美好生活视域下中国省域经济效率评价及其影响因素

曾 冰

（安徽财经大学经济学院，安徽 蚌埠 220013）

一、引 言

习近平总书记在党的十九大报告中明确指出：“中国特色社会主义进入新时代， 中国社会主要矛盾已经转化为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。”改革开放以来，中国经济发展取得了举世瞩目的成就，成为世界第二大经济体，并在中华大地上全面建成了小康社会。与此同时，人民美好生活需要的品质更高、范围更广，对经济发展的质量与效率提出了更高要求。 由此，如何在美好生活视域下科学研判和系统化解经济发展效率问题，成为推动新时代中国经济高质量发展、统筹化解社会主要矛盾的重要前提。

经济效率是经济学界历久弥新的重要研究话题。 现有的经济效率测度方法主要分为参数方法与非参数方法两类。 参数方法需要设定生产函数的具体形式，使得测算结果容易因设定形式的不同而不同，其中以Meeusen & Broeck、Battese & Corra的随机前沿模型（SFA）测度方法尤为经典[1][2]。 此外，也有学者基于新古典经济学的柯布道格拉斯生产函数，用测算的索洛余值（或全要素生产率TFP）来表征经济效率，如郭庆旺与贾俊雪就用该方法估算了中国1979-2004 年间的经济效率[3]。 非参数方法以数据包络分析（DEA）为代表，由于该方法具有不需要对参数进行估计、允许无效率行为存在等优点，因此应用较为广泛，实证研究中常见的有CCR模型、BCC 模型、SBM 模型等， 如刘建国等人采用DEA 中非参数Malmquist 指数方法研究了中国经济效率的空间分异情况[4]；俞立平等人采用可变规模报酬DEA 模型（BCC)展开了中国城市经济效率测度研究[5]。 而在经济效率影响因素方面，学者们借助于精细的计量回归方法展开了一系列丰富研究，研究内容主要侧重于FDI、城镇化、市场化、产业结构、人力资本、财政分权等方面[6][7][8][9][10][11]。

已有研究为本文奠定了良好基础，但仍存在以下局限性：一是以往的经济效率评价较少考虑美好生活的影响。 在经济高质量发展背景下，忽略美好生活的传统经济效率测算方式很有可能错估实际的经济效率，从而使得对社会福利水平和经济绩效的评价发生扭曲，带来误导性的对策建议。 二是已有研究对经济效率及其影响因素的分析缺乏对空间依赖性视角的采纳。 事实上，不同地区之间的经济效率容易通过“极化效应”与“扩散效应”等机制产生空间联系，使得地区间难以满足随机独立性假设条件，导致相应计量回归分析得出的结论存在偏颇。 鉴于此，本文尝试将美好生活作为重要因素纳入经济发展效率评价指标体系中，基于2010-2019年中国30 个省份的数据，将资本存量和劳动力总量作为投入指标，将GDP（期望产出）和美好生活指数倒数形式（非期望产出）作为产出指标，采用超效率DEA 模型对中国省域经济效率进行测度，并从发展充分性、空间平衡性与空间依赖性3 个层面展开全面评价。 进而采用空间计量模型对美好生活需要约束下的中国省域经济效率影响因素进行实证分析。 最后，针对顺应美好生活向往、提升经济发展质效、化解社会主要矛盾提出对策建议。

二、理论基础

（一）美好生活视域下经济发展效率的内在机理分析

美好生活不仅是人们对现实生活的理想追求，也是新时代中国经济社会发展的引领目标。 美好生活的实现关涉人民群众最直接的民生和最现实的根本利益，不仅仅强调生活的质量、品质，更注重通过先进理念的引导实现经济社会的合理发展，并通过合理发展实现美好生活[12]。 经济效率是经济发展充分性评价的重要标准，传统经济效率强调投入产出关系，未能有效地把人民的美好生活追求纳入经济发展过程中。 如果经济效率发展理念、实践、方式和目标等严重脱离人民群众对美好生活的基本诉求，无助于人民对美好生活愿望的满足，那么这种经济效率无疑是不可持续的，也是脱离经济高质量发展初衷、宗旨和方向的。 而对于经济效率而言，一方面，美好生活目标是经济发展投入的出发点，经济发展投入则是实现美好生活需要的基础条件。但这种投入不能一味追求经济数量，而是要以追求和实现美好生活为目的，在经济投入中体现、维护并发展好人民群众最关心、最直接、最现实的利益和最广大人民的根本利益。 另一方面，面向美好生活需要的经济发展不应单纯体现为GDP 产出的增加，经济发展产出应当把人民的美好生活作为发展的目的和归宿，彰显人民主体的价值取向。 美好生活视域下经济发展效率 （简称 “美好生活经济效率”）的内在作用机理如图1 所示。

图1 美好生活视域下经济发展效率内在机理

总之，以美好生活作为经济发展效率的关键约束是经济高质量发展的题中应有之义，只有把经济效率发展同人民的美好生活需要切实结合起来，经济高质量发展才不会成为无主体的虚无化存在和纯思辩逻辑，人们对经济效率的正当性认同才会逐渐增强。

（二）美好生活经济效率评价方法

关于美好生活评价，学者们往往采用或借鉴人类发展指数、社会进步指数、OECD 美好生活指数等进行测度，但这些指标大多难以体现新时代“美好生活”的现实性基础与时代性内涵。 中国特色社会主义进入新时代，美好生活具有人民性、理想性、现实性和实践性等鲜明的时代特征，其根本价值取向是人的全面发展。 人民对美好生活的要求是全方位的，不仅注重物质文化生活水平，也注重民主、法治、公平、正义、环境等方面的发展水平。 习近平总书记对此作过很形象的概括：“人民生活显著改善，对美好生活的向往更加强烈，人民群众的需要呈现多样化多层次多方面的特点，期盼有更好的教育、更稳定的工作、更满意的收入、更可靠的社会保障、更高水平的医疗卫生服务、更舒适的居住条件、更优美的环境、更丰富的精神文化生活。”[13]这些“更”字所表达的内容就是人民对美好生活追求的具体体现，故本研究拟从这8 个方面评价美好生活：（1）更好的教育体现在教学质量、教师素质、教育资源的相对均衡化分配等方面，故采用小学生师比与人均教育经费两大指标表征；（2）更稳定的工作意味着更充分的就业机会，采用反向指标年末城镇登记失业率来表征；（3）更满意的收入意味着收入增加幅度合理且能有效解决贫富差距，故采用收入基尼系数进行表征，具体计算方法参见田卫民一文[14]；（4）更可靠的社会保障意味着覆盖面广、保障质量高的社会保障体系，故本研究采用基本养老保险参保覆盖率（基本养老保险参保人数/总人口）表征；（5）更高水平的医疗卫生服务关键在于良好的医院卫生服务水平与诊疗医术，故采用每千人床位数与每万人卫生技术人员数来表征；（6）更舒适的居住条件意味着住房负担得以缓解，采用房价收入比表征，即商品房销售价格/城镇居民人均可支配收入；（7）更优美的环境意味着更迫切的生态产品需求与更积极的生态环境期待，结合数据可得性，本研究采用森林覆盖率与人均公园绿地面积来表征；（8）更丰富的精神文化生活体现为品种多样的文化产品与便捷的公共文化服务等，采用每万人拥有的群众文化设施建筑面积表征。 在此基础上，运用熵值法测度2010-2019 年省域美好生活发展指数。

对于经济效率的测度，本文选择主流的非参数DEA 方法。 传统DEA 经济效率分析将资本存量和劳动力总量作为经济发展投入层面的指标，将GDP作为经济发展期望产出指标。 美好生活经济效率评价则需要将美好生活作为经济发展效率评价的正向约束条件。 从技术层面来说，可以构建一个美好生活评价指数， 然后将其纳入到产出层面进行DEA 效率评价。 但如果将其作为期望产出，则意味着不需要任何约束或代价就能减少非期望产出，显然有悖于现实情况[15]，难以体现出美好生活对经济发展的约束作用以及经济发展对美好生活的追求。 但美好生活水平也不能直接作为非期望产出来处理，因为非期望产出通常为负向指标，而本研究测度出的美好生活指数为正向指标，因此，可采用反向思维方法，以美好生活指数的倒数形式将美好生活水平非线性转化为非期望产出。 这种处理方式意味着要减少非期望产出（即提高美好生活需要水平），经济发展需放弃一些收益，或将资源从生产期望产出的投入中进行转移并重新分配，用于提高美好生活水平，从而很好地体现了经济发展对美好生活的价值取向，更符合美好生活经济效率的内在作用机理。 同时为了克服传统DEA 模型存在的缺陷以及SBM 模型效率值天花板现象，本研究最终将资本存量和劳动力总量作为投入指标， 将GDP（期望产出） 和美好生活指数倒数形式 （非期望产出）作为产出指标，并采用考虑非期望产出的超效率SBM 模型对中国省域美好生活经济效率进行测度，具体方法可参见丁绪辉等人的文献[16]。 关于固定资本存量（K)，采用永续盘存法对全国分省的资本存量进行估算，计算公式为：

其中，Pit为以2009 年为基期计算的固定资产价格指数，相应的固定投资序列平减指数采用全国各省GDP 的价格指数平减。 对于基年资本存量K，采用Young[17]的研究方法，用基年固定资产投资额除以10%作为初始资本存量；折旧率δ 采用Hall &Jones[18]的6%经验标准法。 此外，劳动力（L)采用各省就业人员数表示；产出变量中的GDP，以2009 年为基期，进行相应的平减处理。 中国省域美好生活经济效率评价指标见表1。

表1 中国省域美好生活经济效率评价指标

三、中国省域美好生活经济效率评价

基于美好生活经济效率的内涵，本研究将从发展充分性、区域平衡性、空间依赖性3 个层面对中国省域美好生活经济效率进行评价。

（一） 发展充分性分析

效率评价是反映经济发展充分性的重要参考，美好生活经济效率水平评价为进一步科学看待人民日益增长的美好生活需要和经济不充分发展之间的矛盾提供了依据。 通常而言，当美好生活经济效率值大于等于1 时，意味着相应地区处于效率前沿上，即经济发展投入少、产出多、美好生活需要水平高，从而说明该地区经济发展在满足美好生活需要约束下具有充分性；否则，则意味着该地区经济发展在满足美好生活需要方面存在效率损失，投入产出关系还存在不充分性问题，有进一步改进的空间。 表2 为2010-2019 年中国北京、上海、浙江、江苏等30 个省市的美好生活经济效率测算结果。

表2 中国省域美好生活经济效率发展水平

从全国整体情况来看，2010-2019 年美好生活经济效率水平保持在0.844 左右，未达到DEA 相对完全有效，说明中国经济发展效率在面向美好生活需要时整体存在投入浪费、利用效率损失等现象，仍有较大的提升空间，这也在一定程度上反映了人民日益增长的美好生活需要同经济不充分发展之间的矛盾客观存在的事实。 但美好生活经济效率在时间维度上保持一定的增长态势，具有长期向好的趋势面。 从各省效率均值来看，考察期内只有北京、天津、上海、江苏、浙江、广东、福建等7 个省份均值大于1，实现了DEA 有效。 即使到了2019 年，也仅有北京、天津、上海、江苏、浙江、广东、重庆、四川、福建、海南10 个省份实现了DEA 有效，大多数省份效率均值低于1，没有达到完全有效。 未来这些省份不仅要避免盲目投入与要素闲置浪费，同时也要坚持以人为本的高质量发展理念。

进一步将研究期内的东部、中部、西部地区各年均值数据进行直观展示与考察 （如图2 所示）。2010-2019 年，东部地区美好生活经济效率发展水平明显高于其他区域，介于0.924-1.242；西部地区美好生活经济效率水平介于0.476-0.835；中部地区美好生活经济效率水平介于0.563-0.781；东部和西部地区效率总体上呈递增趋势，中部地区近年来发展速度较为缓慢，甚至在2018、2019 年落后于西部地区。 整体而言，中国省域美好生活经济效率呈现“东高西低”“东快中缓”的状态。

图2 2010-2019 年三大板块美好生活经济效率综合水平动态演进

（二） 区域平衡性分析

进一步地，本文对省域美好生活经济效率的区域平衡性进行分析，从而为更深入地理解人民日益增长的美好生活需要和经济不平衡发展之间的矛盾提供支撑。 结合自然断裂点与经验取值，本文将30 个省份按照美好生活经济效率发展水平划分为4 个梯队进行平衡性分析（见表3）。 其中第一梯队效率值大于等于1，第二梯队效率值为0.8-1，第三梯队效率值为0.6-0.8，第四梯队效率值为0.6 以下。中国省域美好生活经济效率均值水平存在较大差异，2010 年共计7 个省份处于第一和第二梯队，而仅第四梯队就有17 个省份；2019 年处于第一与第二梯队的省份增加至17 个，第三梯队有11 个省份，仍有2 个省份处于第四梯队。 这种省际差异性表明，在既定经济发展水平下，美好生活经济效率具有相对提升空间。 具体来看，在研究期初，第一梯队仅有北京、天津、上海、浙江4 地，而研究期末则扩充为10 地。 这些省份大多处于东部沿海地区，长期以来注重经济高质量发展，美好生活经济效率发展较为充分。 而第四梯队由研究期初的江西、安徽等17 地减至山西、甘肃2 地，其中陕西、山东、新疆、河南4 地跃至第二梯队，中部地区在研究期内无一省份处于第一梯队。 整体来看，中国省域美好生活经济效率在东西方向上呈梯度递减的不平衡发展格局，同时整体朝着高水平发展演变。

表3 代表性年份中国省域美好生活经济效率发展梯队差异特征

进一步使用泰尔指数对省际美好生活经济效率的不平衡性进行深度解析，结果发现：通常泰尔指数越大，地区间不平衡性越明显。 本文将30 个省（区、市）分为东部、中部、西部三大板块，进而考察中国省域美好生活经济效率总体差异、组内差异和组间差异等情况（见图3）。 组内差异可以反映板块内各省之间的差异，而组间差异则反映三大板块之间的差异。 从全国层面看，全国总体泰尔指数在各年份均低于0.1，说明省际美好生活经济效率发展差距仍然存在，但呈现逐渐缩小之势，总体泰尔指数从2010 年的0.088 下降到2019 年的0.049。 这在一定程度上说明人民日益增长的美好生活需求与经济不平衡发展之间的矛盾虽仍然存在但呈现缓解趋势，同时证明了当前中国区域协调发展政策的有效性。 就美好生活经济效率发展差异结构而言，2014 年是一个分界点，2010-2014 年美好生活经济效率总体差异大多来自组间差异，组内差异相对较小；2015 年以后，美好生活经济效率发展差异的来源则转变为以组内差异为主，且其变动趋势与总体差异更为趋同。 因此，如何有效解决板块区域内部省份间的美好生活经济效率差异是未来一段时期内社会主要矛盾化解需集中应对的重要问题。

图3 2010-2019 年中国省域美好生活经济效率泰尔指数

（三） 空间依赖性分析

从上文分析可知，中国美好生活经济效率发展呈现明显的梯度模式，这种梯度模式往往导致区域之间在经济发展、技术变革、效率提升等方面存在较强的空间依赖性，在实证分析中如果不考虑这种潜在的空间依赖性，所得结果将难以准确反映当前中国经济发展的特殊性[19]。 本研究运用GeoDa 软件在地理邻接权重的基础上计算2010-2019 年中国省域美好生活经济效率全域莫兰指数值，以此捕捉中国省域间美好生活经济效率发展空间依赖性的整体动态演进趋势，结果见表4。 2010-2019 年各年份Moran’s I 指数都显著大于0.1，且显著性水平均在1%以下，这表明中国省域美好生活经济效率存在明显的空间正相关关系，美好生活经济效率水平相似的地区更容易表现出空间集聚特征。 因此，各省份美好生活经济效率发展并非相互隔离、随机分布，而是表现出显著的空间依赖性，未来需要地方政府根据美好生活需要的总体情况与中央政府的统筹安排，协同推动经济效率提升。

表4 2010-2019 年中国省域美好生活经济效率发展空间莫兰指数

全局自相关分析只是从全局角度探究省际美好生活经济效率发展是否存在空间依赖性，难以准确刻画甚至会掩盖局部地区的空间依赖性，因此本文进一步采用局部莫兰指数进行分析。 从表5 可知，总体上中国美好生活经济效率以LL 型、HH 型同性质集聚为主，但横向差异分明。 在代表性年份，上海、北京、天津、福建、江苏、浙江、海南等省市始终处于HH 型特征，说明这些省份美好生活经济效率明显，同时带动了其邻近省份发展，表现出一定的扩散效应，未来需要继续激发这些高经济效率省份的示范效应与溢出效应。 广东、重庆、四川长期处于HL 型特征，表明这三地美好生活经济效率发展存在明显的“中心－外围”特征，尚未能有效带动周边地区发展，呈现一定的极化效应。 此外，江西、安徽、河北、山东长期处于LH 型特征，这些地区邻近高效率省份，容易被周边省份“虹吸”。 这种极化效应与虹吸效应均不利于实现区域平衡性发展。LL 型省份则大多处于西部地区与东北地区， 这些省份及其周边省份美好生活经济效率都较低，呈现连片低下特征，是美好生活经济效率发展不充分性问题的重点化解区域。 从时序变化来看，湖南、湖北由期初的HL 型特征演变为LL 型特征，贵州则由期初的LL 型特征演变为LH 型特征，其余省份均未出现显著演变。 总之，中国省域经济效率发展在满足美好生活需要的过程中，呈现出一定的空间集聚趋势，但还未能实现均衡发展。

表5 代表性年份中国省域美好生活经济效率发展局部空间自相关情况

四、中国省域美好生活经济效率影响因素分析

（一）实证设计

空间依赖性分析表明，地区间美好生活经济效率容易通过“极化效应”与“扩散效应”等机制产生空间联系，而且相应的空间依赖性分析结果也证实了这一点，即各样本地区难以满足随机独立性假设条件，因此在进行影响因素分析的模型设定时需采用充分考虑了空间交互效应的空间计量模型。 主流空间计量模型有空间滞后模型、空间误差模型和空间杜宾模型等，LeSage & Pace[20]认为如果模型设定中忽略了因变量空间滞后项和自变量空间滞后项，将面临较高的回归估计风险，同时空间杜宾模型在退化处理上更具有一般性，是空间计量模型处理的理想起点模型，故本研究采用空间杜宾模型进行回归分析，相应模型设计如下：

其中，α 为常数项，i、t 依次为省份、年份，μ 为随机误差项；W 为地理邻接空间权重矩阵；X 为相应影响机制变量，β 为影响系数；ρ 是美好生活经济效率发展的空间滞后变量影响系数，反映了邻近省份因变量对本省因变量的影响程度，捕捉了因变量的空间溢出效应；θ 反映了邻近省份自变量对本省因变量的加权影响。

参照传统经济效率研究文献，本研究选取以下影响因素变量：（1）产业结构（chan），产业结构是经济投入产出的资源转化器，能够通过产业间“关联效应”与“要素重置效应”提升经济效率，本研究采用二产与三产产值之和占国内生产总值比重作为产业结构代理变量；（2）城镇化水平（cheng），城镇化是中国经济发展的重要动力，同时城镇化也带来了公共服务供给的改善，提高了居民生活质量。 相应城镇化水平采用城镇常住人口占总人口比重表示；（3）人力资本(ren)，作为经济内生增长的主要动力之一，人力资本的积累是影响经济效率的重要因素，也是实现经济增长从依靠“人口红利”向释放“人才红利”转变的关键。 本研究使用人均受教育年限衡量人力资本水平；（4）外商直接投资水平（wai），外商直接投资是中国经济发展重要的外源性动力，采用外商直接投资占国内生产总值比重表征；（5）财政分权（cai），现有研究文献大多支持财政分权能有效增加资本投资、提升资源配置效率，本研究采用省级财政一般预算支出占全国财政一般预算支出比重来表征；（6）市场化（shi），市场机制在要素配置和价格形成中起决定性作用， 有利于推动资本、劳动和创新要素的自由充分流动，促进经济结构调整和经济效率提升。 本研究采用《中国分省份市场化指数报告（2021）》中的市场化指数表征市场化水平[21]，但需要注意的是，以2016 年为界，市场化指数存在基期不一致的问题，故本研究将对运用两套数据分别得出的2016 年市场化指数进行比例换算，进而以该比例对2017-2019 年数据进行平减处理。 除市场化数据外，其他变量数据均源于相应年份的中国统计年鉴。 变量描述性统计分析见表6。

表6 变量描述性统计分析

（二）平稳性检验

采用LLC 方法对数据进行单位根检验，结果如表7 所示。 仅产业结构(chan)与财政分权（cai）变量显著性水平为5%，其他变量显著性水平均为1%，因而单位根不存在，数据具有平稳性，保证了后文回归分析的信度。

表7 LLC 单位根检验

（三）实证结果分析

关于空间计量模型适用性检验，本研究先通过Hausman 检验与LR 检验判断固定效应与随机效应的类型选择，再采用LM、R-LM 检验，并结合Wald与LR 退化检验判断空间杜宾模型（SDM）能否简化为空间滞后模型（SAR）和空间误差模型（SEM），相应检验结果见表8。 Hausman 检验结果在1%的显著性水平下拒绝了面板模型是随机效应模型的原假设，故应当选取固定效应模型，相应的LR 检验也在1%的显著性水平下拒绝了时空双固定效应下沉为时间固定效应或个体固定效应的假设，故宜考虑双固定效应模型。 进一步在非空间模型基础上展开LM、R-LM 检验，LMlag 检验统计量的p值小于0.01，拒绝了无空间滞后项的原假设，但是R-LMlag 检验统计量的p 值大于0.10，未能拒绝无空间滞后项的原假设，而LMerr 和R-LMerr 检验统计量的p 值均小于0.01，从而显著拒绝了无空间误差项的原假设，LM 与R-LM 检验结果指向SEM 模型。在进一步的Wald 与LR 模型退化检验中，相应的统计量p 值皆小于0.01，显著拒绝了退化为SAR、SEM 模型的原假设，故SDM 模型不能退化为SAR与SEM 模型，从而指向SDM 模型。 LM 与R-LM 检验指向SEM 模型，Wald 与LR 退化检验则指向SDM 模型。Elhorst 认为，如果对模型的检验指向相反且对SDM 模型的检验不被拒绝， 则可以选择SDM 模型[22]。最终，本研究将SDM 时空双固定效应模型作为实证结果分析的基准。

表8 空间计量模型适用性检验

为便于比较回归结果的可靠性，表9 分别列出了个体固定效应、时间固定效应与个体时间双固定效应回归结果，3 类效应下的R2、Log-L 结果也指向双固定效应下的SDM 模型较其他两个模型更具合理性。 从因变量空间滞后项的影响系数来看，3类回归模型结果分别为0.142、0.118 和0.270，显著性水平均在5%以下，表明本地美好生活经济效率提升会促进邻近地区经济效率提升，不同地区美好生活经济效率发展并非各自唱“独角戏”，而是在地区之间存在一定的正向互动溢出的“大合唱”效应。

尽管表9 给出了自变量及其空间滞后项的回归系数，但这种系数并不能被过多用来解读相应变量的影响机制，这是因为当考虑空间因素后，回归系数由于包含了大量区域间反馈效应信息而变得复杂。 LeSage & Pace 提出可通过偏微分形式将总效应分解为直接效应、间接效应来进行解读[20]。 其中，直接效应（区内效应）反映了某地区自变量对自身美好生活经济效率的平均影响程度，是化解发展不充分性问题的重要机制；而间接效应（区间效应）反映了自变量对邻近地区因变量的平均影响程度，通常也称为自变量的空间溢出效应，是化解区域不平衡性问题的重要机制。 相应的效应分解结果见表10。

表9 空间计量模型基本回归结果

表10 自变量总效应及其分解

从产业结构作用机制来看，不同于以往传统经济效率研究文献的结果，本研究中产业结构直接效应影响数为-1.067，且显著性水平为0.01，间接效应不显著，这一结果意味着产业结构水平的提高不仅会显著降低本地区美好生活经济效率，同时也难以促进邻近地区美好生活经济效率提升。 究其原因可能在于中国当前某些领域的产业结构水平升级虽然会促进传统经济效率提升，但可能忽略了人民的美好生活需要。 此外，特定区域产业结构升级会通过产业梯度转移将一些低技术高污染产业转移至邻近地区，难以促进邻近地区美好生活经济效率发展。

从城镇化作用机制来看，同以往传统经济效率的文献结果相一致，本研究中城镇化直接效应影响数为0.575，且显著性水平为0.05；间接效应为1.942，显著性水平为0.01。 这意味着城镇化水平越高，本地区美好生活经济效率越高，同时对邻近地区美好生活经济效率的空间溢出效应也越强。这一结果表明，当前中国城镇化水平对美好生活经济效率具有良好的区域协调效应，是解决新时代中国社会主要矛盾、推动经济高质量发展的重要因素，未来需要在更宽广的空间内继续推进高效、合理、包容、可持续的新型城镇化。

从人力资本作用机制来看，人力资本直接效应影响数为0.252，但未通过显著性检验；间接效应为-0.670，显著性水平为0.10。 这意味着人力资本不能显著提升本地区美好生活经济效率，且会在一定程度上抑制邻近地区美好生活经济效率提升。可能原因在于居民受教育水平越高，对美好生活的要求越高，从而导致美好生活需要对经济效率的负向约束越强，使得本地区美好生活经济效率难以得到显著提升；而且本地人力资本提升还可能会对邻近地区人才形成虹吸效应，不利于邻近地区经济效率提升。 因此，加强人力资本的配套服务与合理流动是发挥其区内效应与区间效应的关键。

从外商直接投资作用机制来看，其直接效应影响数为-0.192，但未能通过显著性检验，间接效应为-5.967，显著性水平为0.01。 外商直接投资具有两面性，既会通过带来大量资金、先进技术和管理经验促进传统经济效率提升，也会加剧公共风险，如拉大居民收入差距、增加环境污染等，导致美好生活需要被忽略，从而难以提升本地区美好生活经济效率。 此外，一个地区外商直接投资增加会引致邻近地区采取以市场换技术等策略引进低质量外资项目，难以顾及邻近地区民众的美好生活需要，从而抑制了邻近地区美好生活经济效率水平提升。

从财政分权作用机制来看，财政分权直接效应影响数为-0.630， 但不具有显著性； 间接效应为10.450，显著性水平为0.01，这意味着财政分权虽然不能显著提升本地区美好生活经济效率，但是会惠及周边地区，该结果与传统经济效率文献研究结果有一定出入。 尽管财政分权使得地方政府更具有信息优势，能够充分发挥经济发展能动性，但也会带来地方政府的“重生产而轻民生”倾向[23]，从而影响本地美好生活经济效率提升。 此外，财政分权会引发一定的经济发展“示范效应”和“标杆效应”，促进邻近地区优化财政结构，增加公共服务支出，提升公共服务供给质量，从而有利于邻近地区美好生活经济效率提升。

从市场化作用机制来看，相应结果同以往传统经济效率文献所得结论相一致，市场化直接效应影响数为0.011，显著性水平为0.01；间接效应为0.055，显著性水平为0.01。 这意味着市场化进程的逐渐深入不仅会显著提升本地区美好生活经济效率，同时还会促进区域间要素自由流动与高效配置，使经济发展成果更多更公平地惠及广大人民群众，最终促进邻近地区美好生活经济效率提升，这种空间溢出效应也在一定程度上有效凸显了市场机制对美好生活经济效率的区域平衡协调效应。 因此，灵活高效的市场化经营机制是化解我国社会主要矛盾的重要动力机制。

（四）稳健性分析

空间权重矩阵对空间计量回归具有敏感性，本文进一步考虑采用地理反距离与地理门槛距离两类空间权重矩阵来进行稳健性分析。 地理反距离空间权重矩阵下两地间空间权重是以两地间距离倒数为准；地理门槛距离空间权重矩阵下两地间空间权重是以门槛距离为界，门槛距离范围内的两地间空间权重采用两地间距离倒数，超过门槛距离则空间权重为0。 需要说明的是，本文并未采用经济距离权重矩阵，这是因为空间权重矩阵设定需要满足外生性，而考虑经济属性的矩阵更容易带来内生性问题，从而弱化空间计量回归模型的科学性。 相应回归结果见表11。

表11 更换空间矩阵的回归结果

表11 中，更换空间权重矩阵后的空间计量回归结果显示，除了人力资本空间滞后项外，其他变量的影响系数与显著性均未出现明显变化，这可能是因为人力资本空间溢出对地理距离并不敏感。总体上，采用空间杜宾模型较好地拟合了各因素对美好生活经济效率差异的影响。 此外，在上述两类不同权重矩阵下，相应的Wald 检验和LR 检验依然能在5%的显著性水平下拒绝退化为SAR 模型、SEM 模型的原假设（见表12），可见SDM 模型相比于SAR 模型、SEM 模型更具有稳健性。

表12 更换空间矩阵的适用性检验结果

五、结论及对策

有别于传统经济效率研究，本研究将经济效率置于美好生活需要这一时代语境下进行分析，所得结论如下：第一，从发展充分性来看，2010-2019 年中国省域美好生活经济效率未达到DEA 相对完全有效，但具有长期向好的趋势面。 中国省域美好生活经济效率整体呈现“东高西低”的状态，仍有2/3省份未达到DEA 有效。 第二，从区域平衡性来看，中国省域美好生活经济效率在东西方向上呈梯度递减的不平衡发展格局， 同时整体朝着更高水平发展演变。省际美好生活经济效率发展差异仍然存在但呈缩小之势，差异的来源以板块内部省份间的组内差异为主。 第三，从空间依赖性来看，中国省域美好生活经济效率具有显著的全局空间依赖性，局部层面以LL 型、HH 型同性质集聚为主， 但横向差异分明，未能实现均衡发展。 第四，从影响因素来看，地区间美好生活经济效率存在一定正向互动溢出的“大合唱”效应。 城镇化与市场化均具有显著的正向直接效应与间接效应；人力资本与对外开放均不具有显著的直接效应，但负向间接效应显著；产业结构具有显著的负向直接效应， 但间接效应不显著；财政分权直接效应不显著，但正向间接效应显著。结合上述结论，本研究提出如下对策建议。

首先， 当前中国美好生活经济效率仍未达到DEA 相对完全有效，对此，应当充分树立美好生活需要导向的经济发展思维，将美好生活需要约束纳入地方政府考核体系中，调动地方政府提高美好生活经济效率的积极性。 同时需加大对中西部地区的扶持力度，谨防中部地区的进一步塌陷。

其次，中国省域美好生活经济效率具有一定的区域不平衡性与空间依赖性，地方政府需要根据经济发展与美好生活需要的总体情况以及中央政府的统筹安排，因地制宜、协同推动美好生活经济效率提升。 进一步发挥北京、上海等高效率地区在美好生活追求与经济发展方面的辐射作用与示范效应；加强广东、重庆、四川等地对周边地区的协同溢出发展作用，弱化相应的极化效应；江西、安徽、河北等地既要积极对接长三角、京津冀等重要战略地区，同时也要充分提升美好生活经济效率，打破“虹吸”效应怪圈。 对于LL 型省份而言，要充分利用国家政策，坚定不移地推动经济高质量发展，走出特色化发展道路。 此外，应重视东中西部区域内部省份间美好生活经济效率差异，打破屏蔽效应，促进正向空间溢出效应，在更优化的布局和更广阔的空间中谱写美好生活经济效率发展“同心曲”。

最后，在中国社会主要矛盾的转化中坚持构建高水平社会主义市场经济体制，在更宽广的空间继续推进高效、合理、包容、可持续的新型城镇化。 将“满足人民日益增长的美好生活需要”贯穿到产业结构升级与产业梯度转移过程中，有效加强人力资本的配套服务与地区间合理流动。 重视FDI 引进的高质量发展与美好生活导向，促进FDI 在地区间健康有序流动，谨防地区间FDI 引入的竞次发展。加快构建现代财政制度，建立权责清晰、财力协调、区域均衡的中央和地方财政关系，实现财权和事权匹配，积极引导地方政府间展开良性竞争合作。