美好生活視域下中國省域經(jīng)濟效率評價及其影響因素

曾 冰

（安徽財經(jīng)大學經(jīng)濟學院，安徽 蚌埠 220013）

一、引 言

習近平總書記在黨的十九大報告中明確指出：“中國特色社會主義進入新時代， 中國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾?！备母镩_放以來，中國經(jīng)濟發(fā)展取得了舉世矚目的成就，成為世界第二大經(jīng)濟體，并在中華大地上全面建成了小康社會。與此同時，人民美好生活需要的品質(zhì)更高、范圍更廣，對經(jīng)濟發(fā)展的質(zhì)量與效率提出了更高要求。 由此，如何在美好生活視域下科學研判和系統(tǒng)化解經(jīng)濟發(fā)展效率問題，成為推動新時代中國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展、統(tǒng)籌化解社會主要矛盾的重要前提。

經(jīng)濟效率是經(jīng)濟學界歷久彌新的重要研究話題。 現(xiàn)有的經(jīng)濟效率測度方法主要分為參數(shù)方法與非參數(shù)方法兩類。 參數(shù)方法需要設定生產(chǎn)函數(shù)的具體形式，使得測算結(jié)果容易因設定形式的不同而不同，其中以Meeusen & Broeck、Battese & Corra的隨機前沿模型（SFA）測度方法尤為經(jīng)典[1][2]。 此外，也有學者基于新古典經(jīng)濟學的柯布道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)，用測算的索洛余值（或全要素生產(chǎn)率TFP）來表征經(jīng)濟效率，如郭慶旺與賈俊雪就用該方法估算了中國1979-2004 年間的經(jīng)濟效率[3]。 非參數(shù)方法以數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）為代表，由于該方法具有不需要對參數(shù)進行估計、允許無效率行為存在等優(yōu)點，因此應用較為廣泛，實證研究中常見的有CCR模型、BCC 模型、SBM 模型等， 如劉建國等人采用DEA 中非參數(shù)Malmquist 指數(shù)方法研究了中國經(jīng)濟效率的空間分異情況[4]；俞立平等人采用可變規(guī)模報酬DEA 模型（BCC)展開了中國城市經(jīng)濟效率測度研究[5]。 而在經(jīng)濟效率影響因素方面，學者們借助于精細的計量回歸方法展開了一系列豐富研究，研究內(nèi)容主要側(cè)重于FDI、城鎮(zhèn)化、市場化、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、人力資本、財政分權(quán)等方面[6][7][8][9][10][11]。

已有研究為本文奠定了良好基礎，但仍存在以下局限性：一是以往的經(jīng)濟效率評價較少考慮美好生活的影響。 在經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展背景下，忽略美好生活的傳統(tǒng)經(jīng)濟效率測算方式很有可能錯估實際的經(jīng)濟效率，從而使得對社會福利水平和經(jīng)濟績效的評價發(fā)生扭曲，帶來誤導性的對策建議。 二是已有研究對經(jīng)濟效率及其影響因素的分析缺乏對空間依賴性視角的采納。 事實上，不同地區(qū)之間的經(jīng)濟效率容易通過“極化效應”與“擴散效應”等機制產(chǎn)生空間聯(lián)系，使得地區(qū)間難以滿足隨機獨立性假設條件，導致相應計量回歸分析得出的結(jié)論存在偏頗。 鑒于此，本文嘗試將美好生活作為重要因素納入經(jīng)濟發(fā)展效率評價指標體系中，基于2010-2019年中國30 個省份的數(shù)據(jù)，將資本存量和勞動力總量作為投入指標，將GDP（期望產(chǎn)出）和美好生活指數(shù)倒數(shù)形式（非期望產(chǎn)出）作為產(chǎn)出指標，采用超效率DEA 模型對中國省域經(jīng)濟效率進行測度，并從發(fā)展充分性、空間平衡性與空間依賴性3 個層面展開全面評價。 進而采用空間計量模型對美好生活需要約束下的中國省域經(jīng)濟效率影響因素進行實證分析。 最后，針對順應美好生活向往、提升經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)效、化解社會主要矛盾提出對策建議。

二、理論基礎

（一）美好生活視域下經(jīng)濟發(fā)展效率的內(nèi)在機理分析

美好生活不僅是人們對現(xiàn)實生活的理想追求，也是新時代中國經(jīng)濟社會發(fā)展的引領目標。 美好生活的實現(xiàn)關涉人民群眾最直接的民生和最現(xiàn)實的根本利益，不僅僅強調(diào)生活的質(zhì)量、品質(zhì)，更注重通過先進理念的引導實現(xiàn)經(jīng)濟社會的合理發(fā)展，并通過合理發(fā)展實現(xiàn)美好生活[12]。 經(jīng)濟效率是經(jīng)濟發(fā)展充分性評價的重要標準，傳統(tǒng)經(jīng)濟效率強調(diào)投入產(chǎn)出關系，未能有效地把人民的美好生活追求納入經(jīng)濟發(fā)展過程中。 如果經(jīng)濟效率發(fā)展理念、實踐、方式和目標等嚴重脫離人民群眾對美好生活的基本訴求，無助于人民對美好生活愿望的滿足，那么這種經(jīng)濟效率無疑是不可持續(xù)的，也是脫離經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展初衷、宗旨和方向的。 而對于經(jīng)濟效率而言，一方面，美好生活目標是經(jīng)濟發(fā)展投入的出發(fā)點，經(jīng)濟發(fā)展投入則是實現(xiàn)美好生活需要的基礎條件。但這種投入不能一味追求經(jīng)濟數(shù)量，而是要以追求和實現(xiàn)美好生活為目的，在經(jīng)濟投入中體現(xiàn)、維護并發(fā)展好人民群眾最關心、最直接、最現(xiàn)實的利益和最廣大人民的根本利益。 另一方面，面向美好生活需要的經(jīng)濟發(fā)展不應單純體現(xiàn)為GDP 產(chǎn)出的增加，經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)出應當把人民的美好生活作為發(fā)展的目的和歸宿，彰顯人民主體的價值取向。 美好生活視域下經(jīng)濟發(fā)展效率 （簡稱 “美好生活經(jīng)濟效率”）的內(nèi)在作用機理如圖1 所示。

圖1 美好生活視域下經(jīng)濟發(fā)展效率內(nèi)在機理

總之，以美好生活作為經(jīng)濟發(fā)展效率的關鍵約束是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的題中應有之義，只有把經(jīng)濟效率發(fā)展同人民的美好生活需要切實結(jié)合起來，經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展才不會成為無主體的虛無化存在和純思辯邏輯，人們對經(jīng)濟效率的正當性認同才會逐漸增強。

（二）美好生活經(jīng)濟效率評價方法

關于美好生活評價，學者們往往采用或借鑒人類發(fā)展指數(shù)、社會進步指數(shù)、OECD 美好生活指數(shù)等進行測度，但這些指標大多難以體現(xiàn)新時代“美好生活”的現(xiàn)實性基礎與時代性內(nèi)涵。 中國特色社會主義進入新時代，美好生活具有人民性、理想性、現(xiàn)實性和實踐性等鮮明的時代特征，其根本價值取向是人的全面發(fā)展。 人民對美好生活的要求是全方位的，不僅注重物質(zhì)文化生活水平，也注重民主、法治、公平、正義、環(huán)境等方面的發(fā)展水平。 習近平總書記對此作過很形象的概括：“人民生活顯著改善，對美好生活的向往更加強烈，人民群眾的需要呈現(xiàn)多樣化多層次多方面的特點，期盼有更好的教育、更穩(wěn)定的工作、更滿意的收入、更可靠的社會保障、更高水平的醫(yī)療衛(wèi)生服務、更舒適的居住條件、更優(yōu)美的環(huán)境、更豐富的精神文化生活?！盵13]這些“更”字所表達的內(nèi)容就是人民對美好生活追求的具體體現(xiàn)，故本研究擬從這8 個方面評價美好生活：（1）更好的教育體現(xiàn)在教學質(zhì)量、教師素質(zhì)、教育資源的相對均衡化分配等方面，故采用小學生師比與人均教育經(jīng)費兩大指標表征；（2）更穩(wěn)定的工作意味著更充分的就業(yè)機會，采用反向指標年末城鎮(zhèn)登記失業(yè)率來表征；（3）更滿意的收入意味著收入增加幅度合理且能有效解決貧富差距，故采用收入基尼系數(shù)進行表征，具體計算方法參見田衛(wèi)民一文[14]；（4）更可靠的社會保障意味著覆蓋面廣、保障質(zhì)量高的社會保障體系，故本研究采用基本養(yǎng)老保險參保覆蓋率（基本養(yǎng)老保險參保人數(shù)/總?cè)丝冢┍碚?；?）更高水平的醫(yī)療衛(wèi)生服務關鍵在于良好的醫(yī)院衛(wèi)生服務水平與診療醫(yī)術(shù)，故采用每千人床位數(shù)與每萬人衛(wèi)生技術(shù)人員數(shù)來表征；（6）更舒適的居住條件意味著住房負擔得以緩解，采用房價收入比表征，即商品房銷售價格/城鎮(zhèn)居民人均可支配收入；（7）更優(yōu)美的環(huán)境意味著更迫切的生態(tài)產(chǎn)品需求與更積極的生態(tài)環(huán)境期待，結(jié)合數(shù)據(jù)可得性，本研究采用森林覆蓋率與人均公園綠地面積來表征；（8）更豐富的精神文化生活體現(xiàn)為品種多樣的文化產(chǎn)品與便捷的公共文化服務等，采用每萬人擁有的群眾文化設施建筑面積表征。 在此基礎上，運用熵值法測度2010-2019 年省域美好生活發(fā)展指數(shù)。

對于經(jīng)濟效率的測度，本文選擇主流的非參數(shù)DEA 方法。 傳統(tǒng)DEA 經(jīng)濟效率分析將資本存量和勞動力總量作為經(jīng)濟發(fā)展投入層面的指標，將GDP作為經(jīng)濟發(fā)展期望產(chǎn)出指標。 美好生活經(jīng)濟效率評價則需要將美好生活作為經(jīng)濟發(fā)展效率評價的正向約束條件。 從技術(shù)層面來說，可以構(gòu)建一個美好生活評價指數(shù)， 然后將其納入到產(chǎn)出層面進行DEA 效率評價。 但如果將其作為期望產(chǎn)出，則意味著不需要任何約束或代價就能減少非期望產(chǎn)出，顯然有悖于現(xiàn)實情況[15]，難以體現(xiàn)出美好生活對經(jīng)濟發(fā)展的約束作用以及經(jīng)濟發(fā)展對美好生活的追求。 但美好生活水平也不能直接作為非期望產(chǎn)出來處理，因為非期望產(chǎn)出通常為負向指標，而本研究測度出的美好生活指數(shù)為正向指標，因此，可采用反向思維方法，以美好生活指數(shù)的倒數(shù)形式將美好生活水平非線性轉(zhuǎn)化為非期望產(chǎn)出。 這種處理方式意味著要減少非期望產(chǎn)出（即提高美好生活需要水平），經(jīng)濟發(fā)展需放棄一些收益，或?qū)①Y源從生產(chǎn)期望產(chǎn)出的投入中進行轉(zhuǎn)移并重新分配，用于提高美好生活水平，從而很好地體現(xiàn)了經(jīng)濟發(fā)展對美好生活的價值取向，更符合美好生活經(jīng)濟效率的內(nèi)在作用機理。 同時為了克服傳統(tǒng)DEA 模型存在的缺陷以及SBM 模型效率值天花板現(xiàn)象，本研究最終將資本存量和勞動力總量作為投入指標， 將GDP（期望產(chǎn)出） 和美好生活指數(shù)倒數(shù)形式 （非期望產(chǎn)出）作為產(chǎn)出指標，并采用考慮非期望產(chǎn)出的超效率SBM 模型對中國省域美好生活經(jīng)濟效率進行測度，具體方法可參見丁緒輝等人的文獻[16]。 關于固定資本存量（K)，采用永續(xù)盤存法對全國分省的資本存量進行估算，計算公式為：

其中，Pit為以2009 年為基期計算的固定資產(chǎn)價格指數(shù)，相應的固定投資序列平減指數(shù)采用全國各省GDP 的價格指數(shù)平減。 對于基年資本存量K，采用Young[17]的研究方法，用基年固定資產(chǎn)投資額除以10%作為初始資本存量；折舊率δ 采用Hall &Jones[18]的6%經(jīng)驗標準法。 此外，勞動力（L)采用各省就業(yè)人員數(shù)表示；產(chǎn)出變量中的GDP，以2009 年為基期，進行相應的平減處理。 中國省域美好生活經(jīng)濟效率評價指標見表1。

表1 中國省域美好生活經(jīng)濟效率評價指標

三、中國省域美好生活經(jīng)濟效率評價

基于美好生活經(jīng)濟效率的內(nèi)涵，本研究將從發(fā)展充分性、區(qū)域平衡性、空間依賴性3 個層面對中國省域美好生活經(jīng)濟效率進行評價。

（一） 發(fā)展充分性分析

效率評價是反映經(jīng)濟發(fā)展充分性的重要參考，美好生活經(jīng)濟效率水平評價為進一步科學看待人民日益增長的美好生活需要和經(jīng)濟不充分發(fā)展之間的矛盾提供了依據(jù)。 通常而言，當美好生活經(jīng)濟效率值大于等于1 時，意味著相應地區(qū)處于效率前沿上，即經(jīng)濟發(fā)展投入少、產(chǎn)出多、美好生活需要水平高，從而說明該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展在滿足美好生活需要約束下具有充分性；否則，則意味著該地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展在滿足美好生活需要方面存在效率損失，投入產(chǎn)出關系還存在不充分性問題，有進一步改進的空間。 表2 為2010-2019 年中國北京、上海、浙江、江蘇等30 個省市的美好生活經(jīng)濟效率測算結(jié)果。

表2 中國省域美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展水平

從全國整體情況來看，2010-2019 年美好生活經(jīng)濟效率水平保持在0.844 左右，未達到DEA 相對完全有效，說明中國經(jīng)濟發(fā)展效率在面向美好生活需要時整體存在投入浪費、利用效率損失等現(xiàn)象，仍有較大的提升空間，這也在一定程度上反映了人民日益增長的美好生活需要同經(jīng)濟不充分發(fā)展之間的矛盾客觀存在的事實。 但美好生活經(jīng)濟效率在時間維度上保持一定的增長態(tài)勢，具有長期向好的趨勢面。 從各省效率均值來看，考察期內(nèi)只有北京、天津、上海、江蘇、浙江、廣東、福建等7 個省份均值大于1，實現(xiàn)了DEA 有效。 即使到了2019 年，也僅有北京、天津、上海、江蘇、浙江、廣東、重慶、四川、福建、海南10 個省份實現(xiàn)了DEA 有效，大多數(shù)省份效率均值低于1，沒有達到完全有效。 未來這些省份不僅要避免盲目投入與要素閑置浪費，同時也要堅持以人為本的高質(zhì)量發(fā)展理念。

進一步將研究期內(nèi)的東部、中部、西部地區(qū)各年均值數(shù)據(jù)進行直觀展示與考察 （如圖2 所示）。2010-2019 年，東部地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展水平明顯高于其他區(qū)域，介于0.924-1.242；西部地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率水平介于0.476-0.835；中部地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率水平介于0.563-0.781；東部和西部地區(qū)效率總體上呈遞增趨勢，中部地區(qū)近年來發(fā)展速度較為緩慢，甚至在2018、2019 年落后于西部地區(qū)。 整體而言，中國省域美好生活經(jīng)濟效率呈現(xiàn)“東高西低”“東快中緩”的狀態(tài)。

圖2 2010-2019 年三大板塊美好生活經(jīng)濟效率綜合水平動態(tài)演進

（二） 區(qū)域平衡性分析

進一步地，本文對省域美好生活經(jīng)濟效率的區(qū)域平衡性進行分析，從而為更深入地理解人民日益增長的美好生活需要和經(jīng)濟不平衡發(fā)展之間的矛盾提供支撐。 結(jié)合自然斷裂點與經(jīng)驗取值，本文將30 個省份按照美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展水平劃分為4 個梯隊進行平衡性分析（見表3）。 其中第一梯隊效率值大于等于1，第二梯隊效率值為0.8-1，第三梯隊效率值為0.6-0.8，第四梯隊效率值為0.6 以下。中國省域美好生活經(jīng)濟效率均值水平存在較大差異，2010 年共計7 個省份處于第一和第二梯隊，而僅第四梯隊就有17 個省份；2019 年處于第一與第二梯隊的省份增加至17 個，第三梯隊有11 個省份，仍有2 個省份處于第四梯隊。 這種省際差異性表明，在既定經(jīng)濟發(fā)展水平下，美好生活經(jīng)濟效率具有相對提升空間。 具體來看，在研究期初，第一梯隊僅有北京、天津、上海、浙江4 地，而研究期末則擴充為10 地。 這些省份大多處于東部沿海地區(qū)，長期以來注重經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展較為充分。 而第四梯隊由研究期初的江西、安徽等17 地減至山西、甘肅2 地，其中陜西、山東、新疆、河南4 地躍至第二梯隊，中部地區(qū)在研究期內(nèi)無一省份處于第一梯隊。 整體來看，中國省域美好生活經(jīng)濟效率在東西方向上呈梯度遞減的不平衡發(fā)展格局，同時整體朝著高水平發(fā)展演變。

表3 代表性年份中國省域美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展梯隊差異特征

進一步使用泰爾指數(shù)對省際美好生活經(jīng)濟效率的不平衡性進行深度解析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：通常泰爾指數(shù)越大，地區(qū)間不平衡性越明顯。 本文將30 個?。▍^(qū)、市）分為東部、中部、西部三大板塊，進而考察中國省域美好生活經(jīng)濟效率總體差異、組內(nèi)差異和組間差異等情況（見圖3）。 組內(nèi)差異可以反映板塊內(nèi)各省之間的差異，而組間差異則反映三大板塊之間的差異。 從全國層面看，全國總體泰爾指數(shù)在各年份均低于0.1，說明省際美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展差距仍然存在，但呈現(xiàn)逐漸縮小之勢，總體泰爾指數(shù)從2010 年的0.088 下降到2019 年的0.049。 這在一定程度上說明人民日益增長的美好生活需求與經(jīng)濟不平衡發(fā)展之間的矛盾雖仍然存在但呈現(xiàn)緩解趨勢，同時證明了當前中國區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展政策的有效性。 就美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展差異結(jié)構(gòu)而言，2014 年是一個分界點，2010-2014 年美好生活經(jīng)濟效率總體差異大多來自組間差異，組內(nèi)差異相對較??；2015 年以后，美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展差異的來源則轉(zhuǎn)變?yōu)橐越M內(nèi)差異為主，且其變動趨勢與總體差異更為趨同。 因此，如何有效解決板塊區(qū)域內(nèi)部省份間的美好生活經(jīng)濟效率差異是未來一段時期內(nèi)社會主要矛盾化解需集中應對的重要問題。

圖3 2010-2019 年中國省域美好生活經(jīng)濟效率泰爾指數(shù)

（三） 空間依賴性分析

從上文分析可知，中國美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展呈現(xiàn)明顯的梯度模式，這種梯度模式往往導致區(qū)域之間在經(jīng)濟發(fā)展、技術(shù)變革、效率提升等方面存在較強的空間依賴性，在實證分析中如果不考慮這種潛在的空間依賴性，所得結(jié)果將難以準確反映當前中國經(jīng)濟發(fā)展的特殊性[19]。 本研究運用GeoDa 軟件在地理鄰接權(quán)重的基礎上計算2010-2019 年中國省域美好生活經(jīng)濟效率全域莫蘭指數(shù)值，以此捕捉中國省域間美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展空間依賴性的整體動態(tài)演進趨勢，結(jié)果見表4。 2010-2019 年各年份Moran’s I 指數(shù)都顯著大于0.1，且顯著性水平均在1%以下，這表明中國省域美好生活經(jīng)濟效率存在明顯的空間正相關關系，美好生活經(jīng)濟效率水平相似的地區(qū)更容易表現(xiàn)出空間集聚特征。 因此，各省份美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展并非相互隔離、隨機分布，而是表現(xiàn)出顯著的空間依賴性，未來需要地方政府根據(jù)美好生活需要的總體情況與中央政府的統(tǒng)籌安排，協(xié)同推動經(jīng)濟效率提升。

表4 2010-2019 年中國省域美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展空間莫蘭指數(shù)

全局自相關分析只是從全局角度探究省際美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展是否存在空間依賴性，難以準確刻畫甚至會掩蓋局部地區(qū)的空間依賴性，因此本文進一步采用局部莫蘭指數(shù)進行分析。 從表5 可知，總體上中國美好生活經(jīng)濟效率以LL 型、HH 型同性質(zhì)集聚為主，但橫向差異分明。 在代表性年份，上海、北京、天津、福建、江蘇、浙江、海南等省市始終處于HH 型特征，說明這些省份美好生活經(jīng)濟效率明顯，同時帶動了其鄰近省份發(fā)展，表現(xiàn)出一定的擴散效應，未來需要繼續(xù)激發(fā)這些高經(jīng)濟效率省份的示范效應與溢出效應。 廣東、重慶、四川長期處于HL 型特征，表明這三地美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展存在明顯的“中心－外圍”特征，尚未能有效帶動周邊地區(qū)發(fā)展，呈現(xiàn)一定的極化效應。 此外，江西、安徽、河北、山東長期處于LH 型特征，這些地區(qū)鄰近高效率省份，容易被周邊省份“虹吸”。 這種極化效應與虹吸效應均不利于實現(xiàn)區(qū)域平衡性發(fā)展。LL 型省份則大多處于西部地區(qū)與東北地區(qū)， 這些省份及其周邊省份美好生活經(jīng)濟效率都較低，呈現(xiàn)連片低下特征，是美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展不充分性問題的重點化解區(qū)域。 從時序變化來看，湖南、湖北由期初的HL 型特征演變?yōu)長L 型特征，貴州則由期初的LL 型特征演變?yōu)長H 型特征，其余省份均未出現(xiàn)顯著演變。 總之，中國省域經(jīng)濟效率發(fā)展在滿足美好生活需要的過程中，呈現(xiàn)出一定的空間集聚趨勢，但還未能實現(xiàn)均衡發(fā)展。

表5 代表性年份中國省域美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展局部空間自相關情況

四、中國省域美好生活經(jīng)濟效率影響因素分析

（一）實證設計

空間依賴性分析表明，地區(qū)間美好生活經(jīng)濟效率容易通過“極化效應”與“擴散效應”等機制產(chǎn)生空間聯(lián)系，而且相應的空間依賴性分析結(jié)果也證實了這一點，即各樣本地區(qū)難以滿足隨機獨立性假設條件，因此在進行影響因素分析的模型設定時需采用充分考慮了空間交互效應的空間計量模型。 主流空間計量模型有空間滯后模型、空間誤差模型和空間杜賓模型等，LeSage & Pace[20]認為如果模型設定中忽略了因變量空間滯后項和自變量空間滯后項，將面臨較高的回歸估計風險，同時空間杜賓模型在退化處理上更具有一般性，是空間計量模型處理的理想起點模型，故本研究采用空間杜賓模型進行回歸分析，相應模型設計如下：

其中，α 為常數(shù)項，i、t 依次為省份、年份，μ 為隨機誤差項；W 為地理鄰接空間權(quán)重矩陣；X 為相應影響機制變量，β 為影響系數(shù)；ρ 是美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展的空間滯后變量影響系數(shù)，反映了鄰近省份因變量對本省因變量的影響程度，捕捉了因變量的空間溢出效應；θ 反映了鄰近省份自變量對本省因變量的加權(quán)影響。

參照傳統(tǒng)經(jīng)濟效率研究文獻，本研究選取以下影響因素變量：（1）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（chan），產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)是經(jīng)濟投入產(chǎn)出的資源轉(zhuǎn)化器，能夠通過產(chǎn)業(yè)間“關聯(lián)效應”與“要素重置效應”提升經(jīng)濟效率，本研究采用二產(chǎn)與三產(chǎn)產(chǎn)值之和占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重作為產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)代理變量；（2）城鎮(zhèn)化水平（cheng），城鎮(zhèn)化是中國經(jīng)濟發(fā)展的重要動力，同時城鎮(zhèn)化也帶來了公共服務供給的改善，提高了居民生活質(zhì)量。 相應城鎮(zhèn)化水平采用城鎮(zhèn)常住人口占總?cè)丝诒戎乇硎?；?）人力資本(ren)，作為經(jīng)濟內(nèi)生增長的主要動力之一，人力資本的積累是影響經(jīng)濟效率的重要因素，也是實現(xiàn)經(jīng)濟增長從依靠“人口紅利”向釋放“人才紅利”轉(zhuǎn)變的關鍵。 本研究使用人均受教育年限衡量人力資本水平；（4）外商直接投資水平（wai），外商直接投資是中國經(jīng)濟發(fā)展重要的外源性動力，采用外商直接投資占國內(nèi)生產(chǎn)總值比重表征；（5）財政分權(quán)（cai），現(xiàn)有研究文獻大多支持財政分權(quán)能有效增加資本投資、提升資源配置效率，本研究采用省級財政一般預算支出占全國財政一般預算支出比重來表征；（6）市場化（shi），市場機制在要素配置和價格形成中起決定性作用， 有利于推動資本、勞動和創(chuàng)新要素的自由充分流動，促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)濟效率提升。 本研究采用《中國分省份市場化指數(shù)報告（2021）》中的市場化指數(shù)表征市場化水平[21]，但需要注意的是，以2016 年為界，市場化指數(shù)存在基期不一致的問題，故本研究將對運用兩套數(shù)據(jù)分別得出的2016 年市場化指數(shù)進行比例換算，進而以該比例對2017-2019 年數(shù)據(jù)進行平減處理。 除市場化數(shù)據(jù)外，其他變量數(shù)據(jù)均源于相應年份的中國統(tǒng)計年鑒。 變量描述性統(tǒng)計分析見表6。

表6 變量描述性統(tǒng)計分析

（二）平穩(wěn)性檢驗

采用LLC 方法對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果如表7 所示。 僅產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(chan)與財政分權(quán)（cai）變量顯著性水平為5%，其他變量顯著性水平均為1%，因而單位根不存在，數(shù)據(jù)具有平穩(wěn)性，保證了后文回歸分析的信度。

表7 LLC 單位根檢驗

（三）實證結(jié)果分析

關于空間計量模型適用性檢驗，本研究先通過Hausman 檢驗與LR 檢驗判斷固定效應與隨機效應的類型選擇，再采用LM、R-LM 檢驗，并結(jié)合Wald與LR 退化檢驗判斷空間杜賓模型（SDM）能否簡化為空間滯后模型（SAR）和空間誤差模型（SEM），相應檢驗結(jié)果見表8。 Hausman 檢驗結(jié)果在1%的顯著性水平下拒絕了面板模型是隨機效應模型的原假設，故應當選取固定效應模型，相應的LR 檢驗也在1%的顯著性水平下拒絕了時空雙固定效應下沉為時間固定效應或個體固定效應的假設，故宜考慮雙固定效應模型。 進一步在非空間模型基礎上展開LM、R-LM 檢驗，LMlag 檢驗統(tǒng)計量的p值小于0.01，拒絕了無空間滯后項的原假設，但是R-LMlag 檢驗統(tǒng)計量的p 值大于0.10，未能拒絕無空間滯后項的原假設，而LMerr 和R-LMerr 檢驗統(tǒng)計量的p 值均小于0.01，從而顯著拒絕了無空間誤差項的原假設，LM 與R-LM 檢驗結(jié)果指向SEM 模型。在進一步的Wald 與LR 模型退化檢驗中，相應的統(tǒng)計量p 值皆小于0.01，顯著拒絕了退化為SAR、SEM 模型的原假設，故SDM 模型不能退化為SAR與SEM 模型，從而指向SDM 模型。 LM 與R-LM 檢驗指向SEM 模型，Wald 與LR 退化檢驗則指向SDM 模型。Elhorst 認為，如果對模型的檢驗指向相反且對SDM 模型的檢驗不被拒絕， 則可以選擇SDM 模型[22]。最終，本研究將SDM 時空雙固定效應模型作為實證結(jié)果分析的基準。

表8 空間計量模型適用性檢驗

為便于比較回歸結(jié)果的可靠性，表9 分別列出了個體固定效應、時間固定效應與個體時間雙固定效應回歸結(jié)果，3 類效應下的R2、Log-L 結(jié)果也指向雙固定效應下的SDM 模型較其他兩個模型更具合理性。 從因變量空間滯后項的影響系數(shù)來看，3類回歸模型結(jié)果分別為0.142、0.118 和0.270，顯著性水平均在5%以下，表明本地美好生活經(jīng)濟效率提升會促進鄰近地區(qū)經(jīng)濟效率提升，不同地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展并非各自唱“獨角戲”，而是在地區(qū)之間存在一定的正向互動溢出的“大合唱”效應。

盡管表9 給出了自變量及其空間滯后項的回歸系數(shù)，但這種系數(shù)并不能被過多用來解讀相應變量的影響機制，這是因為當考慮空間因素后，回歸系數(shù)由于包含了大量區(qū)域間反饋效應信息而變得復雜。 LeSage & Pace 提出可通過偏微分形式將總效應分解為直接效應、間接效應來進行解讀[20]。 其中，直接效應（區(qū)內(nèi)效應）反映了某地區(qū)自變量對自身美好生活經(jīng)濟效率的平均影響程度，是化解發(fā)展不充分性問題的重要機制；而間接效應（區(qū)間效應）反映了自變量對鄰近地區(qū)因變量的平均影響程度，通常也稱為自變量的空間溢出效應，是化解區(qū)域不平衡性問題的重要機制。 相應的效應分解結(jié)果見表10。

表9 空間計量模型基本回歸結(jié)果

表10 自變量總效應及其分解

從產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)作用機制來看，不同于以往傳統(tǒng)經(jīng)濟效率研究文獻的結(jié)果，本研究中產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)直接效應影響數(shù)為-1.067，且顯著性水平為0.01，間接效應不顯著，這一結(jié)果意味著產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平的提高不僅會顯著降低本地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率，同時也難以促進鄰近地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率提升。 究其原因可能在于中國當前某些領域的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)水平升級雖然會促進傳統(tǒng)經(jīng)濟效率提升，但可能忽略了人民的美好生活需要。 此外，特定區(qū)域產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級會通過產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移將一些低技術(shù)高污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移至鄰近地區(qū)，難以促進鄰近地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展。

從城鎮(zhèn)化作用機制來看，同以往傳統(tǒng)經(jīng)濟效率的文獻結(jié)果相一致，本研究中城鎮(zhèn)化直接效應影響數(shù)為0.575，且顯著性水平為0.05；間接效應為1.942，顯著性水平為0.01。 這意味著城鎮(zhèn)化水平越高，本地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率越高，同時對鄰近地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率的空間溢出效應也越強。這一結(jié)果表明，當前中國城鎮(zhèn)化水平對美好生活經(jīng)濟效率具有良好的區(qū)域協(xié)調(diào)效應，是解決新時代中國社會主要矛盾、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重要因素，未來需要在更寬廣的空間內(nèi)繼續(xù)推進高效、合理、包容、可持續(xù)的新型城鎮(zhèn)化。

從人力資本作用機制來看，人力資本直接效應影響數(shù)為0.252，但未通過顯著性檢驗；間接效應為-0.670，顯著性水平為0.10。 這意味著人力資本不能顯著提升本地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率，且會在一定程度上抑制鄰近地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率提升。可能原因在于居民受教育水平越高，對美好生活的要求越高，從而導致美好生活需要對經(jīng)濟效率的負向約束越強，使得本地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率難以得到顯著提升；而且本地人力資本提升還可能會對鄰近地區(qū)人才形成虹吸效應，不利于鄰近地區(qū)經(jīng)濟效率提升。 因此，加強人力資本的配套服務與合理流動是發(fā)揮其區(qū)內(nèi)效應與區(qū)間效應的關鍵。

從外商直接投資作用機制來看，其直接效應影響數(shù)為-0.192，但未能通過顯著性檢驗，間接效應為-5.967，顯著性水平為0.01。 外商直接投資具有兩面性，既會通過帶來大量資金、先進技術(shù)和管理經(jīng)驗促進傳統(tǒng)經(jīng)濟效率提升，也會加劇公共風險，如拉大居民收入差距、增加環(huán)境污染等，導致美好生活需要被忽略，從而難以提升本地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率。 此外，一個地區(qū)外商直接投資增加會引致鄰近地區(qū)采取以市場換技術(shù)等策略引進低質(zhì)量外資項目，難以顧及鄰近地區(qū)民眾的美好生活需要，從而抑制了鄰近地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率水平提升。

從財政分權(quán)作用機制來看，財政分權(quán)直接效應影響數(shù)為-0.630， 但不具有顯著性； 間接效應為10.450，顯著性水平為0.01，這意味著財政分權(quán)雖然不能顯著提升本地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率，但是會惠及周邊地區(qū)，該結(jié)果與傳統(tǒng)經(jīng)濟效率文獻研究結(jié)果有一定出入。 盡管財政分權(quán)使得地方政府更具有信息優(yōu)勢，能夠充分發(fā)揮經(jīng)濟發(fā)展能動性，但也會帶來地方政府的“重生產(chǎn)而輕民生”傾向[23]，從而影響本地美好生活經(jīng)濟效率提升。 此外，財政分權(quán)會引發(fā)一定的經(jīng)濟發(fā)展“示范效應”和“標桿效應”，促進鄰近地區(qū)優(yōu)化財政結(jié)構(gòu)，增加公共服務支出，提升公共服務供給質(zhì)量，從而有利于鄰近地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率提升。

從市場化作用機制來看，相應結(jié)果同以往傳統(tǒng)經(jīng)濟效率文獻所得結(jié)論相一致，市場化直接效應影響數(shù)為0.011，顯著性水平為0.01；間接效應為0.055，顯著性水平為0.01。 這意味著市場化進程的逐漸深入不僅會顯著提升本地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率，同時還會促進區(qū)域間要素自由流動與高效配置，使經(jīng)濟發(fā)展成果更多更公平地惠及廣大人民群眾，最終促進鄰近地區(qū)美好生活經(jīng)濟效率提升，這種空間溢出效應也在一定程度上有效凸顯了市場機制對美好生活經(jīng)濟效率的區(qū)域平衡協(xié)調(diào)效應。 因此，靈活高效的市場化經(jīng)營機制是化解我國社會主要矛盾的重要動力機制。

（四）穩(wěn)健性分析

空間權(quán)重矩陣對空間計量回歸具有敏感性，本文進一步考慮采用地理反距離與地理門檻距離兩類空間權(quán)重矩陣來進行穩(wěn)健性分析。 地理反距離空間權(quán)重矩陣下兩地間空間權(quán)重是以兩地間距離倒數(shù)為準；地理門檻距離空間權(quán)重矩陣下兩地間空間權(quán)重是以門檻距離為界，門檻距離范圍內(nèi)的兩地間空間權(quán)重采用兩地間距離倒數(shù)，超過門檻距離則空間權(quán)重為0。 需要說明的是，本文并未采用經(jīng)濟距離權(quán)重矩陣，這是因為空間權(quán)重矩陣設定需要滿足外生性，而考慮經(jīng)濟屬性的矩陣更容易帶來內(nèi)生性問題，從而弱化空間計量回歸模型的科學性。 相應回歸結(jié)果見表11。

表11 更換空間矩陣的回歸結(jié)果

表11 中，更換空間權(quán)重矩陣后的空間計量回歸結(jié)果顯示，除了人力資本空間滯后項外，其他變量的影響系數(shù)與顯著性均未出現(xiàn)明顯變化，這可能是因為人力資本空間溢出對地理距離并不敏感?？傮w上，采用空間杜賓模型較好地擬合了各因素對美好生活經(jīng)濟效率差異的影響。 此外，在上述兩類不同權(quán)重矩陣下，相應的Wald 檢驗和LR 檢驗依然能在5%的顯著性水平下拒絕退化為SAR 模型、SEM 模型的原假設（見表12），可見SDM 模型相比于SAR 模型、SEM 模型更具有穩(wěn)健性。

表12 更換空間矩陣的適用性檢驗結(jié)果

五、結(jié)論及對策

有別于傳統(tǒng)經(jīng)濟效率研究，本研究將經(jīng)濟效率置于美好生活需要這一時代語境下進行分析，所得結(jié)論如下：第一，從發(fā)展充分性來看，2010-2019 年中國省域美好生活經(jīng)濟效率未達到DEA 相對完全有效，但具有長期向好的趨勢面。 中國省域美好生活經(jīng)濟效率整體呈現(xiàn)“東高西低”的狀態(tài)，仍有2/3省份未達到DEA 有效。 第二，從區(qū)域平衡性來看，中國省域美好生活經(jīng)濟效率在東西方向上呈梯度遞減的不平衡發(fā)展格局， 同時整體朝著更高水平發(fā)展演變。省際美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展差異仍然存在但呈縮小之勢，差異的來源以板塊內(nèi)部省份間的組內(nèi)差異為主。 第三，從空間依賴性來看，中國省域美好生活經(jīng)濟效率具有顯著的全局空間依賴性，局部層面以LL 型、HH 型同性質(zhì)集聚為主， 但橫向差異分明，未能實現(xiàn)均衡發(fā)展。 第四，從影響因素來看，地區(qū)間美好生活經(jīng)濟效率存在一定正向互動溢出的“大合唱”效應。 城鎮(zhèn)化與市場化均具有顯著的正向直接效應與間接效應；人力資本與對外開放均不具有顯著的直接效應，但負向間接效應顯著；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)具有顯著的負向直接效應， 但間接效應不顯著；財政分權(quán)直接效應不顯著，但正向間接效應顯著。結(jié)合上述結(jié)論，本研究提出如下對策建議。

首先， 當前中國美好生活經(jīng)濟效率仍未達到DEA 相對完全有效，對此，應當充分樹立美好生活需要導向的經(jīng)濟發(fā)展思維，將美好生活需要約束納入地方政府考核體系中，調(diào)動地方政府提高美好生活經(jīng)濟效率的積極性。 同時需加大對中西部地區(qū)的扶持力度，謹防中部地區(qū)的進一步塌陷。

其次，中國省域美好生活經(jīng)濟效率具有一定的區(qū)域不平衡性與空間依賴性，地方政府需要根據(jù)經(jīng)濟發(fā)展與美好生活需要的總體情況以及中央政府的統(tǒng)籌安排，因地制宜、協(xié)同推動美好生活經(jīng)濟效率提升。 進一步發(fā)揮北京、上海等高效率地區(qū)在美好生活追求與經(jīng)濟發(fā)展方面的輻射作用與示范效應；加強廣東、重慶、四川等地對周邊地區(qū)的協(xié)同溢出發(fā)展作用，弱化相應的極化效應；江西、安徽、河北等地既要積極對接長三角、京津冀等重要戰(zhàn)略地區(qū)，同時也要充分提升美好生活經(jīng)濟效率，打破“虹吸”效應怪圈。 對于LL 型省份而言，要充分利用國家政策，堅定不移地推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展，走出特色化發(fā)展道路。 此外，應重視東中西部區(qū)域內(nèi)部省份間美好生活經(jīng)濟效率差異，打破屏蔽效應，促進正向空間溢出效應，在更優(yōu)化的布局和更廣闊的空間中譜寫美好生活經(jīng)濟效率發(fā)展“同心曲”。

最后，在中國社會主要矛盾的轉(zhuǎn)化中堅持構(gòu)建高水平社會主義市場經(jīng)濟體制，在更寬廣的空間繼續(xù)推進高效、合理、包容、可持續(xù)的新型城鎮(zhèn)化。 將“滿足人民日益增長的美好生活需要”貫穿到產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級與產(chǎn)業(yè)梯度轉(zhuǎn)移過程中，有效加強人力資本的配套服務與地區(qū)間合理流動。 重視FDI 引進的高質(zhì)量發(fā)展與美好生活導向，促進FDI 在地區(qū)間健康有序流動，謹防地區(qū)間FDI 引入的競次發(fā)展。加快構(gòu)建現(xiàn)代財政制度，建立權(quán)責清晰、財力協(xié)調(diào)、區(qū)域均衡的中央和地方財政關系，實現(xiàn)財權(quán)和事權(quán)匹配，積極引導地方政府間展開良性競爭合作。