經(jīng)濟增長預期目標、彈性約束與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

邱冬陽 白玉銘

摘? ?要：基于2006—2019年我國30個省份面板數(shù)據(jù)的實證研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟增長預期目標值能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，目標彈性約束與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間存在倒U型關系。彈性約束會降低投資率、提高全要素生產(chǎn)率，進而促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但其中間效應占比偏小。隨著市場化程度的提升，彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用減小。關于新舊常態(tài)與不同經(jīng)濟發(fā)展水平的異質(zhì)性分析進一步表明，未來較高經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)應該設定高目標值與低彈性約束，較低經(jīng)濟發(fā)展水平的地區(qū)則應該賦予經(jīng)濟增長預期目標值較高的彈性約束。

關鍵詞：經(jīng)濟增長預期目標；彈性約束；經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

中圖分類號：F124? ?文獻標識碼：A? ?文章編號：1003-7543（2023）05-0054-20

促進經(jīng)濟增長是政府宏觀調(diào)控的重要目標之一。自1950年起，全球至少有114個經(jīng)濟體設定過經(jīng)濟增長目標［1］。在我國，中央、省級乃至地級市政府，均會在五年規(guī)劃和年度政府工作報告中公布中、短期經(jīng)濟增長目標并力爭實現(xiàn)。已有研究表明，這種自上而下的經(jīng)濟增長目標管理是創(chuàng)造我國經(jīng)濟增長奇跡的重要原因之一［2］。2008年金融危機爆發(fā)后，我國出臺了大規(guī)模的經(jīng)濟增長刺激政策以提振經(jīng)濟增速，使經(jīng)濟增速繼續(xù)保持較高態(tài)勢，并在2010年首次超過日本成為世界第二大經(jīng)濟體。但是在2012年后，經(jīng)濟下行壓力增大，越來越多的地級市和省份難以完成自己設定的經(jīng)濟增長預期目標［3］，經(jīng)濟增長預期目標約束也變得越來越有彈性①。轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，如何淡化“GDP情結”，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，成為一項值得研究的重要課題。

在2020年初新冠疫情的影響下，中央政府工作報告是否應公布經(jīng)濟增長預期目標值，引起了社會各界的廣泛關注和熱烈討論。至此，圍繞經(jīng)濟增長預期目標的討論焦點就從“彈性化”轉(zhuǎn)移到“目標棄留”上來。支持繼續(xù)設定GDP增長目標的認為，維持一定的經(jīng)濟增長速度是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的前提，通過設定富有彈性的增長目標可以淡化其政績考核屬性。反對繼續(xù)設定GDP增長目標的則認為，不廢除GDP增長目標，就不能促使政府官員把工作重點轉(zhuǎn)移到提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量上來。

基于我國經(jīng)濟增長目標管理的變遷軌跡，本文感興趣的問題是：政府是否應該繼續(xù)設定經(jīng)濟增長預期目標？經(jīng)濟增長預期目標的彈性約束能否在一定程度上淡化“GDP情結”，促使政府官員樹立新觀念、用好新機遇、展現(xiàn)新作為，從而實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展？

一、相關文獻綜述

本文的工作主要與三類文獻相關。一是關于經(jīng)濟增長目標管理的文獻。經(jīng)濟增長目標管理是指錨定增長目標并配置資源的行為［4］。經(jīng)濟增長目標值的設定受經(jīng)濟因素和政治因素的影響，現(xiàn)有研究對政治因素的考察較多，代表性研究成果有周黎安的“晉升錦標賽理論”［5］、馬亮的官員特征論［6］、徐現(xiàn)祥和梁劍雄的策略性調(diào)整論［7］以及王賢彬和黃亮雄的“三元框架”理論［8］。地方官員在政治利益的驅(qū)使下，往往設定高于上級政府的增長目標并用“務必”“確保”等表述作為強硬的內(nèi)在約束，力爭超額完成目標，以提高取得晉升或連任的概率［9］。Li Xing等對這種“層層加碼”的現(xiàn)象提出了一個有趣的解釋：中國各級行政區(qū)數(shù)量自上而下遞減，意味著晉升錦標賽的參賽人員數(shù)量逐級減少，低層級的獲勝可能性增大，因而行政級別越低的政府會制定更高的目標［10］。這種拔高的經(jīng)濟增長預期目標雖然能促進經(jīng)濟增長［2］、擴大外商直接投資［11］，但會扭曲要素資源配置［12］，抑制基本公共服務支出偏好［13］，造成投資結構不合理，降低制造業(yè)出口技術復雜度［14］和全要素生產(chǎn)率［15］，抑制產(chǎn)業(yè)結構升級［9］，阻礙新動能的產(chǎn)生［16］。

二是關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的文獻。這類文獻主要圍繞經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的內(nèi)涵和測度問題展開。田秋生認為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展就其本質(zhì)和內(nèi)涵而言是新發(fā)展理念的高度聚合，是以質(zhì)量和效益為價值取向的發(fā)展［17］。關于如何構建評價指標體系，任保平認為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是一個內(nèi)涵豐富的多維度概念，單一的指標無法對其作出科學的評判［18］。目前，多指標測算維度介于3至10個之間，雖然測算維度不同，但基本上都圍繞五大發(fā)展理念來刻畫經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因此，本文根據(jù)五大發(fā)展理念構建經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)的多維度評價體系。

三是研究經(jīng)濟增長目標與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間關系的文獻。目前這類文獻還較少。徐現(xiàn)祥等在一個框架內(nèi)同時考察經(jīng)濟增長速度目標與經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量目標的選擇問題，認為經(jīng)濟增長速度和經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量不可兼得的原因在于過去我國地方政府傾向于以要素積累和投入方式推動經(jīng)濟增長。他們在理論上推導出，如果政府官員以技術進步的方式推動經(jīng)濟增長，那么經(jīng)濟的高增長速度和高質(zhì)量發(fā)展便可兼得［19］。但是該研究僅停留在理論層面，沒有進行實證檢驗。王文舉和姚益家考察了經(jīng)濟增長目標的調(diào)節(jié)作用，即目標會抑制企業(yè)家精神對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用［20］。

根據(jù)我們所掌握的文獻，尚未發(fā)現(xiàn)關于目標彈性化如何影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的深入研究。一方面，已有學者注意到目標彈性化這一現(xiàn)象，但是此類研究重點在于經(jīng)濟增長目標“硬約束”或者穩(wěn)增長壓力等，缺少對彈性約束內(nèi)在動因及其作用機制的理論分析，且對彈性化效應的實證分析不夠充分，實證數(shù)據(jù)時間段中2012年以后的數(shù)據(jù)占比較小①。另一方面，經(jīng)濟增長預期目標約束效應的研究對象僅限于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的某一方面，或者用單一指標（如全要素生產(chǎn)率）來衡量經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

本文可能的邊際貢獻有：第一，在研究視角上，將經(jīng)濟增長預期目標彈性化現(xiàn)象納入研究范圍，分別考察經(jīng)濟增長預期目標值以及目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，擴展了經(jīng)濟增長目標管理相關文獻的研究視角。第二，在研究方法上，從理論層面探討了目標彈性約束下地方政府官員可能出現(xiàn)三種行為，即勤政、懶政、尋租，并取得了相應的經(jīng)驗證據(jù)。第三，在研究價值上，近兩年經(jīng)濟增長預期目標的棄留問題成為一個熱點議題，然而前人的研究無論在理論上還是實證上均沒有充分討論2012年以后目標彈性化這一現(xiàn)象，那么也就無法回答這一問題。本文的研究結論為這一爭論提供了答案。

二、理論分析與研究假說的提出

經(jīng)濟增長目標體系包括經(jīng)濟增長預期目標值和經(jīng)濟增長預期目標約束兩個維度，二者是互為補充的關系。經(jīng)濟增長預期目標值是指地方政府在年初預設的本轄區(qū)經(jīng)濟增長目標，僅能反映經(jīng)濟增長目標體系靜態(tài)的（事前）、絕對的（本轄區(qū)）一面。經(jīng)濟增長預期目標約束分為目標設定約束和目標執(zhí)行約束兩方面，前者是指目標設定用詞的強烈程度和地方目標值相對中央目標值的加碼幅度，后者是指地方年終實際經(jīng)濟增長速度與年初公布的經(jīng)濟增長預期目標值之比。經(jīng)濟增長預期目標約束是一個內(nèi)涵更加豐富的概念，能夠反映經(jīng)濟增長目標體系動態(tài)的（事前和事后）、相對的（“左右”“以上”和區(qū)間等表述、地方相對中央、實際相對目標）一面。

（一）經(jīng)濟增長預期目標值與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

經(jīng)濟增長預期目標值通過有效引領實際經(jīng)濟增長速度為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展積累物質(zhì)基礎。從概念間關系來說，經(jīng)濟增長速度包含于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因為經(jīng)濟增長質(zhì)量通常被認為是相對于經(jīng)濟增長數(shù)量而言的一個內(nèi)涵更為豐富的概念［21］，而相較于經(jīng)濟增長質(zhì)量，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展是一種范圍更寬、要求更高的質(zhì)量狀態(tài)［22］。經(jīng)濟增長目標不是對事后經(jīng)濟增速的簡單預測，而是通過倒逼資源配置來影響實際經(jīng)濟增長速度［4］。在經(jīng)濟上行時期，目標對實際經(jīng)濟增長沒有顯著影響；在經(jīng)濟下行時期，目標對經(jīng)濟增長速度具有引領作用［2］。也就是說，政府官員為增長而干預的行為一般發(fā)生在需要穩(wěn)增長的特殊時期。在這種特殊時期，考慮兩種情景：第一種情景，如果政府選擇不干預，那么在市場自發(fā)作用下，企業(yè)縮小生產(chǎn)規(guī)模，就業(yè)崗位減少，消費需求萎縮，經(jīng)濟最終陷入蕭條，實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展就成為無源之水、無本之木。第二種情景，如果政府選擇干預，借助國有企業(yè)投資擴張?zhí)嵴袷袌鲂判模Ｕ暇蜆I(yè)崗位不減少，促使經(jīng)濟發(fā)展形勢向好，進而為調(diào)整經(jīng)濟結構、保護生態(tài)環(huán)境、完善社會保障體系等長期工作打下堅實基礎。經(jīng)濟增長目標能夠促使政府官員在需要穩(wěn)增長時積極調(diào)配資源、穩(wěn)定經(jīng)濟增長速度，從而為實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展創(chuàng)造有利環(huán)境。基于上述分析，提出如下假說：

假說1：經(jīng)濟增長預期目標通過穩(wěn)定經(jīng)濟增長速度促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（二）彈性約束與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

經(jīng)濟增長預期目標約束通過影響地方“一把手”的施政行為對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生異質(zhì)性影響。這里先分析目標從剛性約束到彈性約束的轉(zhuǎn)換機制，然后在目標彈性化的新背景下，分別重新考察晉升錦標賽理論與經(jīng)濟增長目標管理理論①，以及目標約束力度變化對地方官員行為產(chǎn)生的影響。在此基礎上，分析經(jīng)濟增長預期目標的彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用機制，提出假說2和假說3。

1.目標從剛性約束到彈性約束的轉(zhuǎn)換機制

經(jīng)濟增長預期目標約束力度由強到弱（即從剛性約束到彈性約束）的根本原因是要素規(guī)模驅(qū)動力減弱，經(jīng)濟增速下滑。在依靠要素和投資規(guī)模驅(qū)動的高增長階段，剛性約束的出現(xiàn)有其合理性和必然性。合理性在于剛性約束可以極大地調(diào)動地方官員干預經(jīng)濟發(fā)展的熱情，這種干預會產(chǎn)生正效應——刺激經(jīng)濟高速增長，也會帶來負效應——要素配置扭曲、阻礙經(jīng)濟發(fā)展。但是，只要正效應大于負效應，地方政府官員賦予目標剛性約束就仍然有利于轄區(qū)的整體發(fā)展。必然性在于經(jīng)濟增長速度是重要的政績考核指標，地方官員做出的政績越多，獲得提拔的概率越大，因而他們會選擇設定高于上級政府的目標，用“務必”“以上”等用語確保超額完成目標，也就是目標的剛性約束。總之，在要素規(guī)模驅(qū)動強勁的發(fā)展階段，剛性約束可以使轄區(qū)整體的發(fā)展利益和地方官員的個人利益基本一致。隨著要素規(guī)模驅(qū)動力減弱，經(jīng)濟增速下行，此時剛性約束的正效應小于負效應，會降低轄區(qū)整體的發(fā)展利益。若剛性約束不能帶來高經(jīng)濟增速，地方官員就可能主動選擇降低目標設定約束力度。

2.目標彈性化背景下再考察晉升錦標賽理論

宏觀經(jīng)濟向好和目標剛性約束能夠強化晉升錦標賽機制。在要素、投資驅(qū)動力強勁的經(jīng)濟發(fā)展階段，我國官員晉升體系以及彼時高增長的經(jīng)濟態(tài)勢滿足周黎安的“晉升錦標賽有效”前提：上級政府人事權力集中；可衡量的、客觀的競賽指標；參賽主體的競賽成績相對可分離、可比較；參賽主體可以控制和影響最終考核績效；參與人之間不易形成合謀［5］。與GDP掛鉤的晉升概率導致地方政府官員競相加碼轄區(qū)的經(jīng)濟增長目標值，并通過“務必”“確保”等強硬的表述向上下級官員傳達爭取超額完成增長目標的兌現(xiàn)意志，使經(jīng)濟增長預期目標呈現(xiàn)剛性約束的特征。在剛性約束下，地方政府官員只能選擇“要素投入”作為推動經(jīng)濟高速增長的政策工具。在經(jīng)濟發(fā)展的早期階段，這種“剛性約束—要素投入—高經(jīng)濟增速—高晉升概率—剛性約束更強”背景下的GDP增速與政治前途的互動關系能夠激勵地方官員為實現(xiàn)經(jīng)濟高速增長而努力工作，也使得地方官員能在相當程度上容忍和忽視高經(jīng)濟增速與低發(fā)展質(zhì)量并存的發(fā)展問題。

經(jīng)濟增長下行和目標彈性約束會弱化晉升錦標賽機制。在一段時間的高速增長之后，投資邊際收益率下降，要素投入和投資驅(qū)動的政策工具效果弱化。勞動力等要素成本上漲、地方債務風險累積、資源環(huán)境約束趨緊等客觀條件壓縮了地方政府官員繼續(xù)以資本積累來刺激經(jīng)濟增長的政策空間。這導致政府官員對轄區(qū)實際經(jīng)濟增速的控制力減弱①，晉升錦標賽機制開始在一定程度上從以往的強激勵作用轉(zhuǎn)向弱激勵作用。調(diào)低增長目標以及設定具有一定彈性的增長目標內(nèi)生為地方官員的普遍共識和占優(yōu)策略。因為經(jīng)濟增速放緩是由經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律所決定的，如果繼續(xù)保持剛性約束，地方政府為增長而干預的行為與市場規(guī)模不斷擴大、居民偏好日益多樣化之間的矛盾就會更加劇扭曲要素資源配置結構，嚴重制約經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，導致低經(jīng)濟增速和低發(fā)展質(zhì)量并存的發(fā)展困局。

目標彈性約束進一步淡化了GDP增長指標的政績考核屬性。經(jīng)濟增長預期目標是事后評價地方政府官員工作能力和工作業(yè)績的重要參考標的。目標越明確，評價對象（即目標的完成情況）就越具有可衡量性。但是，彈性化的經(jīng)濟增長預期目標意味著實際經(jīng)濟增速在一定范圍內(nèi)可上也可下，導致經(jīng)濟增長目標的完成情況變?yōu)橐粋€比較籠統(tǒng)模糊的評價指標，這有助于進一步淡化政府官員的“GDP情結”，引導地方政府官員、企業(yè)以及社會公眾對經(jīng)濟發(fā)展階段形成新的預期，即經(jīng)濟由高增速轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展。具體地，在彈性化約束下，地方政府官員競相超額完成經(jīng)濟增長預期目標的競爭壓力有所減小，這有助于遏制政府官員單純?yōu)橥瓿稍鲩L目標而盲目上馬低效益、高污染的投資項目或者與現(xiàn)實需求不一致的政績工程等短視行為，轉(zhuǎn)而激發(fā)官員著眼轄區(qū)的長遠發(fā)展，勤勉盡責。也就是說，地方政府官員會從追求經(jīng)濟增長速度轉(zhuǎn)向追求經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量，降低對要素驅(qū)動路徑的依賴和對要素市場的干預動機，把“技術進步”作為政策工具，將有限的資源持續(xù)投入培育創(chuàng)新動力、保護生態(tài)環(huán)境、改善社會民生等方面，提升經(jīng)濟、生態(tài)以及社會效益，從而有助于提高經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。基于此，提出如下假說：

假說2：目標彈性約束通過激勵地方官員選擇“技術進步”作為政策工具來促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

3.目標彈性化背景下再考察經(jīng)濟增長目標管理理論

以上分析成立的關鍵是當經(jīng)濟增長預期目標為彈性約束時，地方政府會選擇“技術進步”作為政策工具。但在經(jīng)濟增長預期管理越來越彈性化的背景下，這一關鍵假定是否成立是值得進一步商榷的。面對彈性約束，地方政府官員可能還有另外兩種選擇：一是懶政行為，地方政府可能依舊選擇“要素投入”作為政策工具，尤其是欠發(fā)達地區(qū)，其原因是推動技術進步的難度大于要素積累。自主創(chuàng)新具有高風險性和高投入的特征，且創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化一般需要經(jīng)歷較長時間。欠發(fā)達地區(qū)勞動力成本較低，環(huán)境資源約束條件相對比較寬松，舊的發(fā)展方式尚未完全失效，因而欠發(fā)達地區(qū)的政府官員也可能會繼續(xù)選擇“要素投入”這一政策工具。二是尋租行為，即地方官員既不積極選擇“技術進步”以謀求地區(qū)長遠發(fā)展，也不過分加大“要素投入”以追求經(jīng)濟高速增長，而是利用目標彈性化多出的政策空間來尋求更多的審批權力租金，這主要發(fā)生在市場化程度較低的地區(qū)。

徐現(xiàn)祥和劉毓蕓研究證實，經(jīng)濟增長預期管理可以在較大程度上解決中央政府與地方政府目標不一致的問題，倒逼地方政府提高審批通過率，從而促進經(jīng)濟增長［4］。經(jīng)濟增長預期目標的彈性約束在一定程度上淡化了政績考核指標的作用，區(qū)間式的經(jīng)濟增長目標對應區(qū)間式的審批通過率，可能會導致中央政府與地方政府目標不一致問題變得突出。地方政府通過設定更低的審批通過率來尋求更高的權利租金，加劇了項目審批過程中的逆向選擇問題。在市場化程度較低的地區(qū)，這一問題更可能出現(xiàn)，在社會公平、生態(tài)環(huán)境、商業(yè)競爭、經(jīng)濟發(fā)展等方面產(chǎn)生較強的負外部性，從而降低該地區(qū)的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。基于此，提出如下假說：

假說3：目標彈性約束不能扭轉(zhuǎn)欠發(fā)達地區(qū)對要素驅(qū)動的路徑依賴；在市場化程度低的地方，目標彈性約束會導致地方官員追求更多的審批租金，從而抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

三、模型構建與變量說明

（一）模型設定

由前文對經(jīng)濟增長預期目標值與彈性約束的定義可知，目標值會影響彈性約束，如果將兩個變量同時放在一個方程中，會產(chǎn)生較嚴重的多重共線性問題。因此，本文分別檢驗經(jīng)濟增長預期目標值、目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平的影響，構建以下基本計量回歸模型：

hqdit=a0+a1goalit+λzit+μi+γt+εit（1）

hqdit=a0+a1egtcit+λzit+μi+γt+εit（2）

式（1）與式（2）中，下標i和t分別表示i省份、第t年，hqdit代表經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平，goalit是經(jīng)濟增長預期目標值，egtcit是目標彈性約束指數(shù)，zit代表控制變量集合，具體測度方式將在下文中詳細闡述。μi、γt分別表示省份固定效應和時間固定效應，εit為殘差項。所有模型采用了穩(wěn)健性標準誤， 并聚類到省份層面。

（二）變量說明

1.被解釋變量

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展（hqd）。堅持貫徹新發(fā)展理念是實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的根本保證。本文借鑒王偉［23］、高志剛和克甝［24］構建的指標體系，在此基礎上加以精簡和修改，如用萬人有效發(fā)明專利擁有量衡量創(chuàng)新成果，用生均教育事業(yè)費替代常用的人均教育支出，使教育投入在經(jīng)濟發(fā)展水平不同的省份間更具可比性，最終構建包含24個基礎指標的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指標體系（見表1，下頁），并使用熵值法確定各項指標的權重。

2.核心解釋變量

經(jīng)濟增長預期目標值（goal）。如果目標值是區(qū)間形式，則取中間值。

目標彈性約束（egtc）。首先，本文借鑒余泳澤和潘妍提出的三個維度：目標約束強度、目標加碼幅度和目標完成情況［9］。然后，就量化這三個維度，本文沿用邱冬陽等［27］的做法，如表2（下頁）所示。最后，根據(jù)式（3）計算目標彈性約束指數(shù)。

式（3）中，egtc（it）為i省份在t年的目標彈性約束力度，數(shù)值越大，說明經(jīng)濟增長預期目標約束越具有彈性。

3.控制變量

根據(jù)既有關于經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響因素的研究，本文選取對外開放水平、城鎮(zhèn)化率、科技水平、基礎設施建設、人力資本作為控制變量。對外開放水平用外商注冊資本表示（對數(shù)形式）；城鎮(zhèn)化率采用城鎮(zhèn)人口占地區(qū)總人口比重表示；科技水平用專利申請受理量表示（對數(shù)形式）；基礎設施建設用各省份鐵路里程與公路里程加總之后再除以各省份的國土面積表示；人力資本利用就業(yè)人員數(shù)與就業(yè)人員人均受教育年限之積來表示（對數(shù)形式）。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2006—2019年我國30個省份①為研究樣本，相關數(shù)據(jù)來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》《中國科技統(tǒng)計年鑒》《中國環(huán)境年鑒》《中國教育統(tǒng)計年鑒》《中國能源統(tǒng)計年鑒》《中國貿(mào)易外經(jīng)統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局、各省份統(tǒng)計年鑒、全國教育經(jīng)費執(zhí)行情況統(tǒng)計表、各省份政府工作報告。個別缺失值采用移動平均法補齊。為消除價格因素影響，均采用以2005年為基期的定基價格指數(shù)進行處理。主要變量的描述性統(tǒng)計如表3（下頁）所示。

四、實證研究與結果分析

（一）基本回歸

1.經(jīng)濟增長預期目標值與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

表4（下頁）列（1）—（6）報告了逐步引入控制變量后經(jīng)濟增長預期目標值（goal）對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸結果。列（1）僅控制個體和時間效應，經(jīng)濟增長預期目標值的估計系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正。列（2）—（6）依次加入控制變量后，系數(shù)值和顯著性有所降低，但仍然可以通過顯著性檢驗。實證檢驗結果證明假說1成立，即經(jīng)濟增長預期目標值能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

2.目標彈性約束與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展

表5報告了目標彈性約束（egtc）對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的基本回歸結果。總體上，目標彈性約束會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，具體分析后發(fā)現(xiàn)，兩者之間存在倒U型的非線性關系。較小的目標彈性約束會促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。不斷增大的目標彈性約束反而會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，與同類研究結論即假說2不一致，這可能是目標彈性約束會引致地方官員懶政行為和尋租行為造成的。

表5列（1）報告僅控制省份和時間效應的回歸結果。本文所關心的目標彈性約束的估計系數(shù)值是-0.251，能夠通過顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗。列（2）的回歸進一步控制了對外開放水平（lnopen）、城鎮(zhèn)化率（urb）、科技水平（lnsci）、基礎設施建設（inf）、人力資本（lnhc）對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響。回歸方程的擬合優(yōu)度從0.147上升到0.243，目標彈性約束的估計系數(shù)為-0.169，符號未變，絕對值有所減小，仍然通過顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗。這表明，2006—2019年目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有顯著的抑制作用。

表5列（3）—（5）報告了目標彈性約束與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的非線性回歸結果。如列（3）所示，目標彈性約束的二次項系數(shù)為-0.012，在1%的統(tǒng)計水平上顯著為負。列（4）加入其他控制變量后，符號保持不變，系數(shù)的絕對值略有減小，依然通過顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗。這意味著經(jīng)濟增長預期目標的彈性約束對地方經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響呈現(xiàn)倒U型特征，在目標彈性約束超過某一閾值后，其對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響從促進作用變?yōu)橐种谱饔谩榱苏业竭@一拐點，本文運用面板門檻回歸模型再次檢驗目標彈性約束與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間的關系。借鑒Hansen的做法［28］，使用Bootstrap法反復抽樣300次的門檻效應檢驗，得到目標彈性約束在1%的顯著性水平下通過了單一門檻檢驗，沒有通過雙重門檻和三重門檻檢驗，進一步利用似然比統(tǒng)計量對門檻估計值與門檻實際值的一致性進行檢驗得出，在95%的置信水平下可以認為0.134的門檻值是真實有效的。

從表5列（5）的回歸結果來看，當經(jīng)濟增長預期目標彈性化指數(shù)小于0.134時，其估計系數(shù)為15.563，在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正；當經(jīng)濟增長預期目標彈性化指數(shù)超過0.134的臨界值后，其估計系數(shù)為-0.264，在10%的統(tǒng)計水平上顯著為負。這說明經(jīng)濟增長預期目標約束與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展之間存在顯著的非線性關系。為了合理解釋二者的非線性關系，需要分析0.134這一門檻值的內(nèi)涵和特征。根據(jù)本文測度的目標彈性約束指數(shù)，小于0.134的觀測值占樣本總量比重較小，約為11.19%，屬于缺乏彈性的類型，主要集中在2012年（含2012年，下同）前的西部地區(qū)。具體地，2012年以前的樣本數(shù)占比為78.72%，其空間分布集中在西部地區(qū)，少量位于東北地區(qū)和東部地區(qū)。參見前文的理論分析，低于0.134這一門檻值的目標約束應該處于剛性約束階段。因為該樣本內(nèi)的地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展起點低，經(jīng)濟的高速增長快速積累起大量的物質(zhì)財富，使地區(qū)經(jīng)濟社會以及人民生活等得到一個較為初步的質(zhì)的提升，表現(xiàn)為剛性約束促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展①。隨著經(jīng)濟增速進入換擋期，發(fā)展不平衡不充分問題更加突出，目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生抑制作用，沒有達到目標彈性化調(diào)整的預設效果。這一結論與同類研究的觀點（即假說2）不同，與本文提出的假說3相符，在后文將對此展開進一步分析。

（二）進一步討論

1.考慮目標彈性約束的交互影響

根據(jù)表6（下頁）列（1）的回歸結果，經(jīng)濟增長預期目標值對目標彈性約束有顯著的負向影響。這意味著地方政府在設定目標時傾向于高經(jīng)濟增長預期目標搭配低目標彈性約束。此外，前文的基本回歸結果表明，在超過0.134的臨界值后，目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響從促進轉(zhuǎn)向抑制。因此，有必要綜合考慮高經(jīng)濟增長預期目標值與目標彈性約束的影響。

根據(jù)表6列（2）的回歸結果，經(jīng)濟增長預期目標值與目標彈性約束的交互項系數(shù)為正但不顯著。這說明實際上在目標值與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的關系中，目標彈性約束的影響不顯著。

2.對目標彈性約束兩個方面的考察

目標彈性約束可以進一步細分為目標設定彈性（es）和目標執(zhí)行彈性（ei）。目標設定彈性是指相關表述中含有“左右”字眼或者采用區(qū)間的設定方式，用目標約束強度與目標加碼幅度之和的倒數(shù)來衡量（見表2）。目標執(zhí)行有彈性是指既不一味地追求超額完成目標，又不會使實際經(jīng)濟增長速度長期或大幅偏離目標值，以致目標喪失應有的約束力和預期作用，用目標完成情況的倒數(shù)表示。

表7列（1）—（2）分別報告了目標設定彈性（es）與目標執(zhí)行彈性（ei）對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的回歸結果。目標設定彈性和目標執(zhí)行彈性的估計系數(shù)均不顯著。年終目標完成情況會受到年初目標設定彈性的影響，為了細分考察目標設定彈性對目標執(zhí)行彈性抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展作用效果的影響，把目標設定彈性和目標執(zhí)行約束的交互項引入回歸方程。如列（3）所示，目標設定彈性和目標執(zhí)行約束的交互項的回歸系數(shù)也不顯著，實證結果不支持年初的目標設定彈性會影響年終目標執(zhí)行彈性與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展間關系的猜想。

3.對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展五個維度的分析

表8（下頁）報告了經(jīng)濟增長預期目標值對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展五個子維度的回歸結果。回歸結果顯示，經(jīng)濟增長預期目標值對創(chuàng)新發(fā)展和協(xié)調(diào)發(fā)展具有抑制作用，對綠色發(fā)展、開放發(fā)展和共享發(fā)展有促進作用，但是只有開放發(fā)展和共享發(fā)展的估計系數(shù)通過5%的顯著性檢驗。這表明經(jīng)濟增長預期目標值對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在復雜的影響關系，一方面經(jīng)濟增長預期目標值越高，地方政府干預經(jīng)濟增長的行為越多，另一方面經(jīng)濟增長預期目標通過穩(wěn)定經(jīng)濟增長速度為實現(xiàn)更高水平的對外開放和增進社會民生福祉提供必要的物質(zhì)條件。

表9進一步檢驗了目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展五個維度的影響。從回歸結果的作用方向來看，目標彈性約束對協(xié)調(diào)發(fā)展存在顯著的正向影響，對綠色發(fā)展、開放發(fā)展、共享發(fā)展存在顯著的負向影響，對創(chuàng)新發(fā)展的回歸系數(shù)為負但不顯著。從回歸結果的作用力度來看，目標彈性約束對開放發(fā)展（負向）的作用力度最大，對協(xié)調(diào)發(fā)展（正向）的作用力度次之，對綠色發(fā)展和共享發(fā)展（負向）的影響力比較接近，對創(chuàng)新發(fā)展（負向）的影響力度最小。以上兩個方面的分析表明，經(jīng)濟增長預期目標彈性化有利于協(xié)調(diào)發(fā)展，對其他四個發(fā)展維度存在差異化的抑制作用。

這可能是因為，一方面，放松經(jīng)濟增長預期目標約束可以降低地方政府官員繼續(xù)為增長而干預的積極性。靳濤和蹤家峰認為，地方政府官員為自身政治前途在短期內(nèi)追求GDP增速最大化的行為，是我國轉(zhuǎn)型期粗放式經(jīng)濟增長模式鎖定的內(nèi)在根源［29］。以往高速增長過程中積累起來的速度與質(zhì)量、結構等深層次矛盾和問題，在經(jīng)濟從高速度增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的新階段，就會顯露且日益尖銳。反之，通過放松目標約束力度，可以淡化GDP的政績考核屬性，在一定程度上降低政府官員利用行政手段干預要素配置的積極性，促使各項資源在不同區(qū)域、不同產(chǎn)業(yè)、不同部門之間實現(xiàn)自由流動，從而快速地緩和經(jīng)濟社會發(fā)展中一些不平衡、不協(xié)調(diào)的矛盾關系。另一方面，經(jīng)濟增長預期目標約束彈性化不足以激勵地方政府官員以實現(xiàn)社會福利最大化為目的，主動為和諧而競爭［30］。也就是說，僅通過經(jīng)濟增長預期目標彈性化，不能激勵地方政府官員積極保護生態(tài)環(huán)境和完善社會福利保障體系、主動選擇創(chuàng)新驅(qū)動的經(jīng)濟發(fā)展方式，轄區(qū)創(chuàng)新能力不足也不利于實現(xiàn)高水平的對外開放。總之，目標彈性對協(xié)調(diào)的促進作用小于對創(chuàng)新、綠色、開放和共享的抑制作用，這在一定程度上也可以解釋總體而言目標彈性抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（三）異質(zhì)性分析

1.不同經(jīng)濟發(fā)展水平

我國各省份經(jīng)濟處于不同的發(fā)展階段，經(jīng)濟發(fā)展水平存在較大差異，經(jīng)濟增長預期目標的制定策略和彈性約束力度不盡相同，政府官員的晉升壓力和政策選擇也存在較大差異，因而有必要根據(jù)不同的經(jīng)濟發(fā)展水平進行異質(zhì)性分析。本文用人均地區(qū)生產(chǎn)總值（pgdp）衡量經(jīng)濟發(fā)展水平，分別采用分組回歸和虛擬變量交互項模型進行異質(zhì)性分析。首先，以pgdp的中位數(shù)為劃分標準，將全樣本分成較高經(jīng)濟發(fā)展水平和較低經(jīng)濟發(fā)展水平進行分組回歸。然后，設置虛擬變量D，當pgdp高于中位數(shù)時，D賦值為1，當pgdp低于中位數(shù)時，則賦值為0，在模型（1）和（2）中分別引入核心解釋變量與D的交互項。

表10列（1）、（3）、（5）的回歸結果顯示：經(jīng)濟增長預期目標值與經(jīng)濟發(fā)展水平交互項的回歸系數(shù)為正且通過顯著性水平為10%的統(tǒng)計檢驗。這說明，在較高的經(jīng)濟發(fā)展水平下，經(jīng)濟增長預期目標值對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用更大。表10列（2）、（4）、（6）的回歸結果顯示：在較高經(jīng)濟發(fā)展水平下，彈性約束會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展；在較低經(jīng)濟發(fā)展水平下，彈性約束會促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但是兩組間的系數(shù)差異不顯著。

以上回歸結果意味著：經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)，應該設定較高的經(jīng)濟增長預期目標值，并賦予較小的彈性約束；經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)，則應該賦予經(jīng)濟增長預期目標較大的彈性約束。這可能是因為，欠發(fā)達地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展基礎較差，可以用于實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的資源支持比較單一。比如，欠發(fā)達地區(qū)因缺少優(yōu)秀人才和資金支持等對戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的吸引力和承載力存在不足，面對經(jīng)濟增長壓力，只能通過承接被發(fā)達地區(qū)淘汰的落后產(chǎn)能或盲目上馬與地區(qū)實際需求不相符的房地產(chǎn)項目等措施來提振經(jīng)濟增長，導致環(huán)境污染嚴重和大量新樓空置等問題，最終影響經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。

2.舊常態(tài)和新常態(tài)

舊常態(tài)下，我國經(jīng)濟增長方式以要素驅(qū)動為主［19］。新常態(tài)下，經(jīng)濟政策更加強調(diào)發(fā)展方式要加快從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)向創(chuàng)新驅(qū)動，提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量和效益，并且明確指出經(jīng)濟增長預期目標是一個綜合性指標①。提拔任用各級政府干部不能過分關注經(jīng)濟增長速度，必須將政治、生態(tài)、社會和文化等發(fā)展目標納入考核體系②。那么進入新常態(tài)后，經(jīng)濟增長目標管理對經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的影響是否會發(fā)生變化？為此，設定虛擬變量T，2012年以后（含2012年）T=1，其他年份T=0。

表11列（1）—（4）的回歸結果表明：無論是新常態(tài)，還是舊常態(tài)，經(jīng)濟增長預期目標值都能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，目標彈性約束都抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。表11列（5）—（6）的回歸結果進一步表明：從舊常態(tài)轉(zhuǎn)向新常態(tài)，經(jīng)濟增長預期目標值、彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響沒有發(fā)生顯著變化。

總之，這意味著進入新常態(tài)后，設定經(jīng)濟增長目標與實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展不沖突。本文的實證結果與徐現(xiàn)祥等［19］經(jīng)濟增長目標侵蝕經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的研究結論不一致，可能是因為所選擇的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的測度方法不同。徐現(xiàn)祥等用全要素生產(chǎn)率單一指標測度經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平。全要素生產(chǎn)率更多體現(xiàn)經(jīng)濟效率，可能會遺漏生態(tài)環(huán)境、對外開放、社會保障等方面的內(nèi)容，所以經(jīng)濟增長目標系數(shù)為負只能說明目標約束抑制經(jīng)濟效率，不能直接地認為目標約束抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。

（四）中間機制檢驗

1.“懶政”與“勤政”的機制檢驗

“懶政”是指地方政府依舊走投資驅(qū)動的老路，通過控制國有企業(yè)增加投資的方式來刺激經(jīng)濟增長。這里采用要素投入總量作為懶政行為的代理變量。要素投入總量用投資率（IR）衡量，即資本形成總額/地區(qū)生產(chǎn)總值×100%。“勤政”是指地方政府在目標彈性化的影響下轉(zhuǎn)而選擇技術進步的政策工具，即優(yōu)化要素配置，釋放結構性增長，同時實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。要素結構與全要素生產(chǎn)率（TFP）密切相關［31］。因此，用全要素生產(chǎn)率作為要素投入結構的代理變量，具體地，參考Battese & Coelli的模型，采用SFA方法計算，其中產(chǎn)出為實際GDP，投入要素為從業(yè)人員，固定資產(chǎn)采用永續(xù)盤存法［32］估算，下面從要素投入總量和要素投入結構兩個方面檢驗中間機制。

從表12（下頁）中間機制的檢驗結果來看，在經(jīng)濟增長預期目標值對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的內(nèi)在機制方面，要素投入總量的中間機制顯著，要素投入結構的中間機制不顯著。具體來看，經(jīng)濟增長預期目標值對投資率存在顯著的正向影響，通過1%的顯著性檢驗；投資率顯著抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。經(jīng)濟增長預期目標值對全要素生產(chǎn)率的正向作用不顯著，全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)為正但不顯著。這表明經(jīng)濟增長預期目標通過提高投資率抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，相對而言，經(jīng)濟增長預期目標通過促進要素結構優(yōu)化來提高經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量可能是一個更為復雜困難的實踐路徑。但總體上目標值表現(xiàn)為促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，這可能是因為本文遺漏了其他重要中間傳導機制，畢竟IR的中介效應占比僅為-31.9%。

從表13中間機制的檢驗結果來看，在目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展影響的內(nèi)在機制方面，依舊是要素投入總量的中間機制顯著，要素投入結構的中間機制不顯著。具體來看，彈性約束對投資率存在抑制的作用關系，通過1%的顯著性檢驗，投資率顯著抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但是IR的中介效應占比為-18.5%，還有其他中間機制沒有納入研究視野。目標彈性約束對全要素生產(chǎn)率存在促進的作用關系，通過5%的顯著性水平，但是全要素生產(chǎn)率對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)為正不顯著。以上實證結果支持假說2，即目標彈性約束能夠激勵地方官員選擇“技術進步”的勤政行為，減少“要素投入”的懶政行為，但是技術創(chuàng)新對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響路徑不暢通，IR的中介效應占比較小，總體上，彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展仍表現(xiàn)出抑制作用。

2.“尋租”的機制檢驗

總的來說，前文的研究表明目標彈性約束抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，這意味著地方政府官員可能沒有利用好目標彈性化產(chǎn)生的政策空間。當目標設定方式從確定值（如6.5%）變?yōu)閰^(qū)間值（如6.25%～6.75%或者6.5%左右）時，地方政府官員會選擇與目標下限值相匹配的審批通過率以獲得更高的權力租金，從而降低企業(yè)進入率，這可能會扭曲目標彈性化的政策效果，對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展產(chǎn)生復雜的抑制作用。

本文將通過分析市場化程度的門檻效應間接地對假說3進行深入分析，即目標彈性約束通過增加地方官員權力尋租空間以抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。因為市場化程度高的地區(qū)，行政審批制度改革往往開始得較早，執(zhí)行得也較好，地方官員的項目審批范圍和審批權力得到縮小和限制，企業(yè)進入該地區(qū)市場的制度性成本一般會比較低。較高的市場化程度能夠通過壓縮地方官員權力尋租空間從而降低經(jīng)濟增長預期目標彈性化對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的負向影響。因此，目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響可能會隨市場化程度處于不同區(qū)間而呈現(xiàn)不同的特點。

借鑒Hansen設定的面板門檻回歸模型檢驗上述非線性關系［28］。在模型（2）的基礎上，根據(jù)表14的檢驗結果設定如下面板門檻模型：

hqdit=θ0+θ1egtcitI（miit≤ω）+θ2egtcitI（miit>ω）+θ3z+εit（4）

式（4）中，市場化程度變量miit為門檻變量，采用王小魯?shù)染幹频?008—2016年各省份的市場化指數(shù)來衡量［33］。為了盡可能地利用和反映目標彈性約束的信息與影響以及降低插補數(shù)據(jù)對實證結果的主觀影響，這里選取2008—2019年作為樣本區(qū)間，然后通過計算2009—2016年市場化指數(shù)的平均增長率來推算2017—2019年的數(shù)據(jù)。ω為市場化程度的門檻值。I（·）是指示函數(shù)，當滿足括號內(nèi)指定條件時取值為1，反之取值為0。

由表14可知，市場化程度門檻變量在1%的顯著性水平下通過了單一門檻檢驗，沒有通過雙重門檻和三重門檻檢驗，因此模型中存在一個門檻值4.740。然后，利用似然比統(tǒng)計量對門檻估計值與門檻實際值的一致性進行檢驗。圖1為該門檻值的似然比函數(shù)圖，在5%的顯著性水平下，不拒絕原假設，即認為門檻值4.740是真實有效的。

由表15（下頁）的回歸結果可知，市場發(fā)育程度沒有改變目標彈性約束抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基本結論，但是顯著地影響了目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用力度。當市場化程度比較低時（mi<=4.740），目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響系數(shù)為-11.926，表明在市場化程度不高的地區(qū)，目標的彈性化調(diào)整反而會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。當市場化程度相對較高時，其對應的回歸系數(shù)為-0.251，抑制作用大幅度降低。這說明市場化程度對目標彈性約束的政策效果傳導機制存在重要影響，較高的市場發(fā)育程度能夠規(guī)范地方官員審批行為，進而削弱地方官員通過壓低審批通過率以提高審批權力租金的操縱能力。在此條件下，目標彈性約束不會產(chǎn)生中央政府與地方政府目標不一致問題，即不會助長地方官員尋租的行為。系數(shù)均為負值，則可能是因為我國仍處于市場化改革的攻堅期，總體而言企業(yè)進入市場的制度性成本還比較高。

五、穩(wěn)健性分析

這里從四個方面對基本回歸結果進行穩(wěn)健性檢驗：一是對目標彈性約束指數(shù)進行縮尾處理；二是更換被解釋變量的測度方法；三是采用系統(tǒng)GMM估計方法；四是排除一種競爭性解釋。

（一）對部分原始數(shù)據(jù)作縮尾處理

根據(jù)表3中主要變量的描述性統(tǒng)計分析結果，目標彈性約束指數(shù)存在異常值，其他變量未見明顯異常值。該指數(shù)取值主要分布在0至1之間，僅有4個大于1的離群值，分別為2015年山西（1.267）和遼寧（1.296）、2016年遼寧（15.333）、2019年天津（1.589），背后原因在于地方增長目標值遠低于中央或者目標完成情況太差。異常值可能會導致錯誤的結論，所以本文對目標彈性約束指數(shù)在上下2.5%分位處進行縮尾處理，此時目標彈性約束的回歸系數(shù)為-3.922，通過10%的顯著性水平檢驗，與基本回歸結果一致（見表16列（1），下頁）。

（二）更換被解釋變量測度法

本文改用熵權TOPSIS法合成經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)。回歸結果如表16列（2）、（3）所示，核心解釋變量的系數(shù)符號和基本回歸結果一致，系數(shù)均通過10%的顯著性水平檢驗。經(jīng)濟增長預期目標值依舊對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有顯著的促進作用，而目標彈性約束依然顯著抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，表明基準回歸結果穩(wěn)健。

（三）采用系統(tǒng)GMM法檢驗

經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平與經(jīng)濟增長預期目標值以及彈性約束之間可能存在雙向因果關系，進而導致模型存在內(nèi)生性問題。雖然現(xiàn)有的相關研究多從官員晉升訴求入手考察官員特征等經(jīng)濟以外的因素對經(jīng)濟增長目標設定的影響，但不可否認經(jīng)濟發(fā)展的需要可能也會影響地方經(jīng)濟增長目標的設定，尤其是在經(jīng)濟從高增速轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的新背景下，經(jīng)濟因素的影響作用可能還會有所增大。因此，本文采用“一步法”系統(tǒng)GMM進行穩(wěn)健性檢驗［34］。由表16列（4）、（5）的回歸結果可以看出，基本回歸結果也是穩(wěn)健的。

（四）排除一種競爭性解釋

本文的基本回歸結果還存在一個競爭性解釋，即名義上的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)實際上更多地反映經(jīng)濟增長“量”而非經(jīng)濟發(fā)展“質(zhì)”的變化情況。金碚認為，現(xiàn)代主流經(jīng)濟學缺乏研究質(zhì)量因素和質(zhì)量現(xiàn)象的學理基礎和分析工具［35］。如何正確測度經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展水平是一大難點。本文雖然依據(jù)五大發(fā)展理念盡力優(yōu)化了基礎指標的計算方法，但與理想結果仍存在一定差距，可能會導致經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)實際上反映的是經(jīng)濟增長“量”的方面而非經(jīng)濟發(fā)展“質(zhì)”的方面。如果這種假設成立，把經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展替換成經(jīng)濟增長速度，顯然會得到以下結論，即經(jīng)濟增長預期目標值越高，實際經(jīng)濟增長速度越快，其系數(shù)為正值；目標彈性約束越大，對經(jīng)濟增長速度的拉動作用就越小，其系數(shù)為負值。這樣本文的基本結論似乎也就更易解釋，也能夠與前人的研究結果或研究觀點保持一致。

因此，為了排除這一種可能存在的競爭性解釋，本文將檢驗實際經(jīng)濟增長速度（growth）對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，如果估計系數(shù)不顯著，則不能認為本文所測度的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)實際上更多反映經(jīng)濟增長“量”的方面的變化情況。由表16列（6）的回歸結果可知，實際經(jīng)濟增長速度對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展指數(shù)沒有顯著影響，不存在以上的競爭性解釋。

六、結論與政策建議

本文在經(jīng)濟增長預期目標彈性化背景下重新考察晉升錦標賽理論和經(jīng)濟增長目標管理理論，實證檢驗經(jīng)濟增長預期目標值及其彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的影響，為這一領域的研究提供了新證據(jù)。基于中國30個省份2006—2019年的面板數(shù)據(jù)，實證分析了經(jīng)濟增長預期目標值與彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的作用，得到以下研究結論：第一，經(jīng)濟增長預期目標值能夠促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，目標彈性約束與經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展存在倒U型的非線性關系，其負向影響主要體現(xiàn)在創(chuàng)新發(fā)展、綠色發(fā)展、開放發(fā)展和共享發(fā)展上，對協(xié)調(diào)發(fā)展具有正向影響。第二，較高的發(fā)展水平會顯著增強經(jīng)濟增長預期目標值對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。無論是新常態(tài)，還是舊常態(tài)，經(jīng)濟增長預期目標值都能促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，目標彈性約束都會抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第三，經(jīng)濟增長預期目標值雖然會通過促進要素投入抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，但該路徑的中間效應占比僅為-31.9%，也就是說，經(jīng)濟增長目標通過這條路徑對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用遠小于其他路徑對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的促進作用。目標彈性約束通過抑制要素投入促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。第四，市場發(fā)育程度沒有改變目標彈性約束抑制經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的基本結論，但顯著降低了目標彈性約束對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用。

根據(jù)以上研究結論，本文就經(jīng)濟增長預期目標的設定、廢止爭議以及高質(zhì)量發(fā)展的實踐路徑提出如下建議：第一，堅持設定經(jīng)濟增長預期目標。經(jīng)濟增長目標管理作為我國長期使用的政府治理手段之一，對經(jīng)濟社會發(fā)展存在著復雜的影響作用，不能簡單地將之歸結為我國各種發(fā)展問題的內(nèi)在成因，然后單純地認為廢棄經(jīng)濟增長目標就可徹底解決問題以達到一勞永逸的效果。雖然經(jīng)濟增長預期目標會促使地方官員選擇要素驅(qū)動的發(fā)展路徑，但是這條路徑對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的抑制作用是比較小的，經(jīng)濟增長預期目標通過其他傳導渠道對經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展發(fā)揮著更大的促進作用，這也是有待進一步研究的地方。第二，設定彈性較小的經(jīng)濟增長預期目標。結合本文的研究結論，目標彈性化可以淡化“GDP情結”，但仍不足以激勵地方官員轉(zhuǎn)而為和諧而競爭，不能為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供良好的制度環(huán)境。第三，擴大經(jīng)濟增長目標管理周期，使官員政績可追溯，解決短任期、短視行為與長期發(fā)展利益的矛盾。第四，經(jīng)濟發(fā)展水平越高的地區(qū)，官員用來實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的政策工具就越多，官員行為可能更加多樣化。因此，高經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)應該設定彈性較小、目標值較高的經(jīng)濟增長預期目標，適當約束官員行為。低經(jīng)濟發(fā)展水平地區(qū)應該設定彈性較大的經(jīng)濟增長預期目標，減小地方官員走低質(zhì)量的要素投入老路的動機。第五，加快要素配置的市場化改革，在政府主動有所不為的地方，市場機制要能有效運轉(zhuǎn)、補上缺位，這樣才能真正促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。■

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