王旦 王業(yè)斌

關鍵詞：經(jīng)濟增長目標;產(chǎn)業(yè)結構升級;目標約束;省市加碼

中圖分類號：F831.4??文獻標識碼：A??文章編號：1001-148X（2021）04-0048-11

收稿日期：2020-12-10

作者簡介：王旦（1988-），女，湖南衡陽人，中央財經(jīng)大學經(jīng)濟學院博士研究生，廣西財經(jīng)學院陸海經(jīng)濟一體化協(xié)同創(chuàng)新中心講師，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織與產(chǎn)業(yè)發(fā)展;王業(yè)斌（1980-），本文通訊作者，男，湖南漣源人，廣西財經(jīng)學院經(jīng)濟與貿(mào)易學院教授，經(jīng)濟學博士，研究方向：產(chǎn)業(yè)組織與金融發(fā)展。

基金項目：國家社會科學基金青年項目，項目編號：19CJL039;廣西財經(jīng)學院青年教師科研發(fā)展基金項目，項目編號：2019QNA05;2020C07;廣西“現(xiàn)代交通與區(qū)域產(chǎn)業(yè)發(fā)展”創(chuàng)新團隊、廣西財經(jīng)學院“西部陸海新通道與實體經(jīng)濟發(fā)展”創(chuàng)新團隊建設成果。

一、引言

當前我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，深化供給側結構性改革，加快新舊動能轉換，推進經(jīng)濟發(fā)展質量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率，推動產(chǎn)業(yè)結構轉型升級成為實現(xiàn)高質量發(fā)展的關鍵。改革開放以來，我國一直依靠經(jīng)濟高增長、投資高增長來緩解長期存在的工業(yè)比重過高，服務業(yè)比重較低的產(chǎn)業(yè)結構問題[1]，尤其是近年來，我國經(jīng)濟發(fā)展進入新階段或新常態(tài)，經(jīng)濟高速增長難以持續(xù)，產(chǎn)業(yè)結構問題更是日益凸顯。中國政府在產(chǎn)業(yè)結構調整升級中一直占據(jù)主導作用，政府的制度安排和行政干預會顯著影響產(chǎn)業(yè)結構的高級化進程[2-3]。改革開放以來中國在實踐中陸續(xù)引入目標管理，在“五年規(guī)劃”①、以及每一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，并在年末進行績效考核，通過目標管理引導當年地區(qū)的資金投資和配置方向，影響要素投入和配置效率。經(jīng)濟增長目標的實現(xiàn)與否及實現(xiàn)程度，直接關系到轄區(qū)年末目標績效考核情況和轄區(qū)官員的晉升，前者壓力在于當前政府部門廣泛實行的目標責任制，后者壓力在于官員晉升激勵[4]。因此，在經(jīng)濟增長目標的約束下，依靠要素驅動、投資驅動的粗放型經(jīng)濟發(fā)展方式成為地方官員的首選政策工具，在促進經(jīng)濟增長的同時，同樣造成資源嚴重扭曲與錯配，地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展方式難以為繼，產(chǎn)業(yè)結構升級調整缺乏內(nèi)在激勵。由此，經(jīng)濟增長目標設置、政策制定、具體實施等成為影響制度環(huán)境的關鍵因素，地方經(jīng)濟增長目標可能是影響產(chǎn)業(yè)結構轉型升級的重要因素。本文將經(jīng)濟增長目標約束與產(chǎn)業(yè)結構升級納入同一分析框架，考察地方經(jīng)濟增長目標設定對產(chǎn)業(yè)結構升級有何影響？這種影響是否具有時間、區(qū)域和城市的異質性？其背后的邏輯和內(nèi)在機制是什么？

本文的主要特點是手工收集了2004-2016年全國260?個地級市的經(jīng)濟增長目標數(shù)據(jù)與特征，考察地方經(jīng)濟增長目標約束影響產(chǎn)業(yè)結構升級調整的時間、區(qū)域和城市的異質性，這些異質性結果體現(xiàn)了地區(qū)的外部條件和制度背景會影響兩者之間作用的發(fā)揮，便于制定差異化的經(jīng)濟計劃和產(chǎn)業(yè)政策。

二、文獻綜述和理論假說

（一）地方經(jīng)濟增長目標的制度背景

目標可以提高績效，促進組織或個體將資源和精力集中在與目標相關的活動中，強化組織和個體的自覺性和主動性，激勵相關主體通過學習與創(chuàng)新，提升知識與技能以實現(xiàn)目標[5]。而經(jīng)濟增長是宏觀經(jīng)濟管理的目標之一，自1950年以來，全球至少有49個包括發(fā)達國家和發(fā)達國家在內(nèi)的經(jīng)濟體一直或定期公布經(jīng)濟增長目標[6]。由于經(jīng)濟增長目標事關當前政府的目標績效考核和地方官員的晉升考核，各級政府對經(jīng)濟增長目標設定方式、為實現(xiàn)目標明確的資源配置方向、到目標最終完成程度等都極為重視。根據(jù)本文搜集到的中國31個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市，以下簡稱省市）和260個地級市的預期GDP增長率數(shù)據(jù)，得到2002-2016年中國31個省、260個地級市預期GDP增長率變動趨勢圖（如圖1）。

由圖1可知，各級政府制定的經(jīng)濟增長目標具有如下特征：（1）2004-2016年間，中國、省市、地級市的預期GDP增長率整體呈現(xiàn)先上調后下調的趨勢，下調趨勢在2013年左右表現(xiàn)尤為明顯。這主要是因為經(jīng)濟進入新常態(tài)，國家經(jīng)濟發(fā)展轉向深化供給側結構性改革為主線的高質量發(fā)展階段，中央政府有意弱化經(jīng)濟增長速度目標，由此，省級和地級市政府也相繼弱化經(jīng)濟增速這一概念。（2）由于年度經(jīng)濟增長速度目標的制定會綜合考慮“五年規(guī)劃”目標，在同一個“五年規(guī)劃”內(nèi)預期經(jīng)濟增長目標調整幅度較小。（3）各級政府會根據(jù)上一年和當年實際情況調整預期GDP增長率目標值，如各省市、各地級市在2008-2009年考慮到受全球金融危機影響明顯降低了經(jīng)濟增長速度目標。（4）從國家到省級，再到地級市，經(jīng)濟增長速度目標制定有著“層層加碼”的特征，各級政府制定的經(jīng)濟增長目標要普遍高于上一級政府，根據(jù)估算2004-2016年省級經(jīng)濟增長目標平均要比國家級高出約2.18%，地級市的經(jīng)濟增長目標平均要比省級高出約1.92%。原因包括兩方面：一是中國政府行政層級的“垂直管理”體系和“向上負責”的目標責任制，使得中央政府提出的經(jīng)濟增長目標有著“從上至下”層層分包的現(xiàn)象，呈現(xiàn)“國對省”“省對地級市”的“層層加碼”特征。而同一省份的不同地級市之間因本身發(fā)展基礎、領導層樂觀或保守態(tài)度等原因，承擔的“分包”任務有所不同。二是地級市官員晉升機制驅動不同地區(qū)官員設置既“自我施壓”又“相互較勁”的經(jīng)濟增長目標，表現(xiàn)為不同地級市的經(jīng)濟增長目標一般會高于省級經(jīng)濟增長目標，并且同一省份不同地級市的經(jīng)濟增長目標具有異質性[7]。

（二）理論假說

有關“經(jīng)濟增長目標約束與產(chǎn)業(yè)結構升級”的研究主要是將經(jīng)濟增長目標作為制度性因素考察其與經(jīng)濟增長速度、規(guī)模的關系。徐現(xiàn)祥和王賢彬（2007）研究指出政府制定的經(jīng)濟增長目標會引導各級政府官員進行地方?jīng)Q策以達到其負責的經(jīng)濟增長目標，從而顯著影響轄區(qū)經(jīng)濟增長[8]。孫文凱和劉元春（2016）基于中國省級數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)地方政府設定的經(jīng)濟增長目標通過投資、消費、政府支出和貨幣政策等渠道顯著促進了當年的經(jīng)濟增長。這一促進作用在全球范圍內(nèi)依然存在[9]。

有研究發(fā)現(xiàn)：多數(shù)地方經(jīng)濟增長目標與實際經(jīng)濟增長目標、上下級經(jīng)濟增長目標等之間存在偏離，體現(xiàn)“層層加碼”的特征。也有地方政府的經(jīng)濟增長目標與上級政府目標保持一致或略高，而與同級政府則存在互動影響，表現(xiàn)“標尺競爭”特征（周黎安，2007;魏建和鑒聞，2018）。各級政府官員個體特征對經(jīng)濟增長目標制定影響有所差異，為獲得“競爭錦標賽”的有限“入場券”，會制定和實現(xiàn)符合上級需求又能體現(xiàn)自身能力的經(jīng)濟增長目標（馬亮，2013;余泳澤和楊曉章，2015）。

經(jīng)濟增長目標之所以能帶動實際經(jīng)濟增長，關鍵在于經(jīng)濟增長目標能引導其政府的經(jīng)濟行為。一般來說，各級政府主體在制定和宣布預期的經(jīng)濟增長目標時就已經(jīng)明確其資源配置方向和政策扶持方向，而產(chǎn)業(yè)則成為主要的資源配置主體[8]。日本在?1960?年提出《國民收入倍增計劃》時，就明確充實社會公共資本、引導產(chǎn)業(yè)結構現(xiàn)代化、促進對外貿(mào)易和國際合作、培訓人才和振興科技等五大任務（全毅和孫鵬等，2014）。歐盟實施“里斯本戰(zhàn)略”時提出推動要素市場結構改革、提高研發(fā)支出占?GDP?比重等。發(fā)展中國家印度在制定與宣布經(jīng)濟增長目標時，都會詳細說明應如何配置資金，并列出具體行業(yè)和項目。因此，經(jīng)濟增長目標會通過具體產(chǎn)業(yè)行業(yè)發(fā)展影響產(chǎn)業(yè)結構高級化進程。

在經(jīng)濟增長目標的錦標賽下，地方政府在加碼上級目標值的基礎上，為避免與鄰近地區(qū)相比“數(shù)字不如人”，容易設立脫離實際的經(jīng)濟增長目標。但目標設置過高則不利于績效改進[10]，同時易激勵短期經(jīng)濟行為、地方保護主義、區(qū)域市場分割、“大而全”的重復建設的惡性競爭，使得基礎設施過度投資、而公共品支出不足，扭曲政府公共財政支出結構，干預信貸資源配置，形成“為增長而干預”的土地出讓策略等問題，從而導致要素市場扭曲，抑制技術創(chuàng)新、制造業(yè)全要素生產(chǎn)率提高和服務業(yè)結構升級，甚至嚴重侵蝕了經(jīng)濟發(fā)展質量。這些后果在“層層加碼”越嚴重、采取硬約束方式制定的經(jīng)濟增長目標的地區(qū)更突出[11-13]。

部分研究已探索經(jīng)濟增長目標管理的作用機制，但落腳點基本集中于對實際經(jīng)濟增長、土地出讓、要素配置、制造業(yè)全要素生產(chǎn)率等的影響研究，針對如何影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的研究依然少見。產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級是經(jīng)濟持續(xù)增長、經(jīng)濟高質量發(fā)展的推動力，影響產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的因素主要包括社會需求、科技進步、制度安排和資源供給等因素（江小涓，2005），而地方經(jīng)濟增長目標則成為重要的制度安排因素?；谝陨衔墨I分析，本文認為經(jīng)濟增長目標約束會通過三條渠道影響產(chǎn)業(yè)結構升級。一是當?shù)胤秸媾R較高的經(jīng)濟增長目標，短期內(nèi)地方政府會加大要素投入和干預資源配置方向，對特定工業(yè)產(chǎn)業(yè)投資產(chǎn)生“潮涌現(xiàn)象”（林毅夫，2007）;對外持續(xù)開放制造業(yè)領域，招商引資傾向于工業(yè)部門，這兩方面的作用，使得工業(yè)企業(yè)高速發(fā)展，而服務業(yè)部門發(fā)展緩慢，由此抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。二是地方政府影響投資結構，通過擴大土地出讓規(guī)模和降低土地出讓價格，將更多的資源配置到基礎設施建設和房地產(chǎn)投資上，拉動了鋼筋、水泥等已存在產(chǎn)能過剩問題的制造業(yè)擴張，并加速了以房地產(chǎn)為代表的消費性服務業(yè)發(fā)展，由此帶來制造業(yè)產(chǎn)能過剩、消費性服務業(yè)發(fā)展超前于生產(chǎn)性服務業(yè)。與此同時，經(jīng)濟增長目標的制定干預了信貸資源向國有企業(yè)傾斜，擠占新興產(chǎn)業(yè)發(fā)展空間，影響信貸資源配置效率，進而抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。三是地方政府的短期投資行為擠出了科學創(chuàng)新和技術研發(fā)等投資活動，由此抑制了技術創(chuàng)新，進而抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。影響渠道如圖2所示。

基于以上文獻梳理與理論分析，本文提出假設1：

H1：當政府面臨較高的經(jīng)濟增長目標時，會抑制地方產(chǎn)業(yè)結構升級。這種抑制效果在采取硬約束方式制定經(jīng)濟增長目標和“層層加碼”放大情況下會更明顯。而采取軟約束方式制定經(jīng)濟增長目標則有助于產(chǎn)業(yè)結構升級。

過去一段時間，中國各級政府傾向于制定較高經(jīng)濟增長目標，采取要素投入驅動實現(xiàn)經(jīng)濟發(fā)展。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)，經(jīng)濟增長目標由追求規(guī)模數(shù)量向追求效率效益質量轉變，各級政府逐漸有意弱化經(jīng)濟增長速度這一概念，經(jīng)濟增長目標下調，經(jīng)濟增長目標設定由“硬約束”轉向“軟約束”特征，有助于經(jīng)濟增長方式由要素驅動、投資驅動轉向創(chuàng)新驅動[14]，有助于產(chǎn)業(yè)結構升級?；谏鲜龇治觯岢黾僭O2：

H2：隨著國家經(jīng)濟發(fā)展階段的轉變，經(jīng)濟增長目標設定情況對產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用有所弱化。

經(jīng)濟增長目標的制定與實現(xiàn)還受地理位置、資源稟賦、制度安排與區(qū)域政策等因素的影響。我國東部和中西部經(jīng)濟基礎、產(chǎn)業(yè)結構、制度環(huán)境等差別較大。不同地區(qū)在制定經(jīng)濟增長目標時，會綜合考慮本轄區(qū)實際發(fā)展情況和上下級政府需求。尤其是在以要素投入驅動為主的經(jīng)濟增長目標管理期間，經(jīng)濟增長目標對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響還與地區(qū)財政實力、資源稟賦、以及中央財政轉移支付偏向策略性調整等密切相關[15]。一方面，東部地區(qū)具有經(jīng)濟發(fā)展基礎好、市場化程度高、財政實力雄厚、營商環(huán)境好等優(yōu)勢，在經(jīng)濟增長目標約束下，相對較中西部地區(qū)，東部地區(qū)更能利用自身經(jīng)濟發(fā)展基礎實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標，同時促進產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級;另一方面，受中央偏向內(nèi)陸的區(qū)域協(xié)調經(jīng)濟政策的調整，東部地區(qū)財政收入轉移支付到中西部地區(qū)，區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策偏向中西部，尤其是21世紀初開始實施的“西部大開發(fā)”“中部崛起”等戰(zhàn)略，東部沿海地區(qū)產(chǎn)業(yè)向中西部轉移，促使中西部產(chǎn)業(yè)結構升級調整，使得經(jīng)濟增長目標約束對東部和中西部產(chǎn)業(yè)結構升級的作用更為復雜，需要一步驗證?；谏鲜龇治?，提出假設3：

H3：經(jīng)濟發(fā)展程度不同的東部和中西部地區(qū)，經(jīng)濟增長目標設定情況對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響存在區(qū)域性差異。同理，不同經(jīng)濟實力的城市，經(jīng)濟增長目標設定情況對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響也存在差異。

三、模型與變量

（一）模型設定

為深入探究城市經(jīng)濟增長目標設定情況對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，本文設定時間和地區(qū)雙向固定效應模型，具體如下：

UISit=β0+β1*goalit+λ*Xit+ui+δt+εit??（1）

UISit=β0+β1*fgoalit+λ*Xit+ui+δt+εit?（2）

UISit=β0+β1*cgoalit+λ*Xit+ui+δt+εit?（3）

其中，i表示城市個體，t表示年份。UISit表示被解釋變量產(chǎn)業(yè)結構升級程度。goalit表示經(jīng)濟增長目標約束程度。為驗證經(jīng)濟增長目標約束特征和經(jīng)濟增長目標“層層加碼”對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，還引入了fgoalit、cgoalit兩個變量：其中，fgoalit表示經(jīng)濟增長目標約束特征，分為經(jīng)濟增長硬約束（fhgoalit）和經(jīng)濟增長軟約束（fsgoalit）②;cgoalit表示省市經(jīng)濟增長目標的“層層加碼”。Xit表示城市人口規(guī)模、經(jīng)濟發(fā)展基礎、人力資本、基礎設施水平等一系列控制變量的集合，ui表示地級市個體固定效應，δt表示時間固定效應，εit表示隨機擾動項。β1是本文最關系的系數(shù)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文選取了全國260個地級市2004-2016年共13年的面板數(shù)據(jù)。原始數(shù)據(jù)主要來源《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城市年鑒》，以及各省、地級市統(tǒng)計年鑒及公開網(wǎng)站等，部分數(shù)據(jù)借鑒以往研究進行計算處理。在實證過程中，為消除不同單位差異，對總人口、人均GDP、每萬人普通高等教育在校生數(shù)等指標進行取對數(shù)處理。

（三）變量設定

1.被解釋變量

產(chǎn)業(yè)結構升級是產(chǎn)業(yè)結構由低級形態(tài)不斷向高級形態(tài)演變的規(guī)律性過程或趨勢，其特征表現(xiàn)為第三產(chǎn)業(yè)地位越來越突出。不同學者對產(chǎn)業(yè)結構升級的測度展開了深入研究。徐德云（2008）構建加權的產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)來度量產(chǎn)業(yè)結構水平[16]。劉偉等（2008）構建由產(chǎn)業(yè)結構比例與勞動生產(chǎn)率乘積組成的產(chǎn)業(yè)結構高級化指標[17]。干春暉等（2011）從產(chǎn)業(yè)結構合理化和產(chǎn)業(yè)結構高級化兩個維度動態(tài)考核中國產(chǎn)業(yè)結構水平，其中產(chǎn)業(yè)結構合理化采用泰爾指數(shù)計算，產(chǎn)業(yè)結構高級化采用第三產(chǎn)業(yè)與第二產(chǎn)業(yè)之比來衡量[18]。本文采用靖學青和徐德云構建的產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)來度量地級市的產(chǎn)業(yè)結構水平，設某地區(qū)經(jīng)濟劃分為n個產(chǎn)業(yè)，將這些產(chǎn)業(yè)由高層次到低層次加以排列，所得的比重分別為q（j）（0q（j）100），則該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)為：

UIS=∑ni=1∑ij=1q（j）?（0q（j）100）（4）

根據(jù)公式（4），?當UIS值越大，說明該地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)越大，即產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越高，反之越低。UIS值不僅反映某地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構高級化程度的絕對水平，而且反映了不同區(qū)域在不同時間的產(chǎn)業(yè)結構高級化的動態(tài)變化趨勢。本文根據(jù)三次產(chǎn)業(yè)的結構演變規(guī)律，將三次產(chǎn)業(yè)層次由高到低進行排序：第三產(chǎn)業(yè)、第二產(chǎn)業(yè)、第一產(chǎn)業(yè)。

2.核心解釋變量

（1）經(jīng)濟增長目標變量（goal）。本文采用各城市每年年初發(fā)布的各地級市政府工作報告中經(jīng)本級人大批準的預期GDP增長率，主要通過以下途徑進行手工收集和處理：①政府工作報告主要來自中央、各省和各地級市人民政府網(wǎng)站，以及各地級市當年年鑒的“特載”部分;②沒有找到政府工作報告的地級市，通過在相應政府網(wǎng)站、統(tǒng)計年鑒查找年度執(zhí)行計劃議案，或目標完成情況決案等官方文件進行收集;③對明確報告的預期GDP增長率直接使用，對帶有“約”“左右”“上下”“不低于”等詞語修飾的目標直接以具體數(shù)字為準：④對于區(qū)間數(shù)據(jù)取區(qū)間目標值的均值，部分缺失預期GDP增長率數(shù)據(jù)的以五年規(guī)劃數(shù)據(jù)填充。

（2）經(jīng)濟增長目標約束特征（fgoal），分為經(jīng)濟增長目標硬約束（fhgoal）和經(jīng)濟增長目標軟約束（fsgoal）。利用收集到的數(shù)據(jù)進行進一步處理，按照地級市經(jīng)濟增長目標設定時的修飾詞設置硬約束和軟約束特征虛擬變量，即當采用了硬約束方式設置經(jīng)濟增長目標時，則硬約束變量值為1，反之為0;當采用軟約束方式設置經(jīng)濟增長目標時，則軟約束變量值為1，反之為0。

（3）經(jīng)濟增長目標省市加碼（cgoal）。一般來說“層層加碼”包括國家與省份的加碼、省份與地級市的加碼、國家與地級市的加碼等，本文僅考慮“省市加碼”，采用地級市經(jīng)濟增長目標與所在省份的經(jīng)濟增長目標的差額度量。

3.控制變量

地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級往往受社會需求、創(chuàng)新進步、制度環(huán)境和資源稟賦供給條件等影響。鑒于數(shù)據(jù)可得性，本文從地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展與社會需求、創(chuàng)新進步與制度環(huán)境、資源稟賦供給的基礎設施角度等三方面選取控制變量的各個指標，具體見表1。

四、實證結果及分析

（一）基本結果

使用Stata15.0軟件對基本模型進行回歸，結果見表2。表2的第（1）—（4）列報告了僅控制城市固定效應和時間固定效應的回歸結果，第（5）—（8）列報告了加入控制變量，同時控制城市固定效應和時間固定效應的回歸結果，回歸結果沒有發(fā)生本質變化。經(jīng)濟增長目標變量的回歸系數(shù)絕對值略微變小，都通過了1%顯著性水平下的統(tǒng)計檢驗。本文將（5）—（8）列結果視為基準回歸結果?；鶞驶貧w結果顯示：

第一，經(jīng)濟增長目標變量（goal）的回歸系數(shù)為-0.165，表示2004-2016?年經(jīng)濟增長目標每提高?1個百分點，產(chǎn)業(yè)結構層次系數(shù)將下降?0.165，反映當城市面臨較高的經(jīng)濟增長目標，不利于產(chǎn)業(yè)結構升級，與假設?1的預期一致。

第二，經(jīng)濟增長目標硬約束變量（fhgoal）回歸系數(shù)為-0.528，而經(jīng)濟增長目標軟約束變量（fhgoal）系數(shù)為0.597，反映出當政府采取硬約束的方式制定經(jīng)濟增長目標會抑制產(chǎn)業(yè)結構升級，而采取軟約束的方式制定經(jīng)濟增長目標有助于產(chǎn)業(yè)結構升級。這是由于經(jīng)濟增長目標硬約束特征放大了經(jīng)濟增長壓力，各級政府不得不通過采取要素投入方式，投向短期收益較快的基礎設施和政績工程等建設，吸引短期收益較快的工業(yè)企業(yè)等來實現(xiàn)目標[11，19]，造成資源配置扭曲、產(chǎn)能過剩、制造業(yè)升級滯后等，抑制了產(chǎn)業(yè)結構升級。反觀“留有余地”的經(jīng)濟增長目標（即軟約束）則讓地方政府更注重長期結構調整目標，通過創(chuàng)新驅動、優(yōu)化資源配置來實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標。

第三，經(jīng)濟增長目標“省市加碼”與產(chǎn)業(yè)結構升級回歸系數(shù)為-0.173，即地區(qū)“省市加碼”更嚴重，產(chǎn)業(yè)結構高級化水平越低。在“晉升錦標賽”理論和“目標負責制”背景下，地方政府更傾向于制定一個較高的經(jīng)濟增長目標，往往帶來約束性更強的考核指標，為完成考核目標，造成要素資源配置扭曲更為嚴重，進而抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。上述回歸結果驗證了假設1。此外，從控制變量的系數(shù)可以看出，城鎮(zhèn)化水平越高、財政自主權越高、市場化程度越高、科技教育支出越大、信息化基礎設施越完善、人力資本積累水平越高的地區(qū)，本身由于社會需求規(guī)模大、制度環(huán)境完善、科技創(chuàng)新韌性強、資源供給高效等而更有助于產(chǎn)業(yè)結構升級。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為了驗證上述結果的穩(wěn)健性，本文從兩個方面來進行穩(wěn)健性討論。

1.變換核心被解釋變量

以城市“第三產(chǎn)業(yè)GDP/第二產(chǎn)業(yè)GDP”來衡量產(chǎn)業(yè)結構升級程度，檢驗結果如表3?。

表3報告以“第三產(chǎn)業(yè)GDP/第二產(chǎn)業(yè)GDP”度量產(chǎn)業(yè)結構升級的回歸結果，結果顯示，經(jīng)濟增長目標變量、經(jīng)濟增長目標“省市加碼”與產(chǎn)業(yè)結構升級存在顯著的負相關，通過了顯著性水平為1%的統(tǒng)計檢驗;采用軟約束的方式制定經(jīng)濟增長目標對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著的正相關，通過了顯著性水平為5%的統(tǒng)計檢驗;采用硬約束的方式制定經(jīng)濟增長目標對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響雖然為負，但是沒有通過顯著性檢驗。替換變換核心被解釋變量依然驗證了假設1。

2.考慮內(nèi)生性

上述回歸分析可能存在內(nèi)生性問題，一方面，經(jīng)濟增長目標的設定本身會基于對當?shù)禺a(chǎn)業(yè)結構水平及產(chǎn)業(yè)結構轉型升級方向的評估，一般來說產(chǎn)業(yè)結構水平越高，相應經(jīng)濟增長速度也快，從而影響目標設定，產(chǎn)生反向因果關系。另一方面，地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級受多重因素影響，模型中盡可能的考察了影響因素的控制變量，但依然存在某些變量由于數(shù)據(jù)獲取等原因無法捕捉到產(chǎn)生遺漏變量，導致回歸結果由于存在內(nèi)生性而低估。為解決內(nèi)生性問題，本文使用工具變量法對基本研究結果進行穩(wěn)健性檢驗。工具變量需同時滿足兩個條件：（1）要與內(nèi)生解釋變量存在較強的相關性;（2）與回歸模型的殘差項εit不相關，即工具變量不通過除經(jīng)濟增長目標設定以外的其他途徑影響產(chǎn)業(yè)結構升級。構建兩個工具變量來處理經(jīng)濟增長目標變量與經(jīng)濟增長目標“省市加碼”對產(chǎn)業(yè)結構升級影響的內(nèi)生性問題。說明如下：

（1）選擇省級經(jīng)濟增長目標（IV1）作為地級市經(jīng)濟增長目標變量的工具變量。就相關性而言，我國政府屬“垂直管理”行政體系，為實現(xiàn)經(jīng)濟增長目標，各級政府在制定經(jīng)濟增長目標時，更傾向于在上級政府提出的經(jīng)濟增長目標基礎上，制定一個比上級政府更高的經(jīng)濟增長目標，由此導致目標被層層放大和分包。但上級政府在制定經(jīng)濟增長目標時，受到下級政府經(jīng)濟社會變量的預期影響較小。因此，對于地級市來說，地級市的經(jīng)濟增長目標的設定往往會受到省級經(jīng)濟增長目標的影響，但省級經(jīng)濟增長目標不會受地級市經(jīng)濟社會變量的預期影響。

（2）選擇省份地級市數(shù)量與未來兩期國家經(jīng)濟增長目標的均值的交互項（IV2）作為地級市經(jīng)濟增長目標“省市加碼”的工具變量。相關性而言，為獲得“晉升錦標賽”有限“入場券”，各級政府官員會通過制定經(jīng)濟增長目標向上一級政府傳遞積極和富有競爭性的信息，因此，在省內(nèi)晉升職位固定且有限的情況下，當省內(nèi)地級市數(shù)量較多時，晉升競爭越激烈，地級市官員更傾向于制定更高的經(jīng)濟增長目標。就外生性而言，地級市的行政劃分是國家為分級管理而實行的區(qū)域劃分，在樣本期間2004-2016年保持不變，不受地級市經(jīng)濟變量的影響，更不會影響當年地級市的產(chǎn)業(yè)結構水平。同時考慮到研究樣本是面板數(shù)據(jù)，為了控制時間效應，將省份地級市數(shù)量與未來兩期國家經(jīng)濟增長目標的均值進行相乘得到既滿足條件又具有時間效應的工具變量。工具變量回歸結果如表4。

表4分別報告不加控制變量和加控制變量的工具變量2SLS估計結果。結果顯示經(jīng)濟增長目標變量和經(jīng)濟增長目標“省市加碼”系數(shù)的IV估計比OLS估計有所減小，依然顯著為負，工具變量回歸的結果進一步證實了基準回歸結論的穩(wěn)健性。在加入控制變量的情況下，第一階段回歸結果顯示工具變量與經(jīng)濟增長目標呈顯著正相關;第二階段結果顯示經(jīng)濟增長目標變量和經(jīng)濟增長目標“省市加碼”的系數(shù)分別達-0.610和-2.958，絕對值超過基準回歸系數(shù)絕對值0.165和0.173。這說明，由于存在內(nèi)生性問題導致回歸結果系數(shù)被低估。經(jīng)濟增長目標變量及“省市加碼”與產(chǎn)業(yè)結構升級存在顯著的負相關，再次驗證假設1。

五、經(jīng)濟增長目標約束與產(chǎn)業(yè)結構升級的異質性

（一）時間異質性

根據(jù)經(jīng)濟增長目標制度背景的分析可知，我國各級政府的經(jīng)濟增長目標在2013年前后開始下調，究其原因在于國家各級政府調整了經(jīng)濟發(fā)展目標要求。2012年新一屆領導上任后，經(jīng)濟政策更加強調以提高經(jīng)濟增長質量和效益為中心，在黨的十九大報告中更是正式指出“中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段”，在這一判斷下，各級政府理性的將經(jīng)濟增長目標轉向到經(jīng)濟發(fā)展質量目標，傾向于制定適度有效的經(jīng)濟增長速度目標，強化經(jīng)濟發(fā)展質量。通過設置虛擬變量：2013年及以后年份設置為1，其余年份設置為0。以此考察我國經(jīng)濟由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段經(jīng)濟增長目標約束對產(chǎn)業(yè)結構升級的時間異質性，即假設2。

表5的第（1）、（3）、（5）和（7）列報告了2004-2012年間經(jīng)濟增長目標設定情況對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，各變量的回歸系數(shù)均在10%的顯著性水平下通過統(tǒng)計檢驗，且回歸系數(shù)與基準回歸系數(shù)一致。說明在2013年以前，我國經(jīng)濟增長目標設定與產(chǎn)業(yè)結構升級呈現(xiàn)出穩(wěn)健和顯著的負相關關系。第（2）、（4）、（6）和（8）列報告了2013-2016年間經(jīng)濟增長目標設定情況對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，各變量的回歸系數(shù)均沒有通過顯著性水平為10%的統(tǒng)計檢驗，說明新一屆領導上任后，我國經(jīng)濟發(fā)展方式得以轉變，各級政府開始戰(zhàn)略轉型，淡化經(jīng)濟增長速度目標，更強調經(jīng)濟發(fā)展質量，在制定經(jīng)濟增長目標時更以地區(qū)資源稟賦、實際經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿驼Ｊ袌霭l(fā)展規(guī)律等為主要依據(jù)，在政策引導下，政策工具逐漸從要素驅動、投資驅動轉向創(chuàng)新驅動，但這種經(jīng)濟發(fā)展方式轉變對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響需要更長一段時間才能體現(xiàn)出效果，需要繼續(xù)弱化經(jīng)濟增長目標概念、持續(xù)推進經(jīng)濟發(fā)展方式轉變。

（二）區(qū)域異質性

我國東部、中部和西部④三大區(qū)域資源稟賦、區(qū)位優(yōu)勢、發(fā)展基礎、市場化程度等存在較大差異，經(jīng)濟增長目標設定情況對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用有所不同。因此，將樣本分區(qū)域回歸驗證假設3，結果如表6所示?；貧w結果顯示，經(jīng)濟增長目標變量（goal）對東部產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用大于中西部地區(qū);經(jīng)濟增長目標硬約束（fhgoal）、“省市加碼”（cgoal）對中西部產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用大于東部地區(qū);而經(jīng)濟增長目標軟約束對東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級有促進作用，但對中西部地區(qū)作用為負但不顯著。以上結果可能的解釋在于，國家實施的區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略，導致經(jīng)濟增長目標的動態(tài)策略性調整，由此導致作用程度在東部和中西部地區(qū)有所差異。2000年以來，中央實施了一系列包括財政政策在內(nèi)的偏向內(nèi)陸地區(qū)的區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略，將東部地區(qū)的財政收入轉移支付到中西部地區(qū)，通過各種區(qū)域產(chǎn)業(yè)政策引導產(chǎn)業(yè)向中西部地區(qū)轉移，促進中西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構升級調整。而對東部地區(qū)來說，中央調整區(qū)域經(jīng)濟結構的政策導致東部地區(qū)要素資源優(yōu)化配置受阻，造成經(jīng)濟效率損失，抑制了產(chǎn)業(yè)結構升級。

（三）城市異質性

為更好地反映不同城市的經(jīng)濟增長目標設定對產(chǎn)業(yè)結構升級的作用影響，本文將副省級⑤、省會、計劃單列城市看作為經(jīng)濟實力較強的重點城市，設置虛擬變量為1，其他城市設置為0，以考察城市異質性，回歸結果如表7。

表7回歸結果得出：經(jīng)濟增長目標軟硬約束特征和“省市加碼”對產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用在經(jīng)濟發(fā)展實力強的重點城市更為顯著，經(jīng)濟增長目標軟約束特征對產(chǎn)業(yè)結構升級的促進作用在重點城市更為顯著。由此可見，經(jīng)濟發(fā)展實力較好的城市更應采取“留有余力”的柔性目標，并弱化“省市加碼”程度。

六、機制檢驗分析

基于前文的理論機制分析，經(jīng)濟增長目標約束會通過擴大投資規(guī)模、扭曲投資結構和抑制技術創(chuàng)新三個渠道影響產(chǎn)業(yè)結構升級。在此僅考慮經(jīng)濟增長目標變量（goal）是否通過這三個機制影響產(chǎn)業(yè)結構升級，以及作用方向。借鑒溫忠麟等（2004）的研究，利用公式（1）、（5）和（6）中介效應模型進行機制檢驗。

Mit=β0+β1*goalit+λ*Xit+ui+δt+εit??（5）

UISit=β0+β1*goalit+β2*Mit+λ*Xit+ui+δt+εit??（6）

其中，M代表中介機制變量，包括反映投資規(guī)模、投資結構和技術創(chuàng)新的代理變量。（1）投資規(guī)模（TI），采用地級市固定資產(chǎn)投資增長率作為代理指標。為消除全國整體投資波動對各地級市投資的影響，分別將城市的?2004-2016年固定資產(chǎn)投資增長率除以全國各年固定資產(chǎn)投資增長率。（2）投資結構（SI），采用房地產(chǎn)開發(fā)投資額占固定資產(chǎn)投資額比重來度量。（3）技術創(chuàng)新（KNOW），采用城市創(chuàng)新指數(shù)⑥來體現(xiàn)，該指數(shù)包括專利產(chǎn)出創(chuàng)新指數(shù)和新企業(yè)創(chuàng)建創(chuàng)業(yè)指數(shù)，比較能代表城市的創(chuàng)新行為。

由表8第（2）和（3）可知，當政府面臨較高的經(jīng)濟增長目標時，會加大要素投資規(guī)模，加劇要素資源配置扭曲，抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。由表9第（4）和（5）列可知，在經(jīng)濟增長目標約束下，地方政府更偏向投資基礎設施建設和房地產(chǎn)開發(fā)，投資結構扭曲。但本文回歸得出2004-2016年地級市投資結構與產(chǎn)業(yè)結構升級呈正向關系，與機制分析結論不一致，可能的原因在于，本文采用三次產(chǎn)業(yè)劃分，將服務業(yè)納入第三產(chǎn)業(yè)，沒有細分生產(chǎn)性服務業(yè)和生活性服務業(yè)，房地產(chǎn)本身作為典型的生活性服務業(yè)計算在第三產(chǎn)業(yè)范圍內(nèi)，即偏向房地產(chǎn)投資開發(fā)的投資結構盡管抑制了生產(chǎn)性服務業(yè)發(fā)展，但促進了生活性服務業(yè)發(fā)展，使得投資結構對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響不確定。由表9第（6）和（7）可知，當政府面臨較高的經(jīng)濟增長目標時，一方面由于加大投資基礎設施建設和房地產(chǎn)開發(fā)等擠占研發(fā)創(chuàng)新行為的投資，另一方面由于科技創(chuàng)新行為往往存在投資周期長、風險較大等特點，使得信貸資源、土地資源等要素在地方政府的引導下偏向地方國有企業(yè)、工業(yè)企業(yè)等，兩方面作用使得技術創(chuàng)新被抑制，從而顯著抑制產(chǎn)業(yè)結構升級。

七、結論及建議

本文基于地方政府經(jīng)濟增長目標管理實踐，理論并實證考察了地方經(jīng)濟增長目標約束對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響，研究發(fā)現(xiàn)：（1）當?shù)胤秸媾R較高的經(jīng)濟增長目標，對產(chǎn)業(yè)結構升級有顯著的抑制作用。地方政府會通過擴大投資規(guī)模、干預投資結構和創(chuàng)新行為等渠道來確保實現(xiàn)目標，但不利于產(chǎn)業(yè)結構升級。（2）當采用硬約束的方式制定經(jīng)濟增長目標，會顯著的抑制產(chǎn)業(yè)結構升級;而采用軟約束的方式制定增長目標，則會顯著的促進產(chǎn)業(yè)結構升級。（3）當?shù)胤秸媾R的“省市加碼”幅度越大，越不利于產(chǎn)業(yè)結構升級。這些結論在變換被解釋變量、考慮內(nèi)生性問題后依然成立。（4）經(jīng)濟增長目標對產(chǎn)業(yè)結構升級的影響存在時間、區(qū)域和城市異質性。一是隨著我國經(jīng)濟發(fā)展階段的轉變，各級政府弱化了經(jīng)濟增長目標概念，在一定程度上緩解增長目標對產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用。二是受國家偏向內(nèi)陸地區(qū)的區(qū)域協(xié)調發(fā)展戰(zhàn)略影響，經(jīng)濟增長目標的硬約束和“省市加碼”對產(chǎn)業(yè)結構升級的抑制作用在中西部地區(qū)更為明顯。三是經(jīng)濟發(fā)展實力強的副省級、省會、計劃單列市等重點城市，其產(chǎn)業(yè)結構升級越容易受經(jīng)濟增長目標的軟硬約束特征和“省市加碼”的影響。

基于上述結論，本文得到如下啟示：一是要繼續(xù)優(yōu)化地方政府績效考核體系。弱化經(jīng)濟增長目標考核，引導各級政府采用科學適當?shù)脑鲩L目標，在目標制定上更加“留有余地”，盡量減少增長目標的硬約束，為轉變經(jīng)濟增長方式留足彈性空間，同時將地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構升級調整成效納入地方政府考核體系，發(fā)揮政府政策在產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的激勵作用。二是要優(yōu)化經(jīng)濟增長目標管理，引導目標管理重心由經(jīng)濟增長速度轉向經(jīng)濟發(fā)展質量。建立多層次多渠道資本市場體系，改善當前以政府主導的投資模式，促進市場驅動的民間投資、外商與港澳臺投資等進駐資本市場;積極調整投資結構，注重對新技術、新業(yè)態(tài)和新商業(yè)模式的培育，將資源要素配置到高質量發(fā)展的關鍵產(chǎn)業(yè)、關鍵區(qū)域;轉變經(jīng)濟發(fā)展方式，要求地方政府的政策工具由要素驅動、投資驅動轉向創(chuàng)新驅動發(fā)展。三是改善制度環(huán)境，引導各級政府改革創(chuàng)新，優(yōu)化制度支撐和市場環(huán)境，優(yōu)化配置資源要素，提高全要素生產(chǎn)率，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構升級與高質量發(fā)展。

注釋：

①?五年規(guī)劃是“中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第?X?個五年規(guī)劃”的簡稱，具體的某個五年規(guī)劃也稱為某某五。我國的第一個五年規(guī)劃自?1953?年開始實施，至?2020年末已完整實施了十三個五年規(guī)劃。其中“一五”到“十五”時期使用的是“計劃”一詞，自“十一五”后改用“規(guī)劃”。

②??當?shù)丶壥械慕?jīng)濟增長目標使用了“之上”“確?！薄傲帯薄安坏陀凇薄案哂凇钡刃揎椩~時設定為硬約束，當?shù)丶壥械慕?jīng)濟增長目標使用了“上下”“左右”“之間”等修飾詞時設定為軟約束，此外使用“約”“達到”“為”副詞的經(jīng)濟增長目標看作為第三種情況，既不屬“軟約束”，又不屬“硬約束”。

③?城市就業(yè)勞動力這里等于城鎮(zhèn)私營和個體從業(yè)人員與城鎮(zhèn)單位期末從業(yè)人員之和。

④?東中西部為常見劃分方式：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東和海南;中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)包括四川、重慶、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆、廣西、內(nèi)蒙古。

⑤?中國現(xiàn)在有15座副省級市：廣州、武漢、哈爾濱、沈陽、成都、南京、西安、長春、濟南、杭州、大連、青島、深圳、廈門、寧波，其中深圳、大連、青島、寧波、廈門是計劃單列市，其他省會城市。

⑥?城市創(chuàng)新指數(shù)來自復旦大學產(chǎn)業(yè)發(fā)展研究中心寇宗來、劉學悅歷年發(fā)布的《中國城市和產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新力報告?2017》。

參考文獻：

[1]?郭克莎.堅持以深化供給側結構性改革推進產(chǎn)業(yè)結構調整升級[J].經(jīng)濟縱橫，2020（10）：58-65.

[2]?韓朝亮，符建華.中國服務業(yè)增長與鮑莫爾-富克斯假說的再檢驗——基于省際面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].哈爾濱商業(yè)大學學報（社會科學版），2019（2）：76-88.

[3]?王桂梅，趙喜倉，羅雨森.政府干預對中國經(jīng)濟高質量發(fā)展的影響研究——基于面板數(shù)據(jù)的空間計量模型[J].統(tǒng)計與信息論壇，2020（5）：44-52.

[4]?姚金偉.任期周期：中國經(jīng)濟增長的新視角[J].浙江工商大學學報，2020（3）：90-99.

[5]?杜爾玏，吉猛.科技創(chuàng)業(yè)、創(chuàng)新經(jīng)濟與經(jīng)濟增長——基于國家高新區(qū)視角的證據(jù)[J].求是學刊，2020（6）：78-88.

[6]?徐現(xiàn)祥，劉毓蕓.?經(jīng)濟增長目標管理[J].經(jīng)濟研究，?2017，?52（7）：?18-33.

[7]?周黎安，劉沖，厲行.?“層層加碼”與官員激勵[J].世界經(jīng)濟文匯，2015（1）：1-15.

[8]?徐現(xiàn)祥，王賢彬，舒元.地方官員與經(jīng)濟增長——來自中國省長、省委書記交流的證據(jù)[J].經(jīng)濟研究，2007（9）：18-31.

[9]?孫文凱，?劉元春.?政府制定經(jīng)濟目標的影響——來自中國的證據(jù)[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，?2016（3）：5-13.

[10]Christopher?H?，?Hood?C?.Gaming?in?Target?world：?The?Targets?Approach?to?Managing?British?Public?Services[J].Public?Administration?Review，?2006，66（4）：515-521.

[11]徐現(xiàn)祥，?李書娟，?王賢彬，等.?中國經(jīng)濟增長目標的選擇：以高質量發(fā)展終結“崩潰論”[J].世界經(jīng)濟，?2018，?41（10）：5-27.

[12]余泳澤，劉大勇，龔宇.?過猶不及事緩則圓：地方經(jīng)濟增長目標約束與全要素生產(chǎn)率[J].管理世界，?2019，?35（7）：?26-42，?202.

[13]趙新宇，鄭國強.地方經(jīng)濟增長目標與要素市場扭曲[J].經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2020（10）：37-49.

[14]張車偉，趙文，王博雅.經(jīng)濟轉型背景下中國經(jīng)濟增長的新動能分析[J].北京工商大學學報（社會科學版），2019，34（3）：117-126.

[15]徐現(xiàn)祥，梁劍雄.?經(jīng)濟增長目標的策略性調整[J].經(jīng)濟研究，?2014（1）：27-40.

[16]徐德云.?產(chǎn)業(yè)結構升級形態(tài)決定、測度的一個理論解釋及驗證[J].財政研究，?2008（1）：?46-49.

[17]劉偉，?張輝，?黃澤華.?中國產(chǎn)業(yè)結構高度與工業(yè)化進程和地區(qū)差異的考察[J].經(jīng)濟學動態(tài)，?2008（11）：4-8.

[18]干春暉，鄭若谷，余典范.?中國產(chǎn)業(yè)結構變遷對經(jīng)濟增長和波動的影響[J].經(jīng)濟研究，2011（5）：4-16.

[19]劉淑琳，王賢彬，黃亮雄.?經(jīng)濟增長目標驅動投資嗎？——基于2001-2016年地級市樣本的理論分析與實證檢驗[J].金融研究，?2019（8）：?1-19.

Local?Economic?Growth?Target?and?the?Upgrading?of?Industrial?Structure：Based?on

the?Empirical?Evidence?of?260?Prefecture?Level?Cities?in?China?from?2004?to?2016

WANG?Dan1，2，WANG?Ye-bin3

（1.?School?of?Economics，Central?University?of?Finance?and?Economics，?Beijing?100081，?China;

2.Collaborative?Innovation?Center?for?Land?and?Sea?Economic?Integration，Guangxi?University?of

Finance?and??Economics，Nanning?530001，China;3.School?of?Economics?and?Trade，?Guangxi

University?of?Finance?and?Economics，Nanning?530001，China）

Abstract：?This?paper?uses?the?economic?growth?target?data?of?260?prefecture?level?cities?in?China?from?2004?to?2016?to?empirically?test?the?impact?of?economic?growth?target?on?the?upgrading?of?industrial?structure.It?is?found?that?when?the?local?government?faces?higher?economic?growth?goals，?it?has?a?significant?inhibitory?effect?on?the?upgrading?of?industrial?structure.Local?governments?will?ensure?the?realization?of?economic?growth?goals?through?expanding?investment?scale，?intervening?in?investment?structure?and?innovation?behavior，?but?inhibit?the?upgrading?of?industrial?structure.The?main?performance?is?as?follows：?when?we?adopt?the?way?of?hard?constraints?to?set?economic?growth?goals，?it?will?significantly?inhibit?the?upgrading?of?industrial?structure;the?adoption?of?soft?constraints?to?set?growth?targets?will?significantly?promote?the?upgrading?of?industrial?structure;when?the?local?government?is?faced?with?the?“l(fā)ayer?by?layer?of?province?and?city”，?the?greater?the?extent，?the?more?unfavorable?to?the?upgrading?of?industrial?structure;the?impact?of?economic?growth?goals?on?the?upgrading?of?industrial?structure?has?time，?regional?and?urban?heterogeneity.This?paper?provides?a?new?explanation?for?the?lack?of?internal?mechanism?of?industrial?structure?upgrading?adjustment?caused?by?local?government?intervention，?and?provides?a?realistic?basis?for?the?formulation?of?relevant?policies?to?achieve?the?upgrading?of?industrial?structure?and?high-quality?development.

Key?words：economic?growth?target;?upgrading?of?industrial?structure;?objective?constraints;?layer?by?layer?of?province?and?city

（責任編輯：趙春江）