目标偏移与经济增长

刘淑琳 王贤彬 黄亮雄

(1.广州大学，广东 广州 510006；2.暨南大学，广东 广州 510632；3.华南理工大学，广东 广州 510006)

一、引言

当前，世界深陷新冠疫情的负面冲击之中，全球经济面临前所未有的巨大不确定性。稳定市场预期，确保经济总体平稳运行，在现阶段显得尤为重要。政府具有总量信息优势(林毅夫，2007)，是市场主体获取决策所需外部环境信息的重要来源。各级政府在每年的政府工作报告中公布的当年经济增长预期目标，已成为市场主体判断未来经济政策乃至实际经济运行趋势的风向标。通过国民经济和社会发展五年规划以及政府工作报告制定较明确的经济增长目标来指引辖区经济建设，是新中国成立以来中国政府在经济社会建设过程中实施的一项重要举措。改革开放后，在以经济建设为中心的背景下，自上而下推行的经济发展目标管理，更是以有效的资源调配引领和推动了经济的高速发展(徐现祥 等，2017)。

考虑到经济增长目标兼具稳定和引导市场预期的功效，各级政府在制定经济增长目标时通常会保持一定的连续性(王贤彬 等，2019)，以稳定发展预期、提振市场信心。当然，政府在制定经济增长目标的过程中需要综合考虑多方因素，这在地方政府层面表现得尤为明显。经济增长目标除了能够反映地方政府对辖区当年经济增长潜力的预判，也是上级政府评价地方官员工作绩效的关键性指标，因此地方政府制定的经济增长目标往往呈现出明显的“层层加码”与横向竞争特征(Li et al.，2019；王贤彬 等，2019)。本文感兴趣的是，经济增长目标在各种考量下发生的偏移，是否会引发市场主体对地区经济发展的不确定性预期，进而透过市场主体的行为，影响实际的经济增长。

本文基于2004—2018年中国274个地级市数据，系统地考察了目标偏移对经济增长的影响。较之已有文献，本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，当前有关经济增长目标管理的研究聚集于目标的制定规律以及目标本身的经济效应(徐现祥 等，2017；余泳泽 等，2019)，忽视了目标变动所产生的不确定性影响。而本文基于不确定性这一新的视角审视经济增长目标的信号作用，探讨目标偏移对经济增长的影响，并剖析其中的作用机制，不仅拓展了宏观经济增长中国研究的理论边界，而且是对现有相关文献的有益补充。第二，既有文献虽已关注到不确定性的宏观经济效应，但主要是从国家或者省域经济层面展开讨论的。尽管近期出现了部分以地级市作为观测对象的研究，但他们仍然采用了国家层面的经济政策不确定性度量指标，难以有效捕捉地方层面的不确定性。本文通过考察地方政府主导的经济增长目标变动引发的市场不确定性预期对经济增长的影响，为地级市层面不确定性的研究提供了一种新的思路。

二、理论分析与假说提出

中国改革开放40多年取得的举世瞩目的经济成就，既是市场经济力量不断释放的结果，也是政府力量积极合理干预的结果。从宏观调控的角度来看，中国政府采取了一系列重要措施来推动经济增长，而对经济发展实施目标管理便是极具代表性的举措之一。通过在国民经济和社会发展五年规划以及每年年初的政府工作报告中制定较为明确的经济增长目标，指引当年辖区的经济建设，有力地推动了实际的经济增长(马亮，2017)。

一方面，经济增长目标通过倒逼政策当局的资源配置行为进而促进了经济增长(徐现祥 等，2017)。通常，在经济增长目标公布后，各级政府会出台一系列配套政策和指导规划来引导资源配置，带动政府支出与投资增长(孙文凯 等，2016)。其中，投资的增长主要来自两个方面：一是地方政府为实现既定目标而增加的自主投资；二是市场主体顺应政府传递的经济目标信号而进行的投资(刘淑琳 等，2019)。并且，地方政府也会充分利用自身所掌握的资源，在法定权限范围内制定各种优惠政策，以鼓励和吸引市场主体投资。比如，胡深等(2019)发现，经济增长目标对地方政府协议和招拍挂出让土地规模与出让土地单价存在显著影响。另一方面，经济增长目标还发挥着稳定和引导市场预期的作用。众所周知，市场主体的决策受到内外部环境的影响。由于信息成本的存在，决策者倾向于透过他人行为解读相关信息。相对于市场主体，政府拥有明显的总量信息优势(林毅夫，2007)，是市场主体获取外部环境信息的重要来源。因此，政府每年公布的经济增长目标成为市场主体预判辖区经济走势和经济政策，进而形成地区经济增长预期的关键信息源。

由于公众预期在宏观经济政策向宏观经济传导的过程中起着关键作用，加强预期管理成为各国央行的共识(Lucas，1976；Woodford，2003)。除了引导公众预期趋于理性外，预期管理还可以通过切实可信的政策目标，稳定公众预期(Woodford，2013)。众多发达国家所青睐的通货膨胀目标制就是通过设定明确的通货膨胀目标，锚定公众对通货膨胀的长期预期，从而实现稳定通货膨胀的目的(郭豫媚 等，2016)。李成等(2011)认为，理想情况下，稳定的通胀预期不仅可以在短期降低经济体系中内外部因素对通胀的冲击程度,而且能够在长期稳定市场价格,缓解通胀对资源配置的扭曲,发挥价格的市场信号功能,促进市场效率改善,实现产出扩张。贾珅(2020)则引用美国经济学家、前财长萨默斯的观点，指出稳定公众对经济增长的预期和信心是刺激经济增长成本最低的举措。因此，各级政府在制定各年经济增长目标时会保持相对的稳定性(王贤彬 等，2019)。

然而，经济增长目标发生偏移不可避免。一方面，国内外经济形势复杂多变，即便政府相较于市场主体拥有信息优势，也难以保证其对经济增长的预测总是准确的。另一方面，在中国现行体制下，经济增长目标不仅是当年辖区经济建设的指挥棒，也是上级政府激励和管理下级官员的重要手段以及评价下级政府绩效的主要抓手(周黎安 等，2015)。因此，地方官员有强烈的动机将经济增长目标作为向上级传递工作态度和能力信号的工具。换言之，地方政府在设定未来一段时期的经济增长目标时，会充分考虑上级政府的激励和约束。已有研究表明，不仅年龄、来源等影响晋升动力和预期的官员特征会对目标设置产生影响，而且在同一官员任期的不同阶段，或是党代会召开等特殊时间点，经济增长目标也会表现出明显差异(马亮，2013；余泳泽 等，2017)。

频繁调整经济增长目标会让市场主体无所适从(李拉亚，2011)，进而产生不确定性预期。基于实际经济增长情况而进行的目标调整，可能会被市场主体解读为经济形势存在较大的不确定性，以至于更具信息优势的地方政府也无法准确预判辖区的经济走势。而面对地方政府官员出于对自身职业生涯的考量所进行的目标调整，市场主体可能会产生更高程度的不确定性预期，比如：不确定地方官员能否借助辖区公共资源或政策手段实现调整后的经济增长目标；不确定地方官员为了实现既定的经济增长目标会推行何种性质的经济政策，政策的执行力度有多大、实施效果又如何。事实上，市场主体也更多是基于可获取的有限信息推测地方政府调整经济增长目标的具体原因，而这本身就存在不确定性。

不确定性会带来多方面的影响，其中不确定性与投资的关系深受学界关注。Bernanke(1983)、McDonald et al.(1986)等提出的实物期权理论将投资机会选择视作企业持有的一项期权，并认为如果投资项目存在一定程度的不可逆性，那么不确定性的上升会提高企业投资机会的等待价值，进而促使企业推迟当前的投资行为。在这一理论中，投资的不可逆性是不确定性影响企业投资的重要前提。由于资产专用性、处置资产会产生交易费用及折价损失(Pindyck,1991;Shleifer et al.,1992)，投资的不可逆性客观存在。因此，实物期权理论在阐释不确定性抑制投资方面的有效性得到了大量经验研究的支持(Baker et al.，2016；Gulen et al.，2016；李凤羽 等，2015；谭小芬 等，2017)。金融摩擦理论认为，在金融市场不尽完美的情况下，不确定性的上升将加剧信息不对称程度，导致企业违约风险上升，此时债权人会索取更高的信用利差，从而使得企业融资成本提高、投资需求受到抑制(Gilchrist et al.，2014；Christiano et al.，2014)。并且，随着不确定性程度的升高，作为主要债权人的银行在放贷行为上也更加谨慎(饶品贵 等，2017)，客观上限制了企业投资规模的扩大。而流动性预防动机理论则强调，较大的不确定性会增加企业未来的经营风险，提高企业发生流动性短缺的可能，因此管理层表现得更加谨慎，倾向于持有更多现金资产(王红建 等，2014)，缩减投资规模。

此外，不确定性还可能对就业和效率产生不利影响。Baker et al.(2016)发现，2005—2011年间经济政策不确定性导致美国就业减少0.35%。陈德球等(2017)的研究结果显示，地级市核心官员变更引发的政策不确定性会降低其所辖地区企业的资本配置效率。而Bloom(2014)的研究则表明，当不确定性程度较高时，有效率的企业放慢规模扩张、没效率的企业延缓规模缩小的局面显著抑制了生产率的增长。

综上分析，经济增长目标偏移会引发市场主体的不确定性预期，进而对投资、就业和效率产生抑制效应，最终阻碍经济增长。因此，本文提出：

假说：

目标偏移抑制了经济增长。

三、研究设计

(一)模型构建

为检验目标偏移对经济增长的影响，本文参考Mankiw et al.(1992)的做法，设定如下模型：

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年的经济增长水平；TV表示城市i在t年的经济增长目标偏移；y、inv、n、γ和δ分别为每年年初的人均实际GDP、投资率、人口增长率、资本折旧率和技术进步率 参考徐现祥等(2007)的做法，假定γ+δ=0.1。；Z为其他可能影响实际GDP增速的控制变量，为尽可能缓解内生性问题，所有城市特征变量均滞后一期；η、μ分别为城市固定效应和时间固定效应；ε为随机扰动项。本文重点关注系数β的方向及显著性，如果理论假说成立，则β应该显著为负。

(二)变量定义

1.被解释变量：经济增长(GDPR)

本文采用实际GDP增速作为经济增长的衡量指标。

2.核心解释变量：经济增长目标偏移(TV)

对于经济增长目标偏移(TV)，本文借用偏离度的思想，以城市当年经济增长目标与上一年经济增长目标的差额的绝对值度量。需要指出的是，没有采用观测值与基准值的差额除以基准值再取绝对值的做法作为经济增长目标偏移的基本度量，原因在于：就现实而言，大多数公众在面对地方政府制定的经济增长目标变化时，更多是根据目标的绝对变化形成主观判断，而较少关注相对变化量。即便如此，为了确保结论的可靠性，本文在稳健性检验部分还是利用这一完全按照偏离度方法计算的目标偏移指标进行了替代性测量。

3.其他控制变量

本文参考相关研究(干春晖 等，2011；王小鲁，2010；刘瑞明 等，2010；赖明勇 等，2005；赵勇 等，2010；余泳泽 等，2019；徐现祥 等，2007)的做法，对其他可能影响实际GDP增速的变量进行了控制，具体包括：产业结构(Ind)，以第三产业GDP与第二产生GDP的比值衡量；人力资本(log(Edu))，以人均受教育程度的对数衡量；城市化水平(Urban)，以城镇人口占总人口的比重衡量；国有经济比重(State)，以国有工业企业资产占工业企业总资产的比重衡量；科技投入(St)，用财政支出中科技支出的比重衡量；对外开放(Fdi)，用经汇率调整的城市吸收外商投资额与GDP的比值衡量；金融发展水平(FD)，用年末金融机构人民币各项贷款余额与地区生产总值的比值度量；财政自主权(FA)，以公共预算财政收入与公共预算财政支出的比值度量；地方官员变量，包括书记年龄对数(log(SJAge))、市长年龄对数(log(SZAge))、书记任期对数(log(SJTenure))以及市长任期对数(log(SZTenure))。

(三)数据来源

本文样本涵盖2004—2018年中国274个地级市，是非平衡面板数据。其中，核心解释变量经济增长目标偏移所用到的经济增长目标数据从各省及地级市的人民政府门户网站、地级市统计年鉴刊发的地级市政府工作报告中手工收集并进一步整理得到，具体做法为：对于明确报告的增长目标，直接使用；对于带有“左右”“以上”“不低于”等修饰词的目标表述，采用具体数字；对于带有区间的目标表述，采用区间均值(刘淑琳 等，2019)。除此之外，城市GDP增速、投资率等城市层面的数据来自历年《中国城市统计年鉴》，人均受教育程度、城市化水平等省区层面的数据来自《中国统计年鉴》及各省统计年鉴。

表1报告了本文主要变量的描述性统计结果。

表1 主要变量的描述性统计

(续表1)

四、实证结果与分析

(一)基准回归结果

表2列示了基于模型(1)的回归结果。其中，列(1)仅包含核心解释变量、城市固定效应和时间固定效应，列(2)在列(1)的基础上加入了log(y)、log(inv)和log(n+γ+δ)等基础性经济增长驱动变量，列(3)在列(2)的基础上进一步加入了产业结构(Ind)、人力资本(log(Edu))等其他控制变量。

表2 目标偏移对经济增长的影响

由表2列(1)～(3)可知，经济增长目标偏移的回归系数分别为-0.158、-0.143和-0.143，且均通过了显著性水平为5%的统计检验。这表明，目标偏移对经济增长存在显著的负向影响，本文理论假说得到验证。

(二)稳健性检验

1.变换核心解释变量的度量指标

为确保研究结论的可靠性，本文变更了经济增长目标偏移的测量指标，具体包括：(1)以当年经济增长目标与上一年经济增长目标的差额除以上一年经济增长目标后取绝对值进行度量，记为TV1。(2)以经济增长目标的标准差进行度量，记为TV2。用标准差度量波动是很多文献的常用做法(Aghion et al.，2006)。由于目标偏移本质上也是波动的一种表现，通过标准差来度量目标偏移可以反映更为长期的目标调整的影响。同时，考虑到地方官员调整是造成目标偏移的关键因素，且地方官员在一个城市任期的中位数为3年(姚洋 等，2013)，本文以当年与前2年的经济增长目标计算标准差。(3)以是否发生经济增长目标偏移进行度量,记为TV3。若当年目标与上一年目标相等，则TV3取值为0，否则取值为1。

表3列示了改变经济增长目标偏移测量指标后的回归结果。由列(1)可知，TV1的回归系数为-0.023，且通过了显著性水平为1%的统计检验；列(2)的结果显示，TV2的回归系数为-0.424，且通过了显著性水平为5%的统计检验；列(3)中，TV3的回归系数为-0.003，且通过了显著性水平为5%的统计检验。由此可知，在更换核心解释变量的度量方法后，本文结论并未发生实质性变化。

表3 稳健性检验结果：改变核心解释变量的度量指标

2.变换被解释变量的度量指标

本文在将经济增长的度量指标替换为人均实际GDP增长率(GDPPCR)之后，重新对模型(1)进行了回归，结果如表4所示。

表4 稳健性检验结果：以人均实际GDP增长率度量经济增长

由表4列(1)～(3)可知，核心解释变量经济增长目标偏移的回归系数至少在10%的显著性水平下为负。这再次证实目标偏移显著地抑制了经济增长。

3.加入经济政策不确定性指标

进一步，本文在基准模型中纳入用于测度经济政策不确定性的Baker中国经济政策不确定性指数(log(EPU))和地方官员更替(GT)变量，以考察基本结论是否依然成立。如果成立，则意味着经济增长目标偏移比经济政策不确定性的内涵更广。

表5列(1)报告了在基准模型中单独加入Baker中国经济政策不确定性指数的回归结果，从中可见，经济增长目标偏移的回归系数为-0.143，且通过了显著性水平为5%的统计检验；Baker中国经济政策不确定性指数的回归系数为-0.066，且通过了显著性水平为1%的统计检验。这意味着，即便控制了经济政策不确定性的影响，目标偏移仍然对经济增长存在抑制作用。表5列(2)报告了在基准模型中单独加入地方官员更替变量的回归结果，不难发现，经济增长目标偏移的回归系数为-0.143，且通过了显著性水平为5%的统计检验，而地方官员更替对经济增长的影响则不显著。表5列(3)报告了在基准模型中同时引入Baker中国经济政策不确定性指数和地方官员更替变量的回归结果，可以发现，经济增长目标偏移和Baker中国经济政策不确定性指数的回归系数均显著为负，而地方官员更替的估计结果依旧未能通过显著性检验。综上可知，在加入度量经济政策不确定性的指标后，本文理论假说仍然成立。

表5 稳健性检验结果：加入经济政策不确性指标、内生性问题

4.内生性问题的解决

考虑到上文的回归分析可能存在遗漏同时影响经济增长目标制定与实际经济增长的变量而导致的内生性问题，本部分拟检验基准回归结果在考虑内生性问题的情况下是否稳健。

由于直接寻找有效的工具变量非常困难，本文借鉴Lewbel(2012)的做法，利用异方差构造工具变量，以缓解内生性的影响。首先，构造如下方程：

(2)

(3)

其中，Y代表GDP增长率，Y为可能的内生变量目标偏移，外生向量X为期初人均实际GDP、投资率等控制变量。具体估计步骤为：

表5列(4)报告了基于Lewbel(2012)方法的回归结果。Pagan-Hall检验结果表明，式(2)满足同方差性；Breusch-Pagan检验结果显示，式(3)满足异方差性；过度识别检验结果保证了工具变量的外生性，说明本文基于异方差的方法构造工具变量以克服内生性问题是合理有效的。由列(4)可知，经济增长目标偏移的回归系数在1%的水平下显著为负，与基准回归结果基本一致。

五、排除实际经济波动的竞争性解释

作为引导经济增长的重要手段与工具，经济增长目标的制定需立足于地区实际的经济走势，因而经济增长目标偏移很容易被直接解读为实际的经济波动。为检验经济增长目标偏移是否只是反映了实际的经济波动，本文对比了各年经济增长目标偏移与实际经济增长波动的均值。其中，实际经济增长波动以城市当年实际经济增长率与上一年实际经济增长率的差额的绝对值来衡量。由图1可见，2004—2018年间经济增长目标偏移与实际经济增长波动的变化趋势并不完全一致，除2009年和2015年外，经济增长目标偏移程度基本上均小于实际经济增长波动幅度，这恰好为经济增长目标具有稳定市场预期的功能提供了佐证。虽然在图1中可以观测到经济增长目标偏移跟随实际经济增长波动的现象，如2007—2011年，实际经济增长波动先上升后下降，随后又上升下降，与此对应，2008—2012年经济增长目标偏移具有相似的变化路径，但同时也可看到2004—2005年、2013—2014年实际经济增长波动下降，而随后的2005—2006年、2014—2015年经济增长目标偏移上升的情况。这些典型事实充分说明，经济增长目标偏移并非仅仅是实际经济波动的反映。

图1 经济增长目标偏移与实际经济增长波动

为进一步排除实际经济波动的竞争性解释，本文采取以下两种更为细致的方法进行了验证。第一，构建偏移幅度小的样本。如果经济增长目标偏移反映的只是实际经济波动，那么在实际经济波动小的样本中，经济增长目标偏移的影响应该较小，甚至没有影响。为此，首先根据实际经济波动的50、25分位值，构建实际经济波动小于或等于50分位值、小于或等于25分位值的两个子样本，然后分别进行回归分析，结果如表6所示。由列(1)、(2)可见，即便是在实际经济波动幅度小的样本中，目标偏移依然能够对经济增长产生显著的负向影响。第二，在基准模型中纳入控制变量实际经济波动(GDPRV)。列(3)的结果显示，经济增长目标偏移的回归系数显著为负，且系数绝对值大小较基准结果略有下降。这意味着，即便考虑实际经济波动的影响，目标偏移与经济增长的关系也未发生根本性变化。

表6 排除竞争性解释的回归结果

综上分析，基本可以排除目标偏移能够对经济增长产生影响只是因为其反映了实际经济波动的竞争性解释。

六、作用机制检验

(一)基于经济增长核算框架的分析

接下来，本文基于新古典经济增长理论的经济增长核算框架来检验目标偏移影响经济增长的具体机制。

表7列(1)报告了以物质资本存量增长速度(g)为被解释变量的回归结果，从中可见，经济增长目标偏移的回归系数为-0.313，且通过了显著性水平为5%的统计检验，说明经济增长目标偏移有效减缓了物质资本积累速度。进一步，本文还以实际全社会固定资产投资的对数(Log(INV))作为被解释变量进行了补充性测试，结果见表7列(2)。不难发现，经济增长目标偏移的回归系数依然显著为负。这说明经济增长目标偏移确实会抑制投资、降低物质资本存量增长速度。

本文还检验了经济增长目标偏移对劳动力增长速度(g)和全要素生产率增长速度(g)的影响，结果分别见表7列(3)、(4)。由列(3)可知，经济增长目标偏移的回归系数为-0.391，但未能通过显著性统计检验。可能的解释是，受隐蔽性失业等因素的影响，就业的调整存在滞后性(丁守海，2009)，因而目标偏移对劳动力增速的影响在短期内不明显。列(4)的结果显示，经济增长目标偏移的回归系数为0.285，同样没有通过显著性统计检验。这是因为，经济增长目标偏移引发的不确定性预期虽可能有利于促进技术创新(顾夏铭 等，2018)，但同时也可能降低资本配置效率(陈德球 等，2017)，两种力量相互抵销，最终导致经济增长目标偏移对全要素生产率增长速度的影响不显著。

表7 基于经济增长核算框架的分析结果

综上所述，目标偏移主要通过降低投资、减缓物质资本存量增速进而抑制了实际经济增长。

(二)对经济增长目标偏移投资抑制效应的进一步分析

上文的分析结果表明，经济增长目标偏移对投资和物质资本存量增速均存在显著的负向影响。在这一部分，着重考察在中国情境下实物期权、金融摩擦和流动性预防动机三大经典理论能否有效解释目标偏移对投资的影响，同时为目标偏移会引发不确定性预期提供间接证据。

首先，实物期权理论认为不确定性抑制投资的重要前提是投资具有不可逆性，投资越不可逆，企业当前的投资行为越谨慎。借鉴李凤羽等(2015)等的思路，本文以各城市工业固定资产占固定资产和流动资产之和的比重度量城市投资的不可逆程度，并按照固定资产比重的中位数将样本划分为固定资产比重高和固定资产比重低两个子样本，分组检验的结果如表8列(1)和列(2)所示。可以看到，在固定资产比重高组，经济增长目标偏移对投资的影响显著为负；而在固定资产比重低组，经济增长目标偏移的回归系数虽为负，但不显著。上述分析结果表明，相比于固定资产比重低的地区，经济增长目标偏移对投资的抑制作用在固定资产比重高的地区更明显。由此可见，基于投资的不可逆性的实物期权理论可以为本文的发现提供有力支撑。

表8 对目标偏移投资抑制效应的进一步分析结果

其次，金融摩擦理论认为不确定性程度的提高会加剧信息不对称，导致银行收紧放贷、企业融资成本上升，继而抑制企业投资，且这一影响在企业融资约束严重时更明显。本文预期，城市金融发展水平越低，企业面临的融资约束程度越高，经济增长目标偏移对投资的抑制作用越明显。对于金融发展水平，本文借鉴赵勇等(2010)的方法，以年末金融机构人民币各项贷款余额占地区生产总值的比重度量。在此基础上，根据金融发展水平的中位数将样本划分为金融发展水平高和金融发展水平低两个子样本。表8列(3)、(4)报告了具体的检验结果，从中可见，在金融发展水平低组，经济增长目标偏移显著抑制了投资；而在金融发展水平高组，经济增长目标偏移对投资的影响不显著。这说明，金融摩擦理论解释同样得到本文样本数据的支持。

最后，考察流动性预防动机理论能否间接解释经济增长目标偏移的投资抑制效应。本文推断，企业流动性预防动机越强的地区，经济增长目标偏移对投资的抑制作用越明显。首先，以城市年末金融机构人民币各项存款余额与城市居民人民币储蓄存款余额的差值占地区生产总值的比重度量该地区企业流动性预防动机；然后，利用上期该地区企业流动性预防动机的中位数将样本区分为流动性预防动机强和流动性预防动机弱两个子样本；最后，进行回归分析。表8列(5)、(6)的结果显示，无论在哪组样本中，经济增长目标偏移对投资的影响都不显著。因此，流动性预防动机理论解释未能得到证实。

七、拓展性研究

本部分主要考察目标偏移方向、经济形势和地区市场化程度的差异对目标偏移经济增长抑制效应的异质性影响。

(一)目标偏移方向的影响

好消息与坏消息引发的市场预期不尽相同。Bloom(2009)对美国1962—2008年股票市场波动情况的分析表明，坏消息更可能引发不确定性预期。在经济增长目标可被视作向上级传递工作态度和能力的信号工具的情况下，地方官员有强烈的动机设置更高的经济增长目标。而下调经济增长目标则更多是官员在考虑地方经济实际情况下的无奈之举。因此，当地方政府公布的经济增长目标低于上期目标时，市场主体更容易产生消极情绪，对投资采取观望态度，从而使经济增长受到明显抑制；而如果地方政府公布的经济增长目标高于上期目标，则意味着地区未来发展形势向好，或者地方政府将有更多的作为以实现既定目标，此时目标偏移对经济增长的抑制效应可能会减弱，甚至还可能出现市场主体为了抢抓机遇而增加投资的情况。为验证上述推断，本文根据当期目标与上期目标的比较结果对样本进行了划分，如果前者高于后者，则归为上偏样本，否则归为下偏样本。

表9列(1)报告了上偏样本的回归结果，从中可见，经济增长目标偏移的回归系数为0.353，且通过了显著性水平为1%的统计检验。这意味着，当地方政府公布的经济增长目标高于前期目标时，目标偏移不仅不会抑制经济增长，反而起到了促进作用。正如上文所述，出现这种变化的原因很可能是目标上偏对外传递了经济发展趋势向好或地方政府将有更多作为以确保绩效增长的信号。表9列(2)的回归结果显示，在下偏样本组，经济增长目标偏移的回归系数显著为负，且绝对值大于基准回归结果。这表明，当地方政府公布的经济增长目标低于前期目标时，目标偏移引发的不确定性预期对本地经济增长的抑制效应更突出。

表9 考虑目标偏移方向的回归结果

(二)经济形势的影响

经济形势向好时，经济活动通常比较活跃，市场主体能够以较低的成本获取更多的市场信息(Fajgelbaum et al.，2017)，从而有助于弱化目标偏移释放的不确定性信号的影响。本文预期，相比于经济上行样本，目标偏移对经济增长的抑制效应在经济下行样本中更明显。

为了检验上述推断，本文将上一年实际经济增长率大于或等于上上年实际经济增长率的样本归为经济上行样本，否则视为经济下行样本。回归结果如表10列(1)、(2)所示。在经济上行组，经济增长目标偏移的回归系数未能通过显著性检验；而在经济下行组，经济增长目标偏移的回归系数为-0.183，且通过了显著性水平为5%的统计检验。上述结果表明，目标偏移对经济增长的负面影响在经济下行阶段表现得更为明显。

进一步，考虑到经济上行或者下行是一个相对长期的概念，利用前两年实际经济增长率的比较来界定可能不够全面。为此，本文根据中国2010年以来GDP增长率逐步下降的典型事实，将样本期内的2004—2010年界定为经济上行期，2011—2018年界定为经济下行期，而后重新进行回归分析，检验结果如表10列(3)、(4)所示。不难发现，与列(1)、(2)报告的结果类似，仅在经济下行样本组，经济增长目标偏移的回归系数显著为负。

表10 考虑经济形势的回归结果

(三)地区市场化程度的影响

如前文所述，目标偏移引发的不确定性预期通过加剧市场主体的经营风险，抑制其投资等资源配置行为，继而阻碍了实际经济增长。如果这一理论逻辑成立的话，那么市场化程度越高的地区，企业越可能对市场信号做出自由反应和选择，相应地目标偏移对经济增长的影响越强。首先，根据中国分省份市场化指数(王小鲁 等，2019)的中位数将样本划分为高市场化程度地区和低市场化程度地区两个子样本；然后，进行分组检验。表11列(1)、(2)报告了具体的回归结果。在地区市场化程度高的样本组，目标偏移显著抑制了经济增长；而在地区市场化程度低的样本组，目标偏移对经济增长的影响则不显著。此外，本文还基于东部沿海地区市场发展程度更加成熟的特征(韦倩 等，2014)，将样本细分为东部沿海地区和非东部沿海地区两组，以检验上述关于地区市场化程度影响的结论是否稳健。由表11列(3)、(4)可知，仅在东部沿海地区样本组，目标偏移对经济增长的负向影响显著，这与列(1)、(2)的检验结果是一致的。

表11 考虑地区市场化程度的回归结果

八、结论与政策建议

本文利用2004—2018年274个地级市的数据，较为深入地研究了目标偏移对经济增长的影响。主要结论如下：其一，目标偏移显著地抑制了经济增长，且在经过更换变量的衡量方法、加入经济政策不确定性度量指标、考虑内生性问题等一系列稳健性检验后，基准回归结果未发生实质性变化。其二，排除竞争性解释的分析结果表明，不能将经济增长目标偏移简单地解读为实际的经济波动。其三，作用机制检验结果显示，目标偏移对经济增长的抑制效应主要是通过降低投资、减缓物质资本存量增速的路径实现的。其四，在中国情境下，实物期权和金融摩擦两种理论可用于解释目标偏移对投资的不利影响，从而间接证实目标偏移与不确定性预期密切相关。其五，在目标向下偏移、经济下行或市场化程度高的地区，目标偏移对经济增长的抑制作用更明显。

本文研究结论对于优化地方政府行为，加快体制改革，促进经济高质量发展有着重要的政策启示。首先，地方政府在推动辖区经济发展的过程中，应该加强市场主体预期管理，竭力保持经济增长目标的连续性和可预测性，以有效稳定市场主体的政策预期。其次，在经济增长目标出台或调整之时，地方政府要充分利用好各类媒体平台，加强信息披露，帮助市场主体准确把握地区经济形势及相关的政策走向。最后，中央政府需进一步优化经济增长目标管理体制，积极引导地方政府摒弃片面追求经济增长速度的观念，牢固树立和自觉践行新发展理念，推动经济高质量发展。