李瓊，白杏

（1.吉首大學商學院；2.中國科學院地理科學與資源研究所吉首大學院士專家工作站，湖南 吉首 416000）

0 引言

我國已建成了世界上最大的社會保障體系，但保障水平還存在區(qū)域、城鄉(xiāng)和人群間的不平衡[1]，這對實現(xiàn)“十四五”規(guī)劃提出的“健全覆蓋全民、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、公平統(tǒng)一、可持續(xù)的多層次社會保障體系”極為不利，也是我國2035年“基本公共服務(wù)實現(xiàn)均等化，共同富裕取得實質(zhì)進展”遠景目標的短板之一，提水平和均等化應(yīng)成為“十四五”時期完善社會保障體系的兩個重要著力點[2]。因此，在我國全面開啟社會主義現(xiàn)代化國家新征程、向第二個百年奮斗目標進軍的過程中，持續(xù)關(guān)注社會保障水平的差異與演變趨勢，對進一步均衡協(xié)調(diào)地區(qū)社會經(jīng)濟發(fā)展、維護社會公平和實現(xiàn)全體人民共同富裕具有重要現(xiàn)實意義。國內(nèi)關(guān)于社會保障水平的研究始于20世紀90年代。朱慶芳（1990）[3]探討了建立社會保障水平指標體系的必要性。之后的研究主要圍繞社會保障水平的含義[4]、指標體系[5]、地區(qū)差距[6]、影響因素[7]、經(jīng)濟效應(yīng)[8]等方面展開，這些成果都不同程度地給本文研究提供了良好的啟示和基礎(chǔ)。本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：一是結(jié)合“十四五”規(guī)劃中關(guān)于新時代社會保障制度建設(shè)的內(nèi)容構(gòu)建評價社會保障水平的指標體系，回應(yīng)了現(xiàn)實需要問題；同時，對社會保障的五大子系統(tǒng)的演化規(guī)律進行了探討，識別了“十四五”時期健全社會保障體系的短板和問題所在。二是使用2007—2020年14年的省級面板數(shù)據(jù)，不僅時間跨度相對較長，而且時效性強，研究結(jié)果更具可靠性，從而能為相關(guān)部門制定社會保障政策提供客觀依據(jù)。

1 研究設(shè)計

1.1 指標選取和數(shù)據(jù)來源

參照已有文獻[9]，遵循全面性、科學性和數(shù)據(jù)可得性原則，同時基于“十四五”規(guī)劃中關(guān)于新時代社會保障體系建設(shè)的表述，本文從“適度性”“覆蓋面”“可持續(xù)性”“公平性”“城鄉(xiāng)統(tǒng)籌”5個維度選取20個評價指標，構(gòu)建評價社會保障水平的指標體系（見下頁表1）。

表1 社會保障水平評價指標體系

由于難以獲取香港、澳門和臺灣統(tǒng)一口徑的數(shù)據(jù)，故本文最終選取我國31個省份（不含港澳臺）進行研究。數(shù)據(jù)來源于2008—2021年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國民政統(tǒng)計年鑒》《中國財政年鑒》《中國勞動統(tǒng)計年鑒》《中國社會統(tǒng)計年鑒》《中國衛(wèi)生統(tǒng)計年鑒》以及各省份統(tǒng)計年鑒和相關(guān)統(tǒng)計公報，個別年份的缺失數(shù)據(jù)采用線性擬合方法補充。

1.2 研究方法

1.2.1 熵權(quán)法

熵權(quán)法避免了主觀賦權(quán)所導(dǎo)致的偏差，故本文選用熵值法測算全國、四大地區(qū)的社會保障水平。其過程按照“計算指標的信息熵—確定權(quán)重—計算綜合得分”步驟進行[10]。

1.2.2 Dagum基尼系數(shù)

相對于傳統(tǒng)基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)，Dagum基尼系數(shù)克服了子樣本間的交叉重疊問題，而且能將區(qū)域差異分解為區(qū)域內(nèi)、區(qū)域間和超變密度差異?？傮w基尼系數(shù)公式為：

其中，k代表地區(qū)個數(shù)，n代表省份數(shù)，yji(yhr)表示j（h）區(qū)域內(nèi)i（r）省份的社會保障水平，Yˉ表示社會保障水平的均值。在對社會保障水平均值進行排序時，假定Yh≤Yj。根據(jù)Dagum基尼系數(shù)的分解方法，總體基尼系數(shù)G可分解為區(qū)域內(nèi)差異Gw、區(qū)域間差異Gnb和超變密度貢獻Gt，且滿足G=Gw+Gnb+Gt。其詳細計算公式參見文獻[11]。

1.2.3 Kernel密度估計

本文選用常用的高斯核函數(shù)分析全國及四大地區(qū)的社會保障水平分布態(tài)勢、延展性以及極化趨勢。假設(shè)隨機變量X的密度函數(shù)為f(x)，在點X的概率密度可以用式（2）來進行估計。其計算公式如下：

其中，N表示觀測值的個數(shù)，h為帶寬，用于控制平滑程度，本文采用Silverman（1986）提出的最優(yōu)帶寬表達式h=1.06SeN-1/5確定該值（Se為隨機變量觀測值標準差）；Xi為獨立分布的觀測值，X為均值。

1.2.4 空間Markov鏈

馬爾科夫鏈通過建立馬爾科夫轉(zhuǎn)移矩陣來探究不同時期社會保障水平分布的動態(tài)演進特征。此方法是一個隨機過程{X(t),t?}T，對所有時期t和所有可能發(fā)生的狀態(tài)j、i以及k(k=0,1,…,t-2)滿足式（5）。某一省份社會保障水平從t年i類型轉(zhuǎn)移到t+1年j類型的轉(zhuǎn)移概率用式（4）估計。其中，ni為樣本期內(nèi)第i種類型出現(xiàn)的總次數(shù)，nij為社會保障水平由第i種狀態(tài)轉(zhuǎn)移到第j種狀態(tài)所發(fā)生的次數(shù)。

由于社會保障發(fā)展在地理空間上并非孤立的，即或多或少受到周邊地區(qū)的影響，故本文將“空間滯后”引入馬爾科夫分析過程，將k×k的馬爾科夫矩陣分解為k個k×k條件轉(zhuǎn)移概率矩陣，構(gòu)造空間Markov鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣，以此揭示空間效應(yīng)對社會保障水平動態(tài)演進的影響。

2 實證分析

2.1 全國社會保障水平發(fā)展趨勢

運用熵權(quán)法測算出2007—2020年社會保障水平綜合指數(shù)及5個維度的得分，并繪制出趨勢圖。圖1表明，全國社會保障水平綜合指數(shù)由0.268波動上升到0.296，上升幅度達10.45%，說明我國的社會保障水平總體呈現(xiàn)上升趨勢。根本原因在于黨中央始終堅持以人民為中心的執(zhí)政理念，高度重視社會保障在調(diào)節(jié)收入分配、縮小收入差距、實現(xiàn)社會公平等方面的作用，持續(xù)加強對社會保障事業(yè)的制度設(shè)計與理念創(chuàng)新，實現(xiàn)了社會保障事業(yè)的飛躍式發(fā)展[12]。但必須看到，2007—2020年社會保障水平綜合指數(shù)并非逐年上升，而是呈現(xiàn)明顯的階段性特征，這可能與社會保障的適度性、覆蓋面、可持續(xù)性、公平性和城鄉(xiāng)統(tǒng)籌5個子系統(tǒng)的變動有關(guān)。

圖1 2007—2020年社會保障水平綜合指數(shù)及子系統(tǒng)變化趨勢

從社會保障水平的5個子系統(tǒng)來看，可持續(xù)性指數(shù)波動幅度最大，最大波動幅度達到127%，且總體呈下降趨勢。可見，雖然可持續(xù)是我國社會保障制度的重要目標之一，但現(xiàn)實表現(xiàn)卻較差。適度性指數(shù)波動性較大，最大波動幅度為86.58%，且在研究期內(nèi)總體趨勢是下降的。城鄉(xiāng)統(tǒng)籌指數(shù)由0.229上升到0.369，說明我國社會保障城鄉(xiāng)統(tǒng)籌子系統(tǒng)發(fā)展良好。公平性指數(shù)呈現(xiàn)“上升—下降—上升”的特征，2020年相對于2007年的公平性指數(shù)上升了2.6個百分點，說明社會保障的公平性有所增強。覆蓋面指數(shù)在2007—2011年持續(xù)上升，2011年之后波動下降到0.239，2020年的覆蓋面指數(shù)相對于2007年上升了2.5個百分點，說明社會保障的覆蓋面有所擴大。

2.2 四大地區(qū)社會保障水平發(fā)展趨勢

四大地區(qū)社會保障水平的趨勢如圖2所示。東部地區(qū)社會保障水平綜合指數(shù)遠高于其他地區(qū)，綜合指數(shù)介于0.379～0.427，說明東部地區(qū)社會保障發(fā)展明顯優(yōu)于其他地區(qū)。東北地區(qū)的社會保障水平趨勢與東部地區(qū)較為一致，除了2018年低于中部地區(qū)以外，其余13個年份綜合指數(shù)均大于中西部地區(qū)，綜合指數(shù)介于0.251～0.334。作為國家第一批社會保障試點省份，東北地區(qū)省份的社會保障制度建設(shè)在2004年之后的7年時間內(nèi)取得了良好的成績，形成了比較完善的體系。但在2011年社會保障水平綜合指數(shù)達到高點（0.328）之后，波動下降到2020年的0.290，這意味著東北地區(qū)社會保障運行狀況自2012年以后有惡化趨勢；西部地區(qū)社會保障水平綜合指數(shù)由0.192上升到0.247，上升幅度達28.65%。這說明西部地區(qū)社會保障建設(shè)持續(xù)改進，但由于西部地區(qū)經(jīng)濟實力相對較弱，導(dǎo)致社會保障水平在四大地區(qū)中靠后；中部地區(qū)社會保障水平綜合指數(shù)位于西部地區(qū)之上，但低于東部和東北地區(qū)。

圖2 2007—2020年我國四大地區(qū)社會保障水平綜合指數(shù)變化趨勢

2.3 社會保障水平的區(qū)域差異及來源

借助Dagum基尼系數(shù)及其分解方法考察我國社會保障水平的區(qū)域差異及來源（見表2），結(jié)果表明，2007—2020年社會保障水平綜合指數(shù)由2007年的0.23下降至2020年的0.14，呈波動下降趨勢，說明研究期間我國社會保障水平的區(qū)域差異在縮小。

表2 社會保障水平的Dagum基尼系數(shù)及其分解結(jié)果

2.3.1 區(qū)域內(nèi)差異

2007—2020年，四大地區(qū)區(qū)域內(nèi)社會保障水平差異由大到小分別是東部、西部、東北和中部地區(qū)。東部和西部地區(qū)基尼系數(shù)下降趨勢明顯，東部和西部地區(qū)基尼系數(shù)分別由0.22和0.13下降到0.16和0.07，說明隨時間推移特別是2014年以后，東部和西部地區(qū)省際差異逐漸縮小。中部地區(qū)省際差異最小，但2011年之后基尼系數(shù)波動上升，省際差異呈現(xiàn)明顯的上升趨勢。東北地區(qū)社會保障水平差異雖然較小，但2010年以后差異總體呈上升趨勢。

2.3.2 區(qū)域間差異

2007—2020年社會保障水平區(qū)域間差異總體上呈現(xiàn)下降趨勢。平均差異指數(shù)由大到小依次為東-西（0.22）、東-中（0.20）、東-東北（0.18）、東北-西（0.12）、中-西（0.10）和中-東北（0.08），說明東部和西部地區(qū)差異最為顯著，中部和東北地區(qū)差異最小。

2.3.3 區(qū)域差異來源及貢獻

2007—2020年，我國社會保障水平差異來源于區(qū)域間、區(qū)域內(nèi)和超變密度差異。區(qū)域間差異貢獻率遠遠高于區(qū)域內(nèi)和超變密度貢獻率。區(qū)域間差異貢獻率介于57.8%～74.2%，均值為68.1%，這說明區(qū)域間差異是我國社會保障水平差異的主要來源。2007—2014年超變密度貢獻率和區(qū)域內(nèi)貢獻率在波動中上升，其中超變密度貢獻率由8.5%波動上升到17.6%，區(qū)域內(nèi)貢獻率由21.4%波動上升到24.6%。說明該時期區(qū)域間差異為主要來源，但超變密度差異和區(qū)域內(nèi)差異分量逐漸加大。同時，同一地區(qū)“不合群”的省份數(shù)量增多，導(dǎo)致脫離群體進入較高水平或較低水平行列，使超變密度差異貢獻率呈現(xiàn)上升趨勢。中部地區(qū)大部分省份為追趕省份，但江西因社會保障水平低而屬于落后省份。西部地區(qū)社會保障整體水平較低，但青海、陜西、重慶、四川進入了追趕省份。2014—2020年，超變密度貢獻率和區(qū)域內(nèi)貢獻率在波動中下降，其中超變密度貢獻率由17.6%波動下降到9.5%。區(qū)域內(nèi)貢獻率由24.6%波動下降到22.4%，說明該時期社會保障水平差異主要來源于區(qū)域間差異，但區(qū)域內(nèi)和超變密度貢獻率在逐步減小，同一地區(qū)社會保障發(fā)展協(xié)調(diào)性增強，西部地區(qū)的“優(yōu)秀而離群者”省份或東部地區(qū)的“落后而離群者”省份數(shù)量減少。

2.4 社會保障水平的分布動態(tài)演進

2.4.1 Kernel密度估計

下頁圖3顯示了我國社會保障水平2007—2020年分布的動態(tài)演變趨勢，首先，從分布位置來看，Kernel密度分布曲線中心經(jīng)歷了“右移—左移—右移”的變動趨勢，說明全國社會保障水平呈“上升—下降—上升”的變動趨勢，整體呈上升趨勢。從分布延展性看，核密度估計曲線右尾收縮，說明區(qū)域發(fā)展不均衡程度變小。從波峰數(shù)量來看，所有年份波峰數(shù)量為2個及以上，主峰高度遠高于側(cè)峰的高度，說明全國社會保障水平存在多個中心，極化現(xiàn)象明顯。核密度曲線由“扁而寬”變?yōu)椤案叨保f明各省份差異縮小。

圖3 全國及四大地區(qū)社會保障水平綜合指數(shù)的分布

具體來看，2007—2011年低值區(qū)的波峰逐年右移，說明該時期低值區(qū)的社會保障水平穩(wěn)步上升。該時期波峰數(shù)量在2個和3個之間變換，其中2007年只有低值區(qū)和高值區(qū)，波峰的中心分別為0.205和0.63，高水平省份和低水平省份差異大。2011—2015年，低值區(qū)波峰左移，且波峰高度下降，說明低值區(qū)社會保障水平下降，且離散程度有所上升，差異在變大。高值區(qū)的波峰中心值左移，波峰高度增加，說明高值區(qū)社會保障水平下降，差異緩慢縮??；波峰數(shù)量均在2個及以上，社會保障發(fā)展不均衡，存在兩極或多極化現(xiàn)象。2015—2020年，低值區(qū)波峰略微右移，波峰高度明顯上升，說明低值區(qū)社會保障水平小幅上升，差異縮小。中值和高值區(qū)波峰左偏，說明中高值區(qū)社會保障水平下降；兩個側(cè)峰之間的距離略微變長，差異變大，形成多極化現(xiàn)象。

從四大地區(qū)來看，東部地區(qū)社會保障水平的核密度曲線波峰始終只有1個，說明無極化現(xiàn)象。波峰右移，中心值由0.335上升到0.415，核密度曲線大幅上升，說明社會保障水平上升。波峰形狀由“平而寬”變?yōu)椤凹舛?，說明東部地區(qū)差異縮小。東北地區(qū)社會保障水平核密度曲線波峰數(shù)量在1個和2個之間變動，其中2009年、2017年、2018年和2020年有2個明顯的波峰，說明這四年東北地區(qū)社會保障水平存在兩極化現(xiàn)象。中部地區(qū)核密度分布曲線波峰數(shù)量多數(shù)年份只有1個，波峰呈不規(guī)則變化，說明多數(shù)年份無極化現(xiàn)象。西部地區(qū)除了2008年和2020年存在兩極化現(xiàn)象外，其他年份均無極化現(xiàn)象。

2.4.2 空間馬爾科夫鏈分析

馬爾科夫鏈通過描述社會保障水平不同等級轉(zhuǎn)移的方向和概率，進一步探明我國社會保障水平的動態(tài)演變規(guī)律。將對應(yīng)不同等級社會保障水平的省份劃分為落后省份、追趕省份、進步省份和領(lǐng)先省份四個等級①根據(jù)均值（E）和標準差（SD）的關(guān)系，將所有省份劃分為社會保障水平領(lǐng)先省份、進步省份、追趕省份和落后省份四種類型，其綜合指數(shù)（I）分別滿足E+0.5SD

表3 社會保障水平的馬爾科夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣

表3主對角線上的數(shù)字表示社會保障水平省份類型未發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率，主對角線上方的數(shù)字表示相對變高的概率，主對角線下方的數(shù)字表示相對變低的概率。馬爾科夫鏈轉(zhuǎn)移概率呈現(xiàn)我國社會保障水平的三個動態(tài)演變特征：一是四種類型省份對角線上的概率值均高于非對角線上的概率，說明我國社會保障水平四種類型省份相對穩(wěn)定，存在“條件收斂”的現(xiàn)象。其中，對角線上最大的概率為90.70%，最小的概率為54.05%，表明四種類型省份保持平穩(wěn)的概率至少為54.05%，存在富者更富、窮者更窮的“馬太效應(yīng)”。二是社會保障水平向下轉(zhuǎn)移的概率高于向上轉(zhuǎn)移的概率，如追趕省份向落后省份轉(zhuǎn)移的概率為15.60%，向進步省份轉(zhuǎn)移的概率為5.67%；進步省份向追趕省份轉(zhuǎn)移的概率為27.03%，向領(lǐng)先省份轉(zhuǎn)移的概率為16.22%；領(lǐng)先省份向進步省份轉(zhuǎn)移的概率為9.30%，說明研究期內(nèi)社會保障水平存在脆弱性風險。三是社會保障水平存在跨越式轉(zhuǎn)移的可能，如追趕省份向領(lǐng)先省份轉(zhuǎn)移的概率為0.71%，進步省份向落后省份轉(zhuǎn)移的概率為2.70%，但總體上省份類型的轉(zhuǎn)移是漸進的，而非跳躍式的。

表4是考慮了地理空間因素時，社會保障水平的空間馬爾科夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣。據(jù)此可以觀察到以下動態(tài)演變特征：（1）社會保障水平在四種類型空間滯后條件下的四個轉(zhuǎn)移概率矩陣均不相同，說明周邊省份社會保障水平的異質(zhì)性會影響一個省份的社會保障水平。（2）對于社會保障水平相對較低的省份，如果以較高水平省份為鄰，則能提高該省份向上轉(zhuǎn)移的概率。如當以領(lǐng)先省份和進步省份為鄰時，落后省份向追趕省份轉(zhuǎn)移的概率為18.75%和27.27%，不考慮地理因素時為17.27%。而對于社會保障水平相對較高的省份，若以水平較低的省份為鄰，則其受到的溢出效應(yīng)可能為負。如以落后省份為鄰時，追趕省份降為落后省份的概率為24.24%，高于不考慮地理空間因素的15.60%?？梢姡徑》輹绊懸粋€省份的社會保障發(fā)展水平。

表4 社會保障水平的空間馬爾科夫鏈轉(zhuǎn)移概率矩陣

3 結(jié)論與啟示

（1）社會保障的覆蓋面、城鄉(xiāng)統(tǒng)籌、公平性處于改善過程之中，但持續(xù)性和適度性隨著時間推移有下降的趨勢，特別是社會保障的可持續(xù)性波動幅度很大，適度性和可持續(xù)性成了制約社會保障體系完善的關(guān)鍵。由此，應(yīng)加強社會保障基金全流程全周期監(jiān)管，形成社會保障基金安全長效機制，以保障社會保障基金的可持續(xù)運行。此外，應(yīng)著力增強社會保障的適度性，遵循共建共享、量力而行的基本原則，加緊落實基本養(yǎng)老保險全國統(tǒng)籌，建立起彈性領(lǐng)取機制和養(yǎng)老金指數(shù)化調(diào)整機制，提供與經(jīng)濟發(fā)展和居民收入相適應(yīng)的社會保障制度。在“十四五”時期，甚至相當長的時間應(yīng)堅持健全覆蓋全民、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)、公平統(tǒng)一、可持續(xù)的多層次社會保障體系。

（2）四大地區(qū)社會保障水平由高到低分別是東部、東北、中部和西部地區(qū)。隨著時間的推移，我國社會保障水平的區(qū)域差異在縮小，但不平衡不充分的問題依然存在。區(qū)域間差異是我國社會保障發(fā)展中的主要矛盾。為此，應(yīng)堅持區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展的理念，繼續(xù)實施區(qū)域發(fā)展總體戰(zhàn)略，調(diào)整和完善財政支出結(jié)構(gòu)，發(fā)揮公共財政對經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)社會保障建設(shè)的轉(zhuǎn)移支付效應(yīng)，適當加強對中西部地區(qū)的社會保障支持力度。同時，考慮到社會保障水平的區(qū)域內(nèi)差異，以及同一地區(qū)“不合群”的省份現(xiàn)象的存在，公共財政在進行轉(zhuǎn)移支付時，不能一刀切地劃分四大地區(qū)，應(yīng)根據(jù)相應(yīng)的人均GDP、收入水平等指標確定經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，將公共財政轉(zhuǎn)移投入這些地區(qū)，真正縮小社會保障水平的地區(qū)差距。

（3）全國社會保障水平存在多個中心，極化現(xiàn)象明顯，但四大地區(qū)呈現(xiàn)異質(zhì)性。其中，東部地區(qū)不存在極化現(xiàn)象，東北、中部和西部地區(qū)少數(shù)年份存在多極化現(xiàn)象。社會保障水平存在富者更富、窮者更窮的“馬太效應(yīng)”。在加入地理空間因素后，會打破原有的穩(wěn)定性，落后省份若以較高水平省份為鄰，則能提高向上轉(zhuǎn)移的概率，而對于社會保障水平相對較高的省份，若以水平較低的省份為鄰，則向下轉(zhuǎn)移的概率提高?？梢姡谏鐣髁x市場經(jīng)濟不斷完善的過程中，勞動力、金融等各種要素流動壁壘逐漸被打破，不同地區(qū)特別是鄰近地區(qū)社會保障發(fā)展的聯(lián)動性逐漸增加，單打獨斗的社會保障發(fā)展模式已不適應(yīng)新發(fā)展階段。在新形勢下，應(yīng)基于全國統(tǒng)一大市場的社會保障改革思路，加快統(tǒng)一社會保障制度和政策，建立社會保障建設(shè)的區(qū)域合作和互助機制，建立基金區(qū)域調(diào)劑平衡機制，破除社會保障服務(wù)的地區(qū)壁壘，注重社會保障水平的協(xié)同提升，逐漸實現(xiàn)全國社會保障待遇水平的均等化。