我國社會保障水平區(qū)域差異及協(xié)調(diào)發(fā)展的路徑選擇
——基于主成分分析的實證研究

李 瓊,陳 婷

(吉首大學(xué) 商學(xué)院，湖南 吉首 416000)

我國社會保障水平區(qū)域差異及協(xié)調(diào)發(fā)展的路徑選擇
——基于主成分分析的實證研究

李 瓊,陳 婷

(吉首大學(xué) 商學(xué)院，湖南 吉首 416000)

社會保障水平體現(xiàn)了城鄉(xiāng)居民分享社會經(jīng)濟發(fā)展成果的高低程度。基于全面性、可行性與數(shù)據(jù)的可獲得性等原則，構(gòu)建26個具體指標(biāo)，運用主成分分析法進行對31個省的社會保障水平進行實證研究。分析結(jié)果顯示，我國社會保障水平呈梯度發(fā)展態(tài)勢，存在明顯的區(qū)域差異性。東部地區(qū)的社會保障水平總體上高于中西地區(qū)，西部地區(qū)的社會保障水平又低于中部地區(qū)。因此，應(yīng)該從宏觀設(shè)計、中觀策劃和微觀操作三個層面確保社會保障水平的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展。具體而言，要堅持統(tǒng)籌區(qū)域社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)的發(fā)展理念，優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，均衡區(qū)域財政負擔(dān)。同時，調(diào)動企業(yè)、居民的參保積極性，擴大社會保障的整體惠及面。

社會保障水平；區(qū)域差異；主成分分析

一、問題的提出及文獻梳理

社會保障制度是衡量社會整體福利水平的重要標(biāo)志。黨的十八大提出全面建成覆蓋城鄉(xiāng)居民的社會保障體系，以保證社會和諧穩(wěn)定。黨的十八屆五中全會進一步提出建立更加公平可持續(xù)的社會保障制度的改革目標(biāo)，標(biāo)志著我國社會保障制度改革進入一個新的重要時期。由于我國地緣遼闊，不同地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展、人口結(jié)構(gòu)、教育程度等方面存在很大的差異，導(dǎo)致了社會保障支出的地區(qū)差異仍然十分顯著，對居民幸福感產(chǎn)生了重要的影響[1]。因此，如何在我國東中西部存在“發(fā)展失衡”的背景下，盡可能協(xié)調(diào)區(qū)域的社會保障水平以保障每個公民的生存權(quán)、發(fā)展權(quán)以及提高幸福感，將是我國政府以及理論界長期值得關(guān)注的重大問題。

梳理已有文獻，國外學(xué)者較早涉及社會保障水平研究的是美國經(jīng)濟學(xué)家薩繆爾森[2]。之后，不少學(xué)者從理論或?qū)嵶C角度剖析了影響社會保障水平的相關(guān)因素。這些因素包括居民收入水平[3]、政策因素[4]、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值和撫養(yǎng)比[5]、財政支出規(guī)模，社會保障支出結(jié)構(gòu)[6]、人口老齡化[7]、居民消費水平[8]。20世紀(jì)90年代以來，在借鑒國外理論和實踐經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，國內(nèi)學(xué)者對構(gòu)成社會保障體系核心因素的社會保障水平給予了高度關(guān)注，并且圍繞著社會保障水平的內(nèi)涵[9，10]、影響因素[11，12]、評價指標(biāo)[13,14]、與經(jīng)濟增長的關(guān)系[15- 17]、地區(qū)差異[18-21]等視角展開持續(xù)相關(guān)的研究。本文在理論界相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，將全體居民納入考察的范圍，基于全面性、可行性、數(shù)據(jù)的可獲得性等原則設(shè)計指標(biāo)體系。采用主成分分析法，對31省市的社會保障水平計算綜合得分并進行排序，并按照可持續(xù)、全面協(xié)調(diào)的理念提出應(yīng)對策略，以期縮小地區(qū)間的發(fā)展差距，提高居民的幸福感。

二、主成分分析我國社會保障水平區(qū)域差異的原理及優(yōu)點

(一)主成分分析的原理

1933年，霍特林首次提出了主成分分析法 (Principal Component Analysis PCA)，它通過研究指標(biāo)體系的內(nèi)在結(jié)構(gòu)關(guān)系，利用降維的思想線性變換，將原來相互聯(lián)系的多個指標(biāo)轉(zhuǎn)化為少數(shù)幾個綜合指標(biāo)。主成分分析的優(yōu)點在于簡化了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)，確定的權(quán)數(shù)是基于數(shù)據(jù)分析而得出指標(biāo)之間的內(nèi)在結(jié)構(gòu)關(guān)系，不受主觀因素的影響，有較好的客觀性。

假定有N個樣本，每個樣本有P個變量，構(gòu)成一個N*P階的數(shù)據(jù)矩陣。

X=X1，X2，X3…,XP為原指標(biāo)變量，通過降維處理后的綜合指標(biāo)設(shè)為Z1，Z2，Z3，…,Zm(m

上式是主成分分析的數(shù)學(xué)模型，其中Li12+Li12+…+ Lim2=1(i=1,2,3,…，m)新變量指標(biāo)Z1，Z2，Z3，… ，Zm分別稱為原變量指標(biāo)X1，X2，X3，…,XP的第一，第二，…，第M主成分。其中，Z1在總方差中所占比例最大，它綜合反映原有變量X1，X2，X3，…，XP的能力最強，其余主成分Z2，Z3，Z4，…，Zm在總方差中所占比例依次遞減。Z1是X1，X2，X3，…，XP的一切線性組合中方差最大者，Z2是與Z1不相關(guān)的X1，X2，X3，…，XP的所有線性組合中方差最大者，Zm是與Z1不相關(guān)的Z1，X2，Z3，…,Zm-1的X1，X2，X3，…,XP的所有線性組合中方差最大者。

(二)主成因分析法運用于社會保障能力評價的優(yōu)點及步驟

社會保障水平是由多因素綜合影響的結(jié)果，每個因素不同程度地影響社會保障水平的高低，同時諸多因素之間相互作用、彼此相關(guān)。多元回歸方法作為研究多個自變量對因變量影響的統(tǒng)計方法，從理論上可用于社會保障水平影響因素的分析。但是，多元回歸分析方法只有在多個自變量之間相互獨立的情況下，所得結(jié)果才具備合理性。如果變量間存在共線性現(xiàn)象，則會出現(xiàn)不合理的分析結(jié)果。因而，傳統(tǒng)相關(guān)分析方法不能解決多個指標(biāo)之間信息相互交叉的現(xiàn)象，不利于解決信息兀余和精確測度[22]。運用主成分分析法對社會保障水平進行分析，有利于解決影響社會保障保障水平的變量間的共線性問題，通過降維處理，將具有錯綜復(fù)雜關(guān)系的多個變量簡化為有代表意義的少數(shù)幾個新變量。

采用這一方法進行綜合評價社會保障水平的步驟如下：(1)第一步：建立原始的數(shù)據(jù)運用儲存矩陣X，形成X*P 的社會保障水平評價指標(biāo)矩陣；(2)第二步：將標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)輸入SPSS22.0進行主成分分析；(3)第三步：適應(yīng)性檢驗。巴特利特球度檢驗和KMO檢驗方差方法分析，判定是否適應(yīng)進行因子分析；(4)確定公因子個數(shù)。根據(jù)特征值和累計方差貢獻率確定因子數(shù)。觀察各個特征值，一般選取特征值大于1的；選取累計方差貢獻率大于0.8時特征個數(shù)為因子個數(shù)；(5)確定主成分表達式。根據(jù)SPSS22輸出的因子得分系數(shù)矩陣，寫出主成分的成達式為：Fn=a1X1+a2X2+a3X3+…anXn。其中，F(xiàn)n為各主成分得分，n為原始數(shù)據(jù)指標(biāo)個數(shù)，a1，a2，…,an,為主成分m的因子得分系數(shù)。(6)計算綜合得分并排序。采用因子加權(quán)總分的方法，以m個因子的方差貢獻為權(quán)數(shù)為F=(b1F1+b2F2+b3F3+…bnFn)/C。其中，F(xiàn)為綜合得分，m為主成分個數(shù)，F(xiàn)1，F(xiàn)2，..Fn為主成分得分，b1，ab2，…,bn,為主成分1,2,…,m的方差貢獻率，C為公因子1,2,…,m的累計貢獻率。

三、社會保障水平差異實證過程及綜合得分情況

(一)社會保障水平指標(biāo)體系的構(gòu)建

科學(xué)的評價指標(biāo)體系能客觀全面地反映各地區(qū)的社會治理水平程度的高低。如劉常株(2005)選用了9個指標(biāo)進行社會保障水平的測度，得出社會保障水平綜合排名前三名的分別的上海、遼寧、天津。排名在最后三名的分別的西藏、貴州、廣西；劉群超(2010)選取了20 個指標(biāo)，得出我國31個省市的社會保障水平的綜合情況：排在前三名的分別是北京、上海、廣東。排在最后三名是分別是貴州、甘肅、云南。本文在前人研究的基礎(chǔ)上，以面向全體居民的視角，堅持全面性、可操作性、可比性、科學(xué)性等原則，根據(jù)十七大報告中提出的“三個基礎(chǔ)，三個重點和兩個補充”的意見，篩選出最有代表性，有影響力的26個因素。并且，按照層級遞進的關(guān)系，將社會保障水平指標(biāo)體系分為目標(biāo)層、準(zhǔn)則層及指標(biāo)層等三大層級(見表1)。

表1 社會保障水平評價指標(biāo)構(gòu)成

(二)數(shù)據(jù)來源及說明

本文以我國31個省市作為評價區(qū)域，指標(biāo)相關(guān)數(shù)據(jù)來源于：《中國勞動統(tǒng)計年鑒》(2015)、《人力資源和社會保障事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報》(2014)、《中國統(tǒng)計年鑒》(2015)、各省市《統(tǒng)計年鑒》(2015)、《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》(2015)、各省市《國民經(jīng)濟國民經(jīng)濟和社會發(fā)展統(tǒng)計公報》(2014)、CNKI數(shù)據(jù)庫。具體數(shù)據(jù)統(tǒng)計工具為SPSS22.0，分析方法為主成分分析法。

根據(jù)上述主成分分析的步驟，形成一個31*26 的社會保障水平評價指標(biāo)矩陣。矩陣26代表26個因子變量，矩陣31代表31個省市區(qū)。以便樣本數(shù)據(jù)在統(tǒng)一條件下進行有效分析，本文采用了標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)變換對數(shù)據(jù)進行了無量綱化處理。按照“歸納主要公因子——計算各公因子得分——計算各地區(qū)社會保障綜合水平得分——進行社會保障水平排序”的步驟比較各地區(qū)的社會保障水平，并提出社會保障區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的可行性路徑。

(三)主成分分析的過程與結(jié)果

1.適宜性檢驗

首先考察收集到的原有變量之間是否存在一定的線性關(guān)系，是否適合采用因子分析提取因子。這里，借助變量的相關(guān)系數(shù)矩陣、反映像相關(guān)矩陣、巴特利特球度檢驗和KMO檢驗方法進行分析。一般情況下，KMO值越大，主成分分析越適合。KMO>0.9非常適合，0.8

表2 KMO和Bartlett的檢驗

2.主成分特征根值及方差貢獻率的求解、提取公因子

根據(jù)特征值大于1，累計方差貢獻率大于80%的原則提取公因子，本次分析中5個因子共解釋了原有變量總方差的84.86%，這說明原有變量的信息丟失較少，因子分析效果理想。因子旋轉(zhuǎn)后，重新分配了各因子解釋原有變量的方法，但總的累計方差貢獻率沒有改變，沒有影響原有變量的共同度，反而使得因子更易于解釋(見表3)。

表3 因子解釋原有變量總方差的情況

注：提取方法為主成分分析

3.因子的命名解釋

為了因子含義更為清晰，采用方差極大法對因子載荷矩陣實行正交旋轉(zhuǎn)。按第1個因子載荷降序的順序輸出旋轉(zhuǎn)后的因子載荷，旋轉(zhuǎn)在3次迭代后收斂，分析結(jié)果如表4所示。

表4 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

提取方法為主成分分析法，由表4可知，城鎮(zhèn)醫(yī)療保險覆蓋率(X3)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療覆蓋率(X7)、城鄉(xiāng)居保覆蓋率(X8)、工傷保險覆蓋率(X9)、城鎮(zhèn)養(yǎng)老保險覆蓋率(X4)、失業(yè)保險覆蓋率(X5)等在第1個因子上有較高的載荷，第1個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為社會保障覆蓋率因子。養(yǎng)老保險基金累計結(jié)余(X11)、醫(yī)療保險基金累計結(jié)余(X10)、失業(yè)保險基金累計結(jié)余(X13)、城鄉(xiāng)居?；鸾Y(jié)余基金(X15)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療基金結(jié)余(X16)、生育保險基金累計結(jié)余(X12)、工傷保險基金累計結(jié)余(X14)在第2個因子上有較高的載荷，第2個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為社會保障基金結(jié)余因子。第三主因子在社會保障支出占GDP比重(X1)、社會保障支出占財政支出比重(X2)等指標(biāo)中具有較大載荷值，可解釋為社會保障支出因子。人均農(nóng)村最低生活保障支出(X21)、人均醫(yī)療救助支出(X20)、人均城市最低生活保障支出(X17)在第4個因子上有較高的載荷，第4個因子主要解釋了這幾個變量，可解釋為社會救助因子。第5個因子在指標(biāo)在城鎮(zhèn)社區(qū)服務(wù)設(shè)施(x24)、每千老年人口養(yǎng)老床位數(shù)(X26)、老年人口撫養(yǎng)比(X23)、社會福利企業(yè)個數(shù)(X25)上有較大的載荷，第四因子可命名為“社會福利因子”。

4.確定因子得分系數(shù)，求因子得分函數(shù)

采用回歸估計法因子得分系數(shù)，輸出因子得分系數(shù)，得到因子得分系數(shù)矩陣(表5)

表5 因子得分系數(shù)矩陣

根據(jù)表5可寫出以下因子得分函數(shù)：

F1=-0.323X1-0.201X2+0.082X3+0.816X4+0.087X5+0.417X6+0.065X7+0.087X8+…+0.106X26

F2=-0.323X1-0.218X2-0.02X3+.322X4-0.008X5-0.089X6-.077X7-.098X8+…+0.202X26

F3=0.666X1+0.432X2-.0141X3-0.501X4-0.126X5-0.089X6-0.0124X7-0.112X8+…+0.002X26

F4=-0.313X1-0.025X2+0.322X3+0.211X4-0.233X5-0.032X6-0.029X7+0.011X8+…+0.602X26

F5=-0.006X1+0.004X2+0.014X3-0.121X4-0.005X5+0.002X6+0.212X7+0.103X8+…-0.332X26

5.各省市自治區(qū)的社會保障水平綜合得分排名

以5個因子的方差貢獻率作為權(quán)數(shù)，則有：F=0.342/0.846F1+0.205/0.849F2+0.171/0.846F3+0.088/0.849F4+0.043/0.849F5=(0342F1+0.205F2+0.121F3+0.088F4+0.043 F5)/0.849

表6 各省市社會保障水平綜合得分及排序

在計算模型中，F(xiàn)1、F2、F3、F4、F5、分別代表各個公共因子的值，F(xiàn)代表綜合得分，輸出結(jié)果設(shè)置為降序排列，輸出31個地區(qū)的社會保障水平綜合得分排名。綜合因子得的均值為0，標(biāo)準(zhǔn)得分1，正值表示高于平均水平，負值表示低于平均水平(如表6所示)。

根據(jù)計算的綜合得分情況可以發(fā)現(xiàn)，各省市地區(qū)社會保障水平存在較大的差異。其中，社會保障水平較高的有上海、北京、廣東等3省市，綜合得分均大于1。浙江、天津、江蘇、福建、遼寧、江西、山東等7省市的綜合得分為0至1的區(qū)域。除了前兩類，其他21個省的綜合得分小于0。貴州、甘肅、廣西等3省的綜合得分排在最末三位。很顯然，我國社會保障水平呈現(xiàn)東中西梯度發(fā)展趨勢，這與經(jīng)濟的發(fā)展保持了一致性。從2014年的人均GDP來看，31省地區(qū)的人均GDP排在前五位的分別是天津、北京、上海、江蘇以及浙江等。同期，社會保障水平排在前五位的分別是上海、北京、廣東、江蘇以及浙江。人均GDP排在后五位的分別是甘肅、貴州、云南、西藏以及安徽等。同期，社會保障水平排在后五位的分別是貴州、甘肅、廣西、云南以及西藏等(表7)。

表7 31省市人均GDP排名及社會保障水平綜合排名對比情況

注：人均GDP的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》(2015)

四、社會保障協(xié)調(diào)發(fā)展的路徑選擇

采用因子法對31省的社會保障水平綜合得分計算，發(fā)現(xiàn)我國社會保障水平差異明顯，經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)的社會保障水平明顯高于經(jīng)濟不發(fā)達地區(qū)，東部地區(qū)的社會保障水平明顯高于中西部地區(qū)。為此，應(yīng)依托“經(jīng)濟建設(shè)”為中心，從宏觀、中觀以及微觀等多條路徑謀求區(qū)域社會保障水平協(xié)調(diào)發(fā)展。

(一)宏觀設(shè)計：堅持統(tǒng)籌區(qū)域社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)的發(fā)展理念

區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡是導(dǎo)致社會保障水平區(qū)域性差異的重要原因，協(xié)調(diào)社會保障水平區(qū)域發(fā)展本質(zhì)上是區(qū)域經(jīng)濟協(xié)調(diào)發(fā)展。經(jīng)濟發(fā)展是社會保障健康可持續(xù)運行的基礎(chǔ)保障，提高各省社會保障水平的主路徑無疑是堅持以經(jīng)濟建設(shè)為中心。新形勢下堅持統(tǒng)籌區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展理念，國家應(yīng)主導(dǎo)制定區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃，促進發(fā)展平衡，同時引入市場化的力量，為籌區(qū)域社會經(jīng)濟協(xié)調(diào)提供動力支撐[24]。最大限度地發(fā)揮各地區(qū)的比較優(yōu)勢，實施區(qū)域支持性優(yōu)惠政策，塑造要素有序自由流動、主體功能約束有效、基本公共服務(wù)均等、資源環(huán)境可承載的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展新格局。

(二)中觀策劃：優(yōu)化財政支出結(jié)構(gòu)，均衡區(qū)域財政負擔(dān)

社會保障制度的公共品屬性決定了其提供者和主導(dǎo)者只能為政府。政府不僅承擔(dān)了建制立章的責(zé)任，還負有一定的資金責(zé)任。我國的社會保障體系包含社會救助、社會保險以及社會福利等三個層次。在資金有限的情況下，公共財政應(yīng)將一般性、競爭性領(lǐng)域讓位于市場，優(yōu)化支出結(jié)構(gòu)，切實提高用于社會保障等民生領(lǐng)域的投入，提高社會保障支出占GDP和財政支出的比重。

(三)微觀操作：調(diào)動企業(yè)、居民的參保積極性，擴大惠及面

社會保障是社會經(jīng)濟發(fā)展的“穩(wěn)定器”，具有效分散居民年老、疾病、失業(yè)等風(fēng)險的功能。根據(jù)大數(shù)法則，社會保障的覆蓋面越廣，抵御風(fēng)險的能力越強[23]。以2014年社會保險覆蓋率為例：城鎮(zhèn)醫(yī)療保險覆蓋率(X3)、城鎮(zhèn)企業(yè)養(yǎng)老保險覆蓋率 (X4)、失業(yè)保險覆蓋率 (X5)、生育保險覆蓋率(X6)、工傷保險覆蓋率(X7)、新型農(nóng)村合作醫(yī)療覆蓋率(X8)、城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險覆蓋率(X9)等來看，北京市分別為77%、75%、57%、50%、49%、99.5%、79%(由于數(shù)據(jù)的可得性，城鄉(xiāng)居保覆蓋率采用已參保的農(nóng)村人數(shù)與農(nóng)村勞動年齡人口之比。)，貴州分別為25%、26%、14%、18%、19%、99%、75%。除了新農(nóng)合覆蓋率和城鄉(xiāng)居保覆蓋率以外，北京市其他幾項社會保障覆蓋率遠高于貴州省。為了推進社會保障事業(yè)、促進社會保障水平的區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展，應(yīng)將立法的強制手段與彈性的激勵政策相結(jié)起來。以立法的強制性保證各類企業(yè)、單位、個人參加社會保險，建立用人單位依法參保的制約機制，減少和杜絕參保人員流失。同時，設(shè)計彈性的激勵機制，充分調(diào)動企業(yè)、個人的參保積極性，特別是調(diào)動中西部地區(qū)的農(nóng)民群體積極參加城鄉(xiāng)居民基本養(yǎng)老保險、新型農(nóng)村合作醫(yī)療制度，切實擴大社會保險覆蓋面[25]。

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[責(zé)任編輯 陳浩天]

10.16366/j.cnki.1000-2359.2017.03.010

李瓊(1972—)，女，湖南桑植人，吉首大學(xué)商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，主要從事社會保障與財政相關(guān)研究。

國家社會科學(xué)基金項目(14BJY203)；國家社科基金項目(14BGL092)；湖南省科技計劃項目經(jīng)費資助(2016RS2021)；湖南省社科基金項目(15YBX026)；湖南省普通高等學(xué)校哲學(xué)社會科學(xué)重點研究基地學(xué)術(shù)成果

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