我國(guó)民生保障水平測(cè)算及影響因素研究

摘"要：堅(jiān)持和完善統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的民生保障制度是黨的十九屆四中全會(huì)提出的十三項(xiàng)制度體系中的重要一項(xiàng)。民生保障發(fā)展水平及影響因素的剖析，是深入理解我國(guó)民生保障促進(jìn)社會(huì)公平和共享發(fā)展成果功能的關(guān)鍵。構(gòu)建民生保障水平測(cè)算指標(biāo)體系，基于2013—2022年31個(gè)省份面板數(shù)據(jù)，以熵值-TOPSIS模型為基礎(chǔ)，采用Kernel密度估計(jì)和空間計(jì)量互為補(bǔ)充的研究方法，從動(dòng)態(tài)視角全面考察我國(guó)民生保障水平的發(fā)展態(tài)勢(shì)，識(shí)別并揭示我國(guó)民生保障發(fā)展水平的時(shí)空演變特征、空間相關(guān)性及其主要影響因素。研究表明：①我國(guó)民生保障水平在研究期內(nèi)整體呈現(xiàn)穩(wěn)定上升的態(tài)勢(shì)，但存在明顯的地區(qū)差異；②2013—2022年我國(guó)民生保障水平存在顯著的空間相關(guān)性，絕大部分省位于第一和第三象限，東部地區(qū)明顯高于中西部；③從回歸結(jié)果來(lái)看，本省的GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)促進(jìn)本省的民生保障水平發(fā)展，即GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)民生保障水平發(fā)展存在正的直接效應(yīng)；④從空間效應(yīng)分解結(jié)果來(lái)看，空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣和空間鄰接矩陣下，都存在變量對(duì)本省的影響和對(duì)相鄰省的影響不同，甚至有相反的情況出現(xiàn)。就各個(gè)變量來(lái)說(shuō)，每一個(gè)變量對(duì)本省、對(duì)空間經(jīng)濟(jì)地理距離相近的省和鄰接省、對(duì)全國(guó)整體的影響大小程度也有一定區(qū)別。

關(guān)鍵詞：民生保障；熵值-TOPSIS；Kernel密度估計(jì)；空間計(jì)量

中圖分類號(hào)：C916""""文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A""""文章編號(hào)：1005-6378（2024）05-0040-17

DOI：10.3969/j.issn.1005-6378.2024.05.004

引"言

堅(jiān)持和完善統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的民生保障制度是黨的十九屆四中全會(huì)提出的十三項(xiàng)制度體系中的重要一項(xiàng)。新中國(guó)成立以來(lái)，我國(guó)民生保障制度先后經(jīng)歷了以“衣食住行”為主要內(nèi)容，以解決人民群眾溫飽問(wèn)題和兩億人貧困問(wèn)題為主要方向的生存型民生保障向圍繞就業(yè)質(zhì)量提升、教育體系建設(shè)、衛(wèi)生健康水平提

升全面發(fā)展型民生保障轉(zhuǎn)變的過(guò)程［1］。進(jìn)入到共同富裕新階段后，黨中央、國(guó)務(wù)院召開(kāi)了許多重大會(huì)議，將健全民生保障制度、優(yōu)化民生保障水平作為根本任務(wù)，并根據(jù)我國(guó)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展的現(xiàn)況，對(duì)民生保障制度建設(shè)進(jìn)行了明確的指引和要求［2］。

黨的十九屆四中全會(huì)明確指出，要繼續(xù)鞏固和健全統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的民生保障體系，特別是要把重點(diǎn)放在確?；久裆?，在實(shí)現(xiàn)“七有”目標(biāo)上下更多功夫，即“必須健全幼有所育、學(xué)有所教、勞有所得、病有所醫(yī)、老有所養(yǎng)、住有所居、弱有所扶等方面國(guó)家基本公共服務(wù)制度體系，盡力而為，量力而行，注重加強(qiáng)普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性民生建設(shè)，保障群眾基本生活”《中共中央關(guān)于堅(jiān)持和完善中國(guó)特色社會(huì)主義制度、推進(jìn)國(guó)家治理體系和治理能力現(xiàn)代化若干重大問(wèn)題的決定》，中國(guó)政府網(wǎng)，http：//www.gov.cn/zhengce/2019-11/05/content_5449023.htm.。2021年黨的十九屆六中全會(huì)上通過(guò)的《中共中央關(guān)于黨的百年奮斗重大成就和歷史經(jīng)驗(yàn)的決議》中強(qiáng)調(diào)了“堅(jiān)守底線、突出重點(diǎn)、完善制度、引導(dǎo)預(yù)期”的保障和改善民生思路，并再次強(qiáng)調(diào)了“注重加強(qiáng)普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性”民生保障建設(shè)的原則［3］。2021年12月召開(kāi)的中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議專門強(qiáng)調(diào)了“社會(huì)政策要兜住兜牢民生底線”，并具體強(qiáng)調(diào)了“要統(tǒng)籌推進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和民生保障，健全常住地提供基本公共服務(wù)制度。解決好高校畢業(yè)生等青年就業(yè)問(wèn)題，健全靈活就業(yè)勞動(dòng)用工和民生保障政策。推進(jìn)基本養(yǎng)老保險(xiǎn)全國(guó)統(tǒng)籌。推動(dòng)新的生育政策落地見(jiàn)效，積極應(yīng)對(duì)人口老齡化”。2022年十三屆全國(guó)人大五次會(huì)議《政府工作報(bào)告》專門強(qiáng)調(diào)要切實(shí)保障和改善民生，并重點(diǎn)強(qiáng)調(diào)了促進(jìn)教育公平與質(zhì)量提升、提高醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)能力、加強(qiáng)社會(huì)保障和服務(wù)以及繼續(xù)保障好群眾住房需求等方面的任務(wù)。2022年5月，國(guó)務(wù)院印發(fā)了《扎實(shí)穩(wěn)住經(jīng)濟(jì)的一攬子政策措施》，針對(duì)當(dāng)前經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展中面臨的實(shí)際問(wèn)題，專門提出了三項(xiàng)保基本民生政策的措施。

黨的十九屆四中全會(huì)后，黨中央、國(guó)務(wù)院出臺(tái)的上述各項(xiàng)規(guī)定和措施，都是針對(duì)當(dāng)前階段民生保障發(fā)展情況，為進(jìn)一步健全民生保障體系的構(gòu)建提出的一系列應(yīng)對(duì)舉措。我國(guó)的民生保障體系經(jīng)過(guò)國(guó)家多年的高度關(guān)注和積極推動(dòng)，取得了較大進(jìn)展。但是，我國(guó)長(zhǎng)期存在的區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，使得民生保障程度存在著明顯的區(qū)域差別，這背離了共同富裕新階段強(qiáng)調(diào)的普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性民生保障體系的原則，不利于基本公共服務(wù)的共建與均等化，離新發(fā)展階段扎實(shí)推進(jìn)共同富裕的要求存在差距［4］。因此，完善我國(guó)民生保障體系對(duì)提升我國(guó)居民生活質(zhì)量、促進(jìn)公共服務(wù)共建共享能力、促進(jìn)均衡發(fā)展等方面都有著重大的實(shí)踐價(jià)值。

一、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述

圍繞民生保障，學(xué)術(shù)界積極展開(kāi)探索，以此次研究問(wèn)題為落腳點(diǎn)，文獻(xiàn)脈絡(luò)大抵生成“內(nèi)涵—制度發(fā)展—評(píng)估”邏輯鏈條。林閩鋼認(rèn)為“民生”是中國(guó)獨(dú)有的概念和話語(yǔ)體系，需要從中國(guó)民生觀、民生保障制度建設(shè)的歷史過(guò)程和現(xiàn)實(shí)條件，從動(dòng)態(tài)發(fā)展的角度去分析民生保障制度生成發(fā)展的內(nèi)在邏輯［5］。鄭功成認(rèn)為民生保障制度需要與時(shí)俱進(jìn)地不斷發(fā)展與完善才能更好地適應(yīng)時(shí)代要求，應(yīng)在堅(jiān)持和鞏固民生保障制度的共富目標(biāo)與大政方針的條件下，進(jìn)一步優(yōu)化民生保障制度的結(jié)構(gòu)與路徑事實(shí)，不斷提升其科學(xué)性、公平性與執(zhí)行力，最終為全體人民走向共同富裕并實(shí)現(xiàn)自由而全面的發(fā)展提供強(qiáng)有力的制度保障［6］。高和榮、夏會(huì)琴引入底線公平理論，借助ELES模型對(duì)關(guān)系到民眾最基本生活保障的我國(guó)托底型民生保障水平進(jìn)行了測(cè)算［7］；胡紹雨、申曙光從各地區(qū)的生存狀況、生存條件、發(fā)展?fàn)顩r和社會(huì)保障情況選取相應(yīng)的指標(biāo)對(duì)我國(guó)各地區(qū)的民生保障水平做了靜態(tài)比較和動(dòng)態(tài)比較分析［8］。

綜合來(lái)看，現(xiàn)有的研究成果為民生保障指標(biāo)體系的構(gòu)建和民生保障水平的測(cè)算奠定了研究基礎(chǔ)，但關(guān)于民生保障水平的實(shí)證研究較少，且現(xiàn)有的實(shí)證研究有兩點(diǎn)不足：第一，民生保障水平的測(cè)算還沒(méi)有一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的指標(biāo)體系，已有的研究多是基于社會(huì)保障水平測(cè)算構(gòu)建的，缺少基于民生保障內(nèi)涵的準(zhǔn)確測(cè)度結(jié)果，難以觀測(cè)我國(guó)民生保障發(fā)展?fàn)顩r，民生保障指標(biāo)體系的構(gòu)建還需要仔細(xì)忖量；第二，目前針對(duì)我國(guó)民生保障水平時(shí)空變遷特征的研究明顯不足，對(duì)趨勢(shì)預(yù)測(cè)分析也比較缺乏。基于此，本文以我國(guó)民生保障水平為研究對(duì)象，采用熵值-TOPSIS模型核算2013—2022年31個(gè)省民生保障水平，運(yùn)用Kernel密度估計(jì)分析其時(shí)空演變特征，再結(jié)合空間自相關(guān)分析方法和空間面板計(jì)量模型，探討我國(guó)民生保障水平的空間相關(guān)性及其主要影響因素，為構(gòu)建適應(yīng)新時(shí)代下的更加平等、符合共同富裕要求的民生保障體系提供實(shí)證依據(jù)。

二、研究方法

（一）熵值-TOPSIS

熵值-TOPSIS模型是一種結(jié)合了熵權(quán)法的客觀性和TOPSIS方法的直觀性的綜合評(píng)價(jià)方法，廣泛應(yīng)用于多指標(biāo)決策分析中。在民生保障水平測(cè)算應(yīng)用中，該模型可通過(guò)定量分析的方式，綜合考慮各項(xiàng)指標(biāo)的重要性和相對(duì)優(yōu)劣，為民生保障水平的測(cè)度提供一種科學(xué)、合理的方法。具體步驟如下：

（1）原始數(shù)據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化

正向指標(biāo)：yij=xij-min（xj）max（xj）-min（xj）

負(fù)向指標(biāo)：yij=max（xj）-xijmax（xj）-min（xj）

（2）計(jì)算熵值

e（yj）=-∑mi=1（yijlnyij）ej=e（yj）lnmdj=1-ej

（3）計(jì)算權(quán)重w

wj=dj∑ni=1di

（4）構(gòu)建加權(quán)決策矩陣

v=（vij）mn

w1y11w2y12…wny1n

w1y21w2y22…wny2n

w1ym1w2ym2…wnymn

（5）計(jì)算正理想解和負(fù)理想解

v+={max（vij）|i=1，2，…，m}

v-={min（vij）|i=1，2，…，m}

（6）計(jì)算正負(fù)理想解的歐式距離

d+i=∑nj=1（vij-v+j）2

d-i=∑nj=1（vij-v-j）2

，i=1，2，…，m

（7）計(jì)算貼近度F

Fi=d-id+i+d-i，i=1，2，…，m

貼近度取值在0～1之間，該值愈接近1表示相應(yīng)的評(píng)價(jià)目標(biāo)越接近最優(yōu)水平；反之，該值愈接近0，表示評(píng)價(jià)目標(biāo)越接近最劣水平。

（二）Kernel密度估計(jì)

Kernel密度估計(jì)是一種非參數(shù)估計(jì)方法，能夠通過(guò)連續(xù)的密度曲線來(lái)描述隨機(jī)變量的分布形態(tài)，在研究空間分布非均衡中有重要的應(yīng)用。采用Kernel密度估計(jì)法從民生保障水平核密度曲線的分布位置、態(tài)勢(shì)、延展性等特征方面展開(kāi)分析，可以總結(jié)民生保障水平發(fā)展分布動(dòng)態(tài)規(guī)律。常用的核函數(shù)有三角核、四角核、高斯核、Epanechnikov核等，本文利用常見(jiàn)的高斯核函數(shù)，計(jì)算方式見(jiàn)下式：

f（x）=（1/Nh）∑mi=1K［（Xi-x）/h］

K（x）=（1/2π）exp（-x2/2）

（三）空間計(jì)量模型

為了更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)貙⑽覈?guó)各省民生保障水平的空間相關(guān)性納入分析，本文采用空間計(jì)量分析法［9］，將地理空間納入到我國(guó)民生保障水平的影響因素分析中，從而得出更符合實(shí)際的結(jié)果?？臻g計(jì)量分析主要包括空間相關(guān)性檢驗(yàn)、空間面板計(jì)量方法及空間矩陣的構(gòu)建等［10］。在確定實(shí)證模型前，需要判斷被解釋變量的空間相關(guān)性，我們分別采用ESDA中的全域和局域空間相關(guān)性指數(shù)進(jìn)行檢驗(yàn)，本文采用Moran’s I指數(shù)來(lái)檢驗(yàn)民生保障水平的空間相關(guān)性。

1.空間相關(guān)性檢驗(yàn)。全局空間自相關(guān)描述地象或?qū)傩灾翟诳臻g范圍內(nèi)的空間依賴程度，判斷是否存在聚集特性，常用全局Moran’s I指數(shù)計(jì)算公式：

I=nS0×∑mi=1∑mj=1wij（yi-y）（yj-y）∑mi=1（yi-y）2

局部空間自相關(guān)。局部空間自相關(guān)描述屬性值在某個(gè)地區(qū)及其相鄰地區(qū)之間的相似程度，揭示空間異質(zhì)性分布特征，常用局部Moran’s I指數(shù)計(jì)算公式：

Ii=ZiS2∑mj≠1wijZj

2.空間計(jì)量模型的設(shè)定。

常見(jiàn)的空間計(jì)量模型有空間杜賓模型（SDM）、空間滯后模型（SLM）和空間誤差模型（SEM）３種［11］。①空間滯后模型（SLM）。如果空間交互效應(yīng)或空間自相關(guān)性來(lái)源于區(qū)域間貿(mào)易、勞動(dòng)力、資本、技術(shù)和知識(shí)流動(dòng)等實(shí)質(zhì)的相關(guān)性，可以通過(guò)加入因變量的空間滯后因子進(jìn)行分析。②空間誤差模型（SEM）。在模型設(shè)定過(guò)程中，很可能會(huì)遺漏一些與被解釋變量有關(guān)的變量，而這些變量存在空間自相關(guān)性，同時(shí)區(qū)域間可能存在隨機(jī)誤差沖擊空間溢出效應(yīng)，例如某一空間單元的要素波動(dòng)會(huì)通過(guò)空間傳導(dǎo)機(jī)制波及其他地區(qū)。因此在某些情況下忽略誤差的空間自相關(guān)性也會(huì)造成模型設(shè)定的偏誤。③空間杜賓模型（SDM）?？臻g滯后模型與空間誤差模型的一個(gè)缺點(diǎn)在于數(shù)據(jù)的空間模式也許不是僅用內(nèi)生的交互效應(yīng)或具有自相關(guān)性的擾動(dòng)項(xiàng)就可以解釋的，而是可能需要同時(shí)動(dòng)用內(nèi)生的交互效應(yīng)、外生的交互效應(yīng)以及具有自相關(guān)性的誤差項(xiàng)［12］。

3.空間權(quán)重矩陣。

為了客觀揭示民生保障水平的空間溢出效應(yīng)，本文選擇經(jīng)濟(jì)地理矩陣和鄰接矩陣兩種不同空間權(quán)重矩陣來(lái)實(shí)現(xiàn)空間計(jì)量分析［13］?？臻g經(jīng)濟(jì)地理矩陣的構(gòu)建考慮了地理距離與GDP，對(duì)空間聯(lián)動(dòng)性的實(shí)際刻畫(huà)更為現(xiàn)實(shí)，其中為i省與j省之間直線距離的倒數(shù)與i省人均GDP年均值占所有省域人均GDP年均值比重的乘積。空間鄰接矩陣是基于鄰接關(guān)系的空間權(quán)重矩陣，其中若省與省相鄰，則W=1；若不相鄰，則W=0。

4.空間效應(yīng)分解。

SDM的回歸結(jié)果并不能直接解釋民生保障水平的所有影響因素，為了更為直接地反映自變量X對(duì)因變量Y的直接影響和空間溢出效應(yīng)，本文利用Lesage的空間計(jì)量偏微分方法［14］，從直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)分解空間回歸模型估計(jì)結(jié)果：①直接效應(yīng)，表示的是某省自變量X對(duì)該地因變量Y的影響大小，直接效應(yīng)是空間杜賓模型系數(shù)與反饋效應(yīng)的和，反饋效應(yīng)表示的是地區(qū)A的X變量對(duì)鄰近地區(qū)B的Y產(chǎn)生的影響，將反影響于地區(qū)A的Y，產(chǎn)生反饋效應(yīng)；②間接效應(yīng)，又稱為空間溢出效應(yīng)，用于度量鄰近省域的自變量X對(duì)本省的因變量Y的影響；③總效應(yīng)，等于直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和，杜賓模型下可表示為杜賓系數(shù)、反饋效應(yīng)、間接效應(yīng)之和，即某省的某個(gè)自變量X的變動(dòng)對(duì)所有地區(qū)的因變量Y的平均影響。

三、民生保障水平測(cè)算及時(shí)空演進(jìn)

（一）測(cè)算指標(biāo)選取與變量選擇

立足新時(shí)代浪潮中，實(shí)現(xiàn)“公平、均衡、可持續(xù)”的共同富裕，需要構(gòu)建多領(lǐng)域政策相互協(xié)調(diào)、形成合力的綜合體系，因此對(duì)民生保障體系建設(shè)提出了新的時(shí)代訴求。從黨的十九屆四中全會(huì)以來(lái)中共中央、國(guó)務(wù)院的中央文件中關(guān)于民生保障建設(shè)的相關(guān)表述看，未來(lái)我國(guó)民生保障建設(shè)及相關(guān)社會(huì)政策發(fā)展既要積極，又要穩(wěn)妥；既要不斷提高保障和改善民生的水平，也要優(yōu)化民生保障的結(jié)構(gòu)、制度體系和運(yùn)行機(jī)制。而加強(qiáng)普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性民生保障建設(shè)的要求體現(xiàn)了黨在現(xiàn)階段民生建設(shè)和社會(huì)政策的基本思路，尤其是強(qiáng)調(diào)了優(yōu)化民生保障制度和突出民生保障的行動(dòng)重點(diǎn)［15］。而人民生活水平是可以直接反映民生保障政策效應(yīng)［16］的維度，提高人民生活水平是民生工作的出發(fā)點(diǎn)和落腳點(diǎn)，保障和改善民生的前提是了解人民生活水平如何，民生支出水平可以測(cè)算我國(guó)的民生支出規(guī)模［17］，本文參考王列軍對(duì)民生支出統(tǒng)計(jì)口徑的研究［18］，將教育、衛(wèi)生健康、社會(huì)保障和就業(yè)、住房保障四大科目的一般預(yù)算支出的匯總數(shù)界定為民生支出。故基于新時(shí)代共同富裕對(duì)民生保障體系建設(shè)的功能訴求和時(shí)代要求，參考黨的十九屆六中全會(huì)以來(lái)中共中央、國(guó)務(wù)院對(duì)民生保障的內(nèi)涵的具體化：加強(qiáng)普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性民生保障建設(shè)，再結(jié)合相關(guān)研究文獻(xiàn)［19-21］，最終從普惠性、兜底性、居民生活水平和民生保障資金水平四個(gè)維度出發(fā)，構(gòu)建民生保障發(fā)展水平測(cè)算指標(biāo)體系。各指標(biāo)描述性釋義如表1所示。

（二）民生保障水平的測(cè)度結(jié)果

利用熵值-TOPSIS對(duì)2013—2022年的民生保障綜合水平進(jìn)行測(cè)算，各地區(qū)民生保障水平如表2所示?？傮w上看，我國(guó)的民生保障綜合水平從2013年的0.220提高到2022年的0.250，增幅達(dá)到13.80%，民生保障的整體水平在不斷提高。究其根源，是因?yàn)辄h中央一貫秉承以人民為中心的執(zhí)政思想［22］，注重民生保障對(duì)調(diào)配公共服務(wù)、實(shí)現(xiàn)社會(huì)公平的重要功能，不斷強(qiáng)化民生保障的體制設(shè)計(jì)和思想創(chuàng)新，使民生保障事業(yè)實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展。從各省均值來(lái)看，上海（0.520）、北京（0.482）、浙江（0.442）、天津（0.433）、江蘇（0.364）民生保障水平位列全國(guó)前五，這與這些省市的資源稟賦水平、發(fā)展基礎(chǔ)和區(qū)位優(yōu)勢(shì)相關(guān)。相反，民生保障水平均值位列后五的依次為寧夏（0.098）、青海（0.117）、西藏（0.129）、甘肅（0.143）、青海（0.144）；從增幅來(lái)看，追趕較快的前五個(gè)省份是西藏（53.93%）、寧夏（51.75%）、貴州（40.98%）、海南（39.64%）和青海（35.58%）。

圖1展示了2013—2022年我國(guó)民生保障水平省域分布特征，可以直接觀測(cè)到上海的民生保障水平遠(yuǎn)比其他地區(qū)高，緊隨其后的是天津、北京、浙江和江蘇。排名后位的寧夏、青海、西藏、甘肅、云南等地區(qū)，民生保障水平最低的是寧夏（不足0.1），這些省份大部分地域遼闊、人口疏散，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)薄弱，民生保障基礎(chǔ)建設(shè)較差。

（三）民生保障水平的時(shí)間動(dòng)態(tài)演進(jìn)

為了更加形象和直觀地顯示各地區(qū)民生保障水平，本文通過(guò)Kernel密度估計(jì)方法分析了2013—2022年全國(guó)民生保障水平的變化形態(tài)，借助Malab軟件繪制三維動(dòng)態(tài)Kernel核密度圖，并從密度估計(jì)曲線的分布位置、分布形態(tài)演變、延伸性等角度對(duì)其進(jìn)行分析解釋。

在圖2中，由峰值位移可以看出，民生保障水平的核密度曲線峰值向左偏移，也就是分配重心繼續(xù)向右轉(zhuǎn)移，表明全國(guó)民生保障水平呈現(xiàn)出整體增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。而在研究期間，無(wú)論是峰值的高低還是峰值的寬度，都呈現(xiàn)出了一個(gè)持續(xù)降低的趨勢(shì)，而峰值的峰值寬度則保持著相對(duì)平穩(wěn)的狀態(tài)。這說(shuō)明民生保障水平的省際差距變化一直在穩(wěn)定態(tài)勢(shì)，沒(méi)有隨年份增長(zhǎng)有明顯的增大或減小。從其空間分布規(guī)律可以看出，核密度曲線有顯著的“右拖尾”特征，即存在如北京、浙江、江蘇等民生保障水平較高的地區(qū)；從極化現(xiàn)象分析，我國(guó)的民生保障水平度存在單峰與側(cè)峰的雙峰結(jié)構(gòu)，其側(cè)面波峰偏低，反映了民生保障水平有輕度的偏離性。總體來(lái)說(shuō)，我國(guó)民生保障水平總體上是不斷提高的，雖然有輕度的兩極化，但是地區(qū)差距在縮小。

四、我國(guó)民生保障水平影響因素的實(shí)證分析

（一）空間自相關(guān)性檢驗(yàn)

1.全局自相關(guān)。

Moran’s I 指數(shù)取值范圍為［-1，1］，當(dāng)它大于0時(shí)表示數(shù)據(jù)呈現(xiàn)空間正相關(guān)，小于0則表示數(shù)據(jù)呈現(xiàn)空間負(fù)相關(guān)，等于0則表示空間呈現(xiàn)隨機(jī)性分布。采用 stata 軟件，可以算出空間鄰接矩陣和空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣下民生保障水平的全局 Moran’s I 指數(shù)（表3），發(fā)現(xiàn)兩種空間權(quán)重矩陣下的莫蘭指數(shù)值都顯著為正，在空間上具有顯著的正自相關(guān)現(xiàn)象。

2.局部自相關(guān)。

為了進(jìn)一步研究民生保障水平的空間效應(yīng)，以2013年和2022年為例，采用stata軟件作出了空間經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重和空間鄰接矩陣下的Moran’s I散點(diǎn)圖（圖3）。位于Moran’s I散點(diǎn)圖第一象限的省域，民生保障水平是“高—高”聚集的；位于Moran’s I散點(diǎn)圖第二象限的省域，表明這些地區(qū)民生保障水平是“低—高”聚集的；位于Moran’s I散點(diǎn)圖第三象限的省域，民生保障水平是“低—低”聚集的；位于Moran’s I散點(diǎn)圖第四象限的省域，民生保障水平是“高—低”聚集的。由于大部分省域分布在第一象限和第三象限，表明我國(guó)省域間的民生保障發(fā)展以空間集聚分布為主，省域之間存在空間自相關(guān)性，和全局空間自相關(guān)分析的檢驗(yàn)結(jié)果一致。此外，更多省域向第一象限和第三象限靠攏，表明在地區(qū)之間相互影響的作用下，無(wú)論是“高—高”集聚地區(qū)還是“低—低”集聚地區(qū)，均呈現(xiàn)不斷擴(kuò)散的趨勢(shì)。

綜上所述，2013—2022年我國(guó)民生保障水平存在顯著的空間相關(guān)性，如果直接采用OLS回歸分析將產(chǎn)生誤偏。因此，將空間相關(guān)性納入民生保障水平影響因素分析框架中，運(yùn)用空間計(jì)量模型分析是合適的。

（二）空間計(jì)量模型的變量選擇

參照已有研究成果［23-24］，民生保障水平受經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)［25］、人口結(jié)構(gòu)［26］等眾多因素的影響［27-28］，本文以民生保障水平作為因變量y，選取總?cè)丝冢▁1）、地區(qū)GDP（x2）、人均收入（x3）、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)（x4）、城鎮(zhèn)化率（x5）、人口老齡化（x6）和地方財(cái)政支出（x7）等7個(gè)因素作為自變量，構(gòu)建民生保障水平及其影響因素的空間計(jì)量模型。其中，各省總?cè)丝跀?shù)據(jù)為各省區(qū)年末人口數(shù)與本年年末人口數(shù)的算術(shù)平均數(shù)；GDP數(shù)據(jù)用地方生產(chǎn)總值表示；人均可支配收入直接用年人均可支配收入表示；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用第二、三產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重表示；城鎮(zhèn)化率用城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎乇硎?；人口老齡化用老年人口撫養(yǎng)比來(lái)表示；地方財(cái)政支出用地方財(cái)政一般預(yù)算支出表示。以上相關(guān)數(shù)據(jù)除民生保障水平為測(cè)算所得，其他均來(lái)源于歷年的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》《中國(guó)城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省統(tǒng)計(jì)年鑒。表4報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

（三）空間計(jì)量模型的篩選

在進(jìn)行空間計(jì)量之前，本文需確定空間計(jì)量模型的類型。為此，本文先對(duì)不含空間效應(yīng)的模型進(jìn)行OLS回歸，根據(jù)LM（Robust）統(tǒng)計(jì)量判斷是SAR模型還是SEM模型，通過(guò)Wald或者LR檢驗(yàn)來(lái)確定空間杜賓模型（SDM）能否退化成SAR模型或SEM模型，并通過(guò)Hausman檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦x擇隨機(jī)效應(yīng)或固定效應(yīng)，最后利用LR檢驗(yàn)對(duì)模型進(jìn)行固定效應(yīng)遴選。表5報(bào)告了相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，LM（Robust）檢驗(yàn)表明要分析民生保障水平的空間溢出效應(yīng)，可以通過(guò)空間誤差模型（SEM）來(lái)實(shí)現(xiàn)，但進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)Wald和LR檢驗(yàn)均顯著拒絕退化成SAR或SEM模型的原假設(shè)，且Hausman檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下拒絕隨機(jī)效應(yīng)的原假設(shè)。因此，本文選擇固定效應(yīng)下的空間杜賓模型研究民生保障水平的影響因素。

1.LM檢驗(yàn)。

如表5所示，Spatial error為空間誤差模型（SEM）；Spatial lag為空間滯后模型（SAR）；Robust表示結(jié)果穩(wěn)健?；诳臻g經(jīng)濟(jì)地理矩陣和空間鄰接矩陣的LM檢驗(yàn)結(jié)果顯示，p值都小于0.1，兩個(gè)模型都通過(guò)了LM檢驗(yàn)，初步判斷應(yīng)使用空間杜賓模型（SDM）。

2.Hausman檢驗(yàn)。

基于空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣和空間鄰接矩陣的Hausman檢驗(yàn)結(jié)果分別為61.75和44.05，Hausman檢驗(yàn)的p值均小于0.05，probgt;chi2，拒絕了原假設(shè)。這表明固定效應(yīng)模型在系數(shù)估計(jì)上與隨機(jī)效應(yīng)模型存在顯著差異，應(yīng)該選擇固定效應(yīng)模型。

3.LR檢驗(yàn)。

通過(guò)Hausman檢驗(yàn)，應(yīng)選擇固定效應(yīng)，但選擇個(gè)體固定（Ind）、時(shí)間固定（Time）還是雙向固定（Both），還需通過(guò)LR檢驗(yàn)。本文采用赤池信息準(zhǔn)則AIC值和貝葉斯信息準(zhǔn)則BIC值判斷，選擇AIC和BIC值最小的固定效應(yīng)類型。據(jù)表6，基于空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣和空間鄰接矩陣下的Both效應(yīng)AIC值和BIC值最小，故應(yīng)選擇雙向固定效應(yīng)模型。

4.退化檢驗(yàn)。出于嚴(yán)謹(jǐn)性考慮，需通過(guò)LR檢驗(yàn)和Wald檢驗(yàn)判定空間杜賓模型是否能夠退化成空間誤差模型或空間滯后模型。表7顯示了兩種空間矩陣下LR和Wald的檢驗(yàn)結(jié)果，LR 檢驗(yàn)和Wald 檢驗(yàn)結(jié)果都拒絕了原假設(shè)，這表明空間杜賓模型不能退化成空間誤差模型和空間滯后模型，故應(yīng)選擇空間杜賓模型進(jìn)行研究。綜合以上四次檢驗(yàn)，雙向固定效應(yīng)下的空間杜賓模型更適合本研究的分析。

（四）空間杜賓模型回歸結(jié)果分析

采用stata軟件，計(jì)算出空間鄰接矩陣和空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣下各自變量x對(duì)因變量y的空間杜賓模型回歸結(jié)果。表8匯總了兩種空間權(quán)重矩陣的空間杜賓模型實(shí)證結(jié)果，整體來(lái)看，在空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣下，空間滯后系數(shù)rho在5%水平下顯著，且為正，說(shuō)明我國(guó)空間經(jīng)濟(jì)地理距離相近地區(qū)的民生保障水平存在正向的空間溢出效應(yīng)；在空間鄰接矩陣下，rho為負(fù)值但不顯著，這表明我國(guó)鄰接距離相近省域的民生保障水平存在微弱的負(fù)向空間溢出效應(yīng)。表8中的Main列給出了矩陣主對(duì)角線元素對(duì)民生保障水平的影響，即本省自變量對(duì)本省因變量的影響；Wx列給出了矩陣中非主對(duì)角線元素對(duì)被解釋變量的影響，即其他省域自變量對(duì)本省因變量的影響。

從回歸結(jié)果來(lái)看，本省的GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)促進(jìn)本省的民生保障水平發(fā)展，即GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)民生保障水平發(fā)展存在正的直接效應(yīng)，在空間經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣下，城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的一般回歸系數(shù)分別為 0.318 5、0.276 1、0.084 6，且在10%水平下均通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明在其他條件不變的情況下，城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每增加1個(gè)單位，民生保障水平分別平均提升0.318 5、0.276 1、0.084 6個(gè)單位；在空間鄰接矩陣下，一般回歸系數(shù)值較高的自變量依次為地方財(cái)政支出、城鎮(zhèn)化率和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，分別為0.274 3、0.251 2和0.079 9，均在10%水平下正向顯著。

從空間回歸系數(shù)來(lái)看，在空間經(jīng)濟(jì)地理權(quán)重矩陣下，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、城鎮(zhèn)化率和地方財(cái)政支出的空間回歸系數(shù)分別為 0.288 7、0.243 2和0.217 3，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和地方財(cái)政支出均通過(guò)5%的顯著性檢驗(yàn)，城鎮(zhèn)化率未通過(guò)檢驗(yàn)；在空間鄰接矩陣下，城鎮(zhèn)化率和地方財(cái)政支出空間回歸系數(shù)分別為0.242 7和0.127 9，且通過(guò)了10%水平顯著檢驗(yàn)，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為正向卻不顯著，這表明城鎮(zhèn)化率對(duì)民生保障水平的空間溢出效應(yīng)經(jīng)濟(jì)地理距離相近的省份表現(xiàn)為正向溢出效應(yīng)，相鄰接省份表現(xiàn)為負(fù)向溢出效應(yīng)。

為進(jìn)一步分析自變量x1-x7對(duì)因變量y的空間溢出效應(yīng)，使用偏微分方法解釋空間溢出效應(yīng)，得到民生保障水平影響因素的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)定量評(píng)估結(jié)果。為使結(jié)果更加直觀簡(jiǎn)潔，表格做出以下改動(dòng)：為區(qū)分影響因素的正負(fù)效應(yīng)，帶有“-”的表示負(fù)相關(guān)，即該影響因素具有消極影響，沒(méi)有符號(hào)的表示正相關(guān)；為區(qū)分影響的大小程度，將數(shù)值轉(zhuǎn)化為影響水平分別對(duì)等“小”“較小”“較大”和“大”。直接效應(yīng)表示為本省對(duì)本省的影響，間接效應(yīng)表示鄰近省對(duì)本省的影響；總效應(yīng)為直接效應(yīng)和間接效應(yīng)之和，表示為本省自變量對(duì)所有省域的影響，具體結(jié)果見(jiàn)表9。

基于空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣和空間鄰接矩陣下的空間效應(yīng)分解結(jié)果來(lái)看，空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣下，7個(gè)變量中有5個(gè)變量對(duì)本省的影響和對(duì)相鄰省的影響不同，有6個(gè)變量對(duì)本省的影響和對(duì)整體的影響不同；空間鄰接矩陣下，有4個(gè)變量對(duì)本省的影響和對(duì)相鄰省的影響不同，有5個(gè)變量對(duì)本省的影響和對(duì)整體的影響不同，都有相反的情況出現(xiàn)。就各個(gè)影響因素來(lái)說(shuō)，每一個(gè)變量對(duì)本省、對(duì)空間經(jīng)濟(jì)地理距離相近的省和鄰接省、對(duì)全國(guó)整體的影響大小程度都有一定區(qū)別。這說(shuō)明我國(guó)的各個(gè)省民生保障水平還無(wú)法達(dá)成民生保障的整體性建設(shè)、統(tǒng)籌化發(fā)展和協(xié)同發(fā)展。這個(gè)結(jié)果可以印證一部分常識(shí)或者現(xiàn)有研究的結(jié)論，也得到一些與傳統(tǒng)觀點(diǎn)、當(dāng)前研究不同的新結(jié)論。

（1）總?cè)丝跀?shù)和人口老齡化呈現(xiàn)消極效應(yīng)。

這說(shuō)明人口數(shù)量?jī)?yōu)勢(shì)并未提供民生保障發(fā)展的內(nèi)生動(dòng)力。這說(shuō)明兩點(diǎn)：第一，人口數(shù)量和人口結(jié)構(gòu)成為民生保障發(fā)展的消極因素，抑制了民生保障水平發(fā)展，這提醒我們?cè)诿裆Ｕ辖ㄔO(shè)中應(yīng)重視人口數(shù)量?jī)?yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)為人口質(zhì)量?jī)?yōu)勢(shì)；第二，各省乃至我國(guó)整體民生保障兜底作用發(fā)揮尚顯不足，應(yīng)關(guān)注養(yǎng)老相關(guān)的民生福利與保障資源建設(shè)。

（2）地方GDP的雙面效應(yīng)。

地方GDP對(duì)民生保障水平影響呈現(xiàn)復(fù)雜雙面性。一是在兩種矩陣下，對(duì)本省的影響都大；二是在空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣下，本省GDP對(duì)整體民生保障發(fā)展影響小，甚至出現(xiàn)了負(fù)面影響。這表明民生保障發(fā)展缺乏統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，各省本能地將發(fā)展的重心放在GDP競(jìng)爭(zhēng)上，各自發(fā)展，競(jìng)爭(zhēng)大于協(xié)作，民生保障建設(shè)缺乏統(tǒng)籌協(xié)調(diào)。經(jīng)濟(jì)上各省之間相互競(jìng)爭(zhēng)帶來(lái)了互斥效應(yīng)，反而抵消了GDP本身給本省所提供的正效應(yīng)。

（3）人均收入的非積極效應(yīng)。

人均收入對(duì)本省、鄰近省和整體的影響都小，且出現(xiàn)了負(fù)向影響。這說(shuō)明需要重視收入再分配格局的優(yōu)化，縮小不同群體的基本民生保障差距。在經(jīng)濟(jì)大力發(fā)展、經(jīng)濟(jì)收入不斷增加的同時(shí)分好蛋糕，結(jié)合居民群體的收入增長(zhǎng)、所處地域的經(jīng)濟(jì)收入增量等經(jīng)濟(jì)要素調(diào)整城鎮(zhèn)職工的養(yǎng)老保險(xiǎn)水平，并逐步提高老年農(nóng)民、城鄉(xiāng)居民的養(yǎng)老、醫(yī)療保障水平。

（4）城鎮(zhèn)化呈現(xiàn)積極效應(yīng)。

各省城鎮(zhèn)化率對(duì)于本省民生保障發(fā)展和鄰近省都帶來(lái)了正向影響，這說(shuō)明各省的城鎮(zhèn)化并不是以犧牲民生福祉為代價(jià)的，即城鎮(zhèn)化這一過(guò)程帶來(lái)的發(fā)展紅利在一定程度上可以促進(jìn)民生保障水平提升。綜合來(lái)看，城鎮(zhèn)化對(duì)民生保障發(fā)展來(lái)說(shuō)屬于較積極的因素。城鎮(zhèn)化促進(jìn)了產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化，非農(nóng)就業(yè)在增加，居民增加了收入來(lái)源，財(cái)政收入也在增加，可用于民生保障建設(shè)的資金也變得充足。

（5）產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)積極效應(yīng)。

第二、三產(chǎn)業(yè)的推進(jìn)對(duì)本省和鄰省民生保障水平建設(shè)影響呈現(xiàn)積極效應(yīng)，但對(duì)整體的影響小。這類似城鎮(zhèn)化帶來(lái)的影響，非農(nóng)就業(yè)可以增加社會(huì)保險(xiǎn)覆蓋率，社會(huì)保險(xiǎn)水平顯示了對(duì)普惠性民生保障建設(shè)的貢獻(xiàn)值，是影響民生保障水平差異的重要來(lái)源。

（6）地方財(cái)政支出呈現(xiàn)積極效應(yīng)。

一是本省財(cái)政支出對(duì)本地區(qū)的民生保障發(fā)展具有極大的積極效應(yīng)。從省一級(jí)層面來(lái)看，各個(gè)省財(cái)政支出已經(jīng)為民生保障水平提供了強(qiáng)有力的正面支持和積極影響，較好地踐行了“切實(shí)保障和改善民生”這一發(fā)展理念。二是本省的財(cái)政支出對(duì)整體民生保障水平發(fā)展影響小。這是由于經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)好、地方財(cái)政支出高的省給本省帶來(lái)的積極效應(yīng)對(duì)整體的影響卻小，導(dǎo)致民生保障水平從整體上看表現(xiàn)不佳，這與地方GDP影響相類似，又證明了民生保障發(fā)展缺乏統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，這要求強(qiáng)化中央政府對(duì)民生保障的統(tǒng)籌責(zé)任與財(cái)政責(zé)任。

五、結(jié)論與實(shí)踐啟示

（一）研究結(jié)論

本文基于新時(shí)期共同富裕的豐富內(nèi)涵和新目標(biāo)從民生保障的兜底性、普惠性、基礎(chǔ)性和民生保障資金水平四個(gè)維度構(gòu)建民生保障水平發(fā)展評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，測(cè)度了2013—2022年我國(guó)31個(gè)省份的民生保障綜合水平，分析了民生保障水平的空間分布特征，再結(jié)合Kernel密度估計(jì)從整體民生保障水平分布形態(tài)整體把握分析動(dòng)態(tài)變化趨勢(shì)，最后運(yùn)用空間計(jì)量，結(jié)論如下：

1.根據(jù)熵值-TOPSIS模型結(jié)果來(lái)看，我國(guó)民生保障水平在研究期內(nèi)整體呈現(xiàn)穩(wěn)定上升的態(tài)勢(shì)，從2013年的0.220提高到2022年的0.250，增幅達(dá)到13.80%；從各省均值來(lái)看，上海的民生保障水平遠(yuǎn)比其他地區(qū)高，緊隨其后的是天津、北京、浙江和江蘇，排名后位的是寧夏、青海、西藏、甘肅、云南等地區(qū)，2013—2022年西藏、寧夏、貴州、海南和青海展現(xiàn)出強(qiáng)勁的追趕態(tài)勢(shì)。

2.根據(jù)Kernel密度估計(jì)分析結(jié)果，全國(guó)民生保障水平呈現(xiàn)出整體增長(zhǎng)的態(tài)勢(shì)。民生保障水平的省際差距變化一直在穩(wěn)定態(tài)勢(shì)，沒(méi)有隨年份增長(zhǎng)有明顯的增大或減?。粡钠淇臻g分布規(guī)律上看核密度曲線有顯著的“右拖尾”特征，即存在如北京、浙江、江蘇等民生保障水平較高的地區(qū)；從極化現(xiàn)象分析結(jié)果看，我國(guó)的民生保障水平存在輕度的偏離性?？傮w來(lái)說(shuō)，我國(guó)民生保障水平是不斷提高的，但民生保障水平存在明顯的省際差異。

3.從空間計(jì)量分析結(jié)果來(lái)看，2013—2022年我國(guó)民生保障水平存在顯著的空間正向相關(guān)性，絕大部分省位于第一和第三象限，屬于“高—高”和“低—低”類型，東部地區(qū)明顯高于中西部；從回歸結(jié)果來(lái)看，本省的GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會(huì)促進(jìn)本省的民生保障水平發(fā)展，即GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財(cái)政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對(duì)民生保障水平發(fā)展存在正的直接效應(yīng)；從空間效應(yīng)分解結(jié)果來(lái)看，空間經(jīng)濟(jì)地理矩陣和空間鄰接矩陣下，都存在變量對(duì)本省的影響和對(duì)相鄰省的影響不同，甚至有相反的情況出現(xiàn)。就各個(gè)變量來(lái)說(shuō)，每一個(gè)變量對(duì)本省、對(duì)空間經(jīng)濟(jì)地理距離相近的省和鄰接省、對(duì)全國(guó)整體的影響大小程度也有一定區(qū)別。

（二）實(shí)踐啟示

結(jié)合民生保障水平測(cè)算情況及影響因素分析，針對(duì)民生保障水平的提升我們得到如下啟示：

首先，要做好國(guó)家層面的社會(huì)保障頂層設(shè)計(jì)。我國(guó)民生保障水平在政府多年的民生保障制度建設(shè)推進(jìn)下持續(xù)增長(zhǎng)，但如何均衡地區(qū)間民生保障水平發(fā)展依然任重而道遠(yuǎn)。為此，應(yīng)在當(dāng)前時(shí)期內(nèi)允許存在一定差距的同時(shí)，由政府統(tǒng)一、合理配置全國(guó)范圍的民生保障資源，縮小地緣性差距，盡可能減少欠發(fā)達(dá)地區(qū)的后顧之憂，促進(jìn)其與富庶地區(qū)協(xié)同發(fā)展，提高對(duì)民生保障水平低的省份的財(cái)政投入，完成民生保障賬戶的全國(guó)統(tǒng)籌；應(yīng)積極推動(dòng)兜底性民生保障的均等化，織密民生保障安全網(wǎng)，確保各類困難群眾在各個(gè)方面的嚴(yán)重困難都能夠得到政府和社會(huì)的幫助，并進(jìn)一步加強(qiáng)和優(yōu)化兜底性民生保障項(xiàng)目的運(yùn)行效率；應(yīng)注重提高民生保障的財(cái)政支撐力度，保障財(cái)政支出對(duì)民生保障工作的有效性和可持續(xù)性改善，將教育、就業(yè)、住房、醫(yī)療、養(yǎng)老等多項(xiàng)當(dāng)前民生保障要求科學(xué)化與精細(xì)化，動(dòng)態(tài)把握財(cái)政支出比例，重點(diǎn)關(guān)注民眾基本需要滿足缺口較大的領(lǐng)域，盡力而為逐步縮小民眾基本需要與政府福利供給能力之間的差距，提升民生保障支出水平；面向全民和各類特殊群體全體成員，大力推動(dòng)和不斷完善廣大普通群眾都能受益的民生保障項(xiàng)目，建立政府、企業(yè)、個(gè)人和家庭等多元主體共同承擔(dān)的責(zé)任機(jī)制，發(fā)揮各主體作用，共同推進(jìn)民生保障制度普惠性建設(shè)［29］。

其次，應(yīng)重視空間因素，加強(qiáng)省域之間民生保障的協(xié)同發(fā)展?？臻g因素在民生保障水平的動(dòng)態(tài)轉(zhuǎn)移過(guò)程中有顯著的體現(xiàn)。民生保障水平從空間整體上看表現(xiàn)不佳，證明了民生保障發(fā)展缺乏統(tǒng)籌協(xié)調(diào)，這是空間聯(lián)動(dòng)性較差的原因。因此，要打破行政壁壘和空間壁壘，對(duì)民生保障水平較低的省，應(yīng)該加強(qiáng)跨空間的交流，構(gòu)建與高水平民生保障的省合作共建機(jī)制，充分發(fā)揮空間聯(lián)動(dòng)作用。繼續(xù)強(qiáng)化高水平民生保障省發(fā)展，充分發(fā)揮其核心優(yōu)勢(shì)，更好地帶動(dòng)低水平鄰接省，輻射帶動(dòng)我國(guó)民生保障整體水平的提高。注重對(duì)民生保障水平較低省的幫扶，比如由于歷史和地理位置原因，經(jīng)濟(jì)基礎(chǔ)較差、民生保障發(fā)展薄弱的省份，應(yīng)積極引導(dǎo)建立高水平省與低水平省的合作機(jī)制，增強(qiáng)高水平省對(duì)低水平省的直接拉動(dòng)力，從而促進(jìn)整體民生保障水平的發(fā)展。

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（責(zé)任編輯"吳"姣）

Research on the Measurement and Influencing Factors of China，s Livelihood Security Level

AN Jin1，LIAN Xuejun2

（1.School of Finance and Taxation，Inner Mongolia University of Finance and Economics，Hohhot，Inner Mongolia 010070；2.School of Humanities，Inner Mongolia University of Technology，Hohhot，Inner Mongolia 010051，China）

Abstract：Adhering to and improving the overall planning of the urban and rural livelihood security system is an important part of the 13 systems proposed by the Fourth Plenary Session of the 19th Central Committee of the Communist Party of China，and the analysis of the level and influencing factors of people，s livelihood security construction is the key to an in-depth understanding of the function of China，s livelihood security to promote social equity and share the fruits of development.Constructing an indicator system for measuring the level of people，s livelihood securiey，based on the panel data of 31 provinces in China from 2013 to 2022，and the entropy weight TOPSIS model，this paper uses three complementary research methods of Kernel density estimation and spatial measurement to comprehensively investigate the development trend of China，s livelihood security level from a dynamic perspective，and identify and reveal the spatiotemporal evolution characteristics，spatial correlation and main influencing factors of China，s livelihood security development level.The results show that：（1） the level of people，s livelihood security in China has shown a steady upward trend during the study period，but there are obvious regional differences.（2） From 2013 to 2022，there was a significant spatial correlation between the level of people，s livelihood security in China，with most provinces in the first and third quadrants，and the eastern region was significantly higher than that in the central and western regions.（3） From the regression results，GDP，the urbanization rate，local fiscal expenditure and industrial structure of the province will promote the development of the people，"s livelihood security level in the province，that is，the above four elements have a positive direct effect on the development of the people，s livelihood security level.（4） From the results of spatial effect decomposition，the influence of variables on the province is different from that on the neighboring provinces under the spatial economic geography matrix and the spatial adjacency matrix，and even the opposite situation occurs.As far as each variable is concerned，the degree of impact of each variable on the province，the provinces with similar spatial and economic geographical distances and neighboring provinces，and the whole country as a whole is also different.

Key words：people，s livelihood security;entropy weight TOPSIS;Kernel density estimation;spatial measurement