機制檢驗結果顯示，目標偏移對經濟增長的抑制效應主要是通過降低投資、減緩物質資本存量增速的路徑實現的。其四，在中國情境下，實物期權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期密切相關。其五，在目標向下偏移、經濟下行或市場化程度高的地區，目標偏移對經濟增長的抑制作用更明顯。

本文研究結論對于優化地方政府行為，加快體制改革，促進經濟高質量發展有著重要的政策啟示。首先，地方政府在推動轄區經濟發展的過程中，應該加強市場主體預期管理，竭力保持經濟增長目標的連續性和可預測性，以有效穩定市場主體的政策預期。其次，在經濟增長目標出臺或調整之時，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經濟形勢及相關的政策走向。最后，中央政府需進一步優化經濟增長目標管理體制，積極引導地方政府摒棄片面追求經濟增長速度的觀念，牢固樹立和自覺踐行新發展理念，推動經濟高質量發展。