摘"要：堅持和完善統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的民生保障制度是黨的十九屆四中全會提出的十三項制度體系中的重要一項。民生保障發(fā)展水平及影響因素的剖析，是深入理解我國民生保障促進(jìn)社會公平和共享發(fā)展成果功能的關(guān)鍵。構(gòu)建民生保障水平測算指標(biāo)體系，基于2013—2022年31個省份面板數(shù)據(jù)，以熵值-TOPSIS模型為基礎(chǔ)，采用Kernel密度估計和空間計量互為補充的研究方法，從動態(tài)視角全面考察我國民生保障水平的發(fā)展態(tài)勢，識別并揭示我國民生保障發(fā)展水平的時空演變特征、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，但存在明顯的地區(qū)差異；②2013—2022年我國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)果來看，本省的GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會促進(jìn)本省的民生保障水平發(fā)展，即GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對民生保障水平發(fā)展存在正的直接效應(yīng)；④從空間效應(yīng)分解結(jié)果來看，空間經(jīng)濟地理矩陣和空間鄰接矩陣下，都存在變量對本省的影響和對相鄰省的影響不同，甚至有相反的情況出現(xiàn)。就各個變量來說，每一個變量對本省、對空間經(jīng)濟地理距離相近的省和鄰接省、對全國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；空間計量

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

DOI：10.3969/j.issn.1005-6378.2024.05.004

引"言

堅持和完善統(tǒng)籌城鄉(xiāng)的民生保障制度是黨的十九屆四中全會提出的十三項制度體系中的重要一項。新中國成立以來，我國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題和兩億人貧困問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)變的過程［1］。進(jìn)入到共同富裕新階段后，黨中央、國務(wù)院召開了許多重大會議，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)我國經(jīng)濟和社會發(fā)展的現(xiàn)況，對民生保障制度建設(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，特別是要把重點放在確保基本民生上，在實現(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、弱有所扶等方面國家基本公共服務(wù)制度體系，盡力而為，量力而行，注重加強普惠性、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)于堅持和完善中國特色社會主義制度、推進(jìn)國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化若干重大問題的決定》，中國政府網(wǎng)，http：//www.gov.cn/zhengce/2019-11/05/content_5449023.htm.。2021年黨的十九屆六中全會上通過的《中共中央關(guān)于黨的百年奮斗重大成就和歷史經(jīng)驗的決議》中強調(diào)了“堅守底線、突出重點、完善制度、引導(dǎo)預(yù)期”的保障和改善民生思路，并再次強調(diào)了“注重加強普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性”民生保障建設(shè)的原則［3］。2021年12月召開的中央經(jīng)濟工作會議專門強調(diào)了“社會政策要兜住兜牢民生底線”，并具體強調(diào)了“要統(tǒng)籌推進(jìn)經(jīng)濟發(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)問題，健全靈活就業(yè)勞動用工和民生保障政策。推進(jìn)基本養(yǎng)老保險全國統(tǒng)籌。推動新的生育政策落地見效，積極應(yīng)對人口老齡化”。2022年十三屆全國人大五次會議《政府工作報告》專門強調(diào)要切實保障和改善民生，并重點強調(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、加強社會保障和服務(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，國務(wù)院印發(fā)了《扎實穩(wěn)住經(jīng)濟的一攬子政策措施》，針對當(dāng)前經(jīng)濟社會發(fā)展中面臨的實際問題，專門提出了三項?；久裆叩拇胧?/p>

黨的十九屆四中全會后，黨中央、國務(wù)院出臺的上述各項規(guī)定和措施，都是針對當(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)對舉措。我國的民生保障體系經(jīng)過國家多年的高度關(guān)注和積極推動，取得了較大進(jìn)展。但是，我國長期存在的區(qū)域經(jīng)濟發(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)展階段扎實推進(jìn)共同富裕的要求存在差距［4］。因此，完善我國民生保障體系對提升我國居民生活質(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踐價值。

一、理論基礎(chǔ)與文獻(xiàn)綜述

圍繞民生保障，學(xué)術(shù)界積極展開探索，以此次研究問題為落腳點，文獻(xiàn)脈絡(luò)大抵生成“內(nèi)涵—制度發(fā)展—評估”邏輯鏈條。林閩鋼認(rèn)為“民生”是中國獨有的概念和話語體系，需要從中國民生觀、民生保障制度建設(shè)的歷史過程和現(xiàn)實條件，從動態(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俱進(jìn)地不斷發(fā)展與完善才能更好地適應(yīng)時代要求，應(yīng)在堅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，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現(xiàn)自由而全面的發(fā)展提供強有力的制度保障［6］。高和榮、夏會琴引入底線公平理論，借助ELES模型對關(guān)系到民眾最基本生活保障的我國托底型民生保障水平進(jìn)行了測算［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和社會保障情況選取相應(yīng)的指標(biāo)對我國各地區(qū)的民生保障水平做了靜態(tài)比較和動態(tài)比較分析［8］。

綜合來看，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算奠定了研究基礎(chǔ)，但關(guān)于民生保障水平的實證研究較少，且現(xiàn)有的實證研究有兩點不足：第一，民生保障水平的測算還沒有一個標(biāo)準(zhǔn)的指標(biāo)體系，已有的研究多是基于社會保障水平測算構(gòu)建的，缺少基于民生保障內(nèi)涵的準(zhǔn)確測度結(jié)果，難以觀測我國民生保障發(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，目前針對我國民生保障水平時空變遷特征的研究明顯不足，對趨勢預(yù)測分析也比較缺乏?；诖?，本文以我國民生保障水平為研究對象，采用熵值-TOPSIS模型核算2013—2022年31個省民生保障水平，運用Kernel密度估計分析其時空演變特征，再結(jié)合空間自相關(guān)分析方法和空間面板計量模型，探討我國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價方法，廣泛應(yīng)用于多指標(biāo)決策分析中。在民生保障水平測算應(yīng)用中，該模型可通過定量分析的方式，綜合考慮各項指標(biāo)的重要性和相對優(yōu)劣，為民生保障水平的測度提供一種科學(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）計算熵值

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

（3）計算權(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)的評價目標(biāo)越接近最優(yōu)水平；反之，該值愈接近0，表示評價目標(biāo)越接近最劣水平。

（二）Kernel密度估計

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

f（x）=（1/Nh）∑mi=1K［（Xi-x）/h］

K（x）=（1/2π）exp（-x2/2）

（三）空間計量模型

為了更嚴(yán)謹(jǐn)?shù)貙⑽覈魇∶裆Ｕ纤降目臻g相關(guān)性納入分析，本文采用空間計量分析法［9］，將地理空間納入到我國民生保障水平的影響因素分析中，從而得出更符合實際的結(jié)果?？臻g計量分析主要包括空間相關(guān)性檢驗、空間面板計量方法及空間矩陣的構(gòu)建等［10］。在確定實證模型前，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，本文采用Moran’s I指數(shù)來檢驗民生保障水平的空間相關(guān)性。

1.空間相關(guān)性檢驗。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)計算公式：

Ii=ZiS2∑mj≠1wijZj

2.空間計量模型的設(shè)定。

常見的空間計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)性來源于區(qū)域間貿(mào)易、勞動力、資本、技術(shù)和知識流動等實質(zhì)的相關(guān)性，可以通過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)定過程中，很可能會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，同時區(qū)域間可能存在隨機誤差沖擊空間溢出效應(yīng)，例如某一空間單元的要素波動會通過空間傳導(dǎo)機制波及其他地區(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缺點在于數(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)性的擾動項就可以解釋的，而是可能需要同時動用內(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［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)濟地理矩陣和鄰接矩陣兩種不同空間權(quán)重矩陣來實現(xiàn)空間計量分析［13］?？臻g經(jīng)濟地理矩陣的構(gòu)建考慮了地理距離與GDP，對空間聯(lián)動性的實際刻畫更為現(xiàn)實，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?？臻g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結(jié)果：①直接效應(yīng)，表示的是某省自變量X對該地因變量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，即某省的某個自變量X的變動對所有地區(qū)的因變量Y的平均影響。

三、民生保障水平測算及時空演進(jìn)

（一）測算指標(biāo)選取與變量選擇

立足新時代浪潮中，實現(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，因此對民生保障體系建設(shè)提出了新的時代訴求。從黨的十九屆四中全會以來中共中央、國務(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，未來我國民生保障建設(shè)及相關(guān)社會政策發(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)、制度體系和運行機制。而加強普惠性、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)和社會政策的基本思路，尤其是強調(diào)了優(yōu)化民生保障制度和突出民生保障的行動重點［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)點和落腳點，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算我國的民生支出規(guī)模［17］，本文參考王列軍對民生支出統(tǒng)計口徑的研究［18］，將教育、衛(wèi)生健康、社會保障和就業(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。故基于新時代共同富裕對民生保障體系建設(shè)的功能訴求和時代要求，參考黨的十九屆六中全會以來中共中央、國務(wù)院對民生保障的內(nèi)涵的具體化：加強普惠性、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維度出發(fā)，構(gòu)建民生保障發(fā)展水平測算指標(biāo)體系。各指標(biāo)描述性釋義如表1所示。

（二）民生保障水平的測度結(jié)果

利用熵值-TOPSIS對2013—2022年的民生保障綜合水平進(jìn)行測算，各地區(qū)民生保障水平如表2所示?？傮w上看，我國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，是因為黨中央一貫秉承以人民為中心的執(zhí)政思想［22］，注重民生保障對調(diào)配公共服務(wù)、實現(xiàn)社會公平的重要功能，不斷強化民生保障的體制設(shè)計和思想創(chuàng)新，使民生保障事業(yè)實現(xiàn)跨越式發(fā)展。從各省均值來看，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）；從增幅來看，追趕較快的前五個省份是西藏（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年我國民生保障水平省域分布特征，可以直接觀測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）民生保障水平的時間動態(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Kernel密度估計方法分析了2013—2022年全國民生保障水平的變化形態(tài)，借助Malab軟件繪制三維動態(tài)Kernel核密度圖，并從密度估計曲線的分布位置、分布形態(tài)演變、延伸性等角度對其進(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，表明全國民生保障水平呈現(xiàn)出整體增長的態(tài)勢。而在研究期間，無論是峰值的高低還是峰值的寬度，都呈現(xiàn)出了一個持續(xù)降低的趨勢，而峰值的峰值寬度則保持著相對平穩(wěn)的狀態(tài)。這說明民生保障水平的省際差距變化一直在穩(wěn)定態(tài)勢，沒有隨年份增長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?？傮w來說，我國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、我國民生保障水平影響因素的實證分析

（一）空間自相關(guān)性檢驗

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)隨機性分布。采用 stata 軟件，可以算出空間鄰接矩陣和空間經(jīng)濟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)濟地理權(quán)重和空間鄰接矩陣下的Moran’s I散點圖（圖3）。位于Moran’s I散點圖第一象限的省域，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)不斷擴散的趨勢。

綜上所述，2013—2022年我國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，運用空間計量模型分析是合適的。

（二）空間計量模型的變量選擇

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）和地方財政支出（x7）等7個因素作為自變量，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)比來表示；地方財政支出用地方財政一般預(yù)算支出表示。以上相關(guān)數(shù)據(jù)除民生保障水平為測算所得，其他均來源于歷年的《中國統(tǒng)計年鑒》《中國城鄉(xiāng)建設(shè)統(tǒng)計年鑒》和各省統(tǒng)計年鑒。表4報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

（三）空間計量模型的篩選

在進(jìn)行空間計量之前，本文需確定空間計量模型的類型。為此，本文先對不含空間效應(yīng)的模型進(jìn)行OLS回歸，根據(jù)LM（Robust）統(tǒng)計量判斷是SAR模型還是SEM模型，通過Wald或者LR檢驗來確定空間杜賓模型（SDM）能否退化成SAR模型或SEM模型，并通過Hausman檢驗?zāi)Ｐ瓦x擇隨機效應(yīng)或固定效應(yīng)，最后利用LR檢驗對模型進(jìn)行固定效應(yīng)遴選。表5報告了相應(yīng)的檢驗結(jié)果，LM（Robust）檢驗表明要分析民生保障水平的空間溢出效應(yīng)，可以通過空間誤差模型（SEM）來實現(xiàn)，但進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)Wald和LR檢驗均顯著拒絕退化成SAR或SEM模型的原假設(shè)，且Hausman檢驗在1%的顯著性水平下拒絕隨機效應(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。

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)濟地理矩陣和空間鄰接矩陣的LM檢驗結(jié)果顯示，p值都小于0.1，兩個模型都通過了LM檢驗，初步判斷應(yīng)使用空間杜賓模型（SDM）。

2.Hausman檢驗。

基于空間經(jīng)濟地理矩陣和空間鄰接矩陣的Hausman檢驗結(jié)果分別為61.75和44.05，Hausman檢驗的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)估計上與隨機效應(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。

通過Hausman檢驗，應(yīng)選擇固定效應(yīng)，但選擇個體固定（Ind）、時間固定（Time）還是雙向固定（Both），還需通過LR檢驗。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。出于嚴(yán)謹(jǐn)性考慮，需通過LR檢驗和Wald檢驗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的檢驗結(jié)果，LR 檢驗和Wald 檢驗結(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，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，計算出空間鄰接矩陣和空間經(jīng)濟地理矩陣下各自變量x對因變量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證結(jié)果，整體來看，在空間經(jīng)濟地理矩陣下，空間滯后系數(shù)rho在5%水平下顯著，且為正，說明我國空間經(jīng)濟地理距離相近地區(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列給出了矩陣主對角線元素對民生保障水平的影響，即本省自變量對本省因變量的影響；Wx列給出了矩陣中非主對角線元素對被解釋變量的影響，即其他省域自變量對本省因變量的影響。

從回歸結(jié)果來看，本省的GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會促進(jìn)本省的民生保障水平發(fā)展，即GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對民生保障水平發(fā)展存在正的直接效應(yīng)，在空間經(jīng)濟地理權(quán)重矩陣下，城鎮(zhèn)化率、地方財政支出和產(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%水平下均通過顯著性檢驗，說明在其他條件不變的情況下，城鎮(zhèn)化率、地方財政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)每增加1個單位，民生保障水平分別平均提升0.318 5、0.276 1、0.084 6個單位；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)來看，在空間經(jīng)濟地理權(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)和地方財政支出均通過5%的顯著性檢驗，城鎮(zhèn)化率未通過檢驗；在空間鄰接矩陣下，城鎮(zhèn)化率和地方財政支出空間回歸系數(shù)分別為0.242 7和0.127 9，且通過了10%水平顯著檢驗，而產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)為正向卻不顯著，這表明城鎮(zhèn)化率對民生保障水平的空間溢出效應(yīng)經(jīng)濟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)定量評估結(jié)果。為使結(jié)果更加直觀簡潔，表格做出以下改動：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，沒有符號的表示正相關(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等“小”“較小”“較大”和“大”。直接效應(yīng)表示為本省對本省的影響，間接效應(yīng)表示鄰近省對本省的影響；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所有省域的影響，具體結(jié)果見表9。

基于空間經(jīng)濟地理矩陣和空間鄰接矩陣下的空間效應(yīng)分解結(jié)果來看，空間經(jīng)濟地理矩陣下，7個變量中有5個變量對本省的影響和對相鄰省的影響不同，有6個變量對本省的影響和對整體的影響不同；空間鄰接矩陣下，有4個變量對本省的影響和對相鄰省的影響不同，有5個變量對本省的影響和對整體的影響不同，都有相反的情況出現(xiàn)。就各個影響因素來說，每一個變量對本省、對空間經(jīng)濟地理距離相近的省和鄰接省、對全國整體的影響大小程度都有一定區(qū)別。這說明我國的各個省民生保障水平還無法達(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。這個結(jié)果可以印證一部分常識或者現(xiàn)有研究的結(jié)論，也得到一些與傳統(tǒng)觀點、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)。

這說明人口數(shù)量優(yōu)勢并未提供民生保障發(fā)展的內(nèi)生動力。這說明兩點：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，這提醒我們在民生保障建設(shè)中應(yīng)重視人口數(shù)量優(yōu)勢轉(zhuǎn)為人口質(zhì)量優(yōu)勢；第二，各省乃至我國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，對本省的影響都大；二是在空間經(jīng)濟地理矩陣下，本省GDP對整體民生保障發(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競爭上，各自發(fā)展，競爭大于協(xié)作，民生保障建設(shè)缺乏統(tǒng)籌協(xié)調(diào)。經(jīng)濟上各省之間相互競爭帶來了互斥效應(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)濟大力發(fā)展、經(jīng)濟收入不斷增加的同時分好蛋糕，結(jié)合居民群體的收入增長、所處地域的經(jīng)濟收入增量等經(jīng)濟要素調(diào)整城鎮(zhèn)職工的養(yǎng)老保險水平，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)化率對于本省民生保障發(fā)展和鄰近省都帶來了正向影響，這說明各省的城鎮(zhèn)化并不是以犧牲民生福祉為代價的，即城鎮(zhèn)化這一過程帶來的發(fā)展紅利在一定程度上可以促進(jìn)民生保障水平提升。綜合來看，城鎮(zhèn)化對民生保障發(fā)展來說屬于較積極的因素。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，居民增加了收入來源，財政收入也在增加，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)，但對整體的影響小。這類似城鎮(zhèn)化帶來的影響，非農(nóng)就業(yè)可以增加社會保險覆蓋率，社會保險水平顯示了對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源。

（6）地方財政支出呈現(xiàn)積極效應(yīng)。

一是本省財政支出對本地區(qū)的民生保障發(fā)展具有極大的積極效應(yīng)。從省一級層面來看，各個省財政支出已經(jīng)為民生保障水平提供了強有力的正面支持和積極影響，較好地踐行了“切實保障和改善民生”這一發(fā)展理念。二是本省的財政支出對整體民生保障水平發(fā)展影響小。這是由于經(jīng)濟基礎(chǔ)好、地方財政支出高的省給本省帶來的積極效應(yīng)對整體的影響卻小，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)，這要求強化中央政府對民生保障的統(tǒng)籌責(zé)任與財政責(zé)任。

五、結(jié)論與實踐啟示

（一）研究結(jié)論

本文基于新時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維度構(gòu)建民生保障水平發(fā)展評價指標(biāo)體系，測度了2013—2022年我國31個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密度估計從整體民生保障水平分布形態(tài)整體把握分析動態(tài)變化趨勢，最后運用空間計量，結(jié)論如下：

1.根據(jù)熵值-TOPSIS模型結(jié)果來看，我國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，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)出強勁的追趕態(tài)勢。

2.根據(jù)Kernel密度估計分析結(jié)果，全國民生保障水平呈現(xiàn)出整體增長的態(tài)勢。民生保障水平的省際差距變化一直在穩(wěn)定態(tài)勢，沒有隨年份增長有明顯的增大或減?。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，我國的民生保障水平存在輕度的偏離性。總體來說，我國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.從空間計量分析結(jié)果來看，2013—2022年我國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)果來看，本省的GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)會促進(jìn)本省的民生保障水平發(fā)展，即GDP、城鎮(zhèn)化率、地方財政支出和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對民生保障水平發(fā)展存在正的直接效應(yīng)；從空間效應(yīng)分解結(jié)果來看，空間經(jīng)濟地理矩陣和空間鄰接矩陣下，都存在變量對本省的影響和對相鄰省的影響不同，甚至有相反的情況出現(xiàn)。就各個變量來說，每一個變量對本省、對空間經(jīng)濟地理距離相近的省和鄰接省、對全國整體的影響大小程度也有一定區(qū)別。

（二）實踐啟示

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

首先，要做好國家層面的社會保障頂層設(shè)計。我國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，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)前時期內(nèi)允許存在一定差距的同時，由政府統(tǒng)一、合理配置全國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，提高對民生保障水平低的省份的財政投入，完成民生保障賬戶的全國統(tǒng)籌；應(yīng)積極推動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方面的嚴(yán)重困難都能夠得到政府和社會的幫助，并進(jìn)一步加強和優(yōu)化兜底性民生保障項目的運行效率；應(yīng)注重提高民生保障的財政支撐力度，保障財政支出對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)老等多項當(dāng)前民生保障要求科學(xué)化與精細(xì)化，動態(tài)把握財政支出比例，重點關(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，大力推動和不斷完善廣大普通群眾都能受益的民生保障項目，建立政府、企業(yè)、個人和家庭等多元主體共同承擔(dān)的責(zé)任機制，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態(tài)轉(zhuǎn)移過程中有顯著的體現(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)動性較差的原因。因此，要打破行政壁壘和空間壁壘，對民生保障水平較低的省，應(yīng)該加強跨空間的交流，構(gòu)建與高水平民生保障的省合作共建機制，充分發(fā)揮空間聯(lián)動作用。繼續(xù)強化高水平民生保障省發(fā)展，充分發(fā)揮其核心優(yōu)勢，更好地帶動低水平鄰接省，輻射帶動我國民生保障整體水平的提高。注重對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制，增強高水平省對低水平省的直接拉動力，從而促進(jìn)整體民生保障水平的發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

［1］

趙永麗.漸進(jìn)轉(zhuǎn)型與制度供給：新中國成立以來民生保障制度變遷及其共富機理［J］.昆明理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2024（4）：2-12.

［2］劉晉祎.我國民生保障制度的演進(jìn)邏輯與實踐旨向特征——基于馬克思主義政治經(jīng)濟學(xué)視角的一種分析［J］.改革與戰(zhàn)略，2019，35（11）：55-63.

［3］習(xí)近平.決勝全面建成小康社會 奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利——在中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會上的報告［M］.北京：人民出版社，2017.

［4］關(guān)信平.優(yōu)化民生保障結(jié)構(gòu)及相關(guān)社會政策議題——兼論普惠性、基礎(chǔ)性、兜底性民生建設(shè)的意義與要求［J］.社會發(fā)展研究，2022，9（3）：215-242.

［5］林閩鋼.民生保障制度的生成發(fā)展邏輯［J］.行政管理改革，2022（1）：8-14.

［6］鄭功成.中國民生保障制度：實踐路徑與理論邏輯［J］.學(xué)術(shù)界，2019（11）：12-25.

［7］高和榮，夏會琴.托底型民生保障水平的測度［J］.社會保障研究，2020（6）：48-56.

［8］胡紹雨，申曙光.我國民生保障區(qū)域水平靜動態(tài)比評估［J］.華僑大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2016（5）：85-100.

［9］MANKIW G.宏觀經(jīng)濟學(xué)［M］.盧遠(yuǎn)瞻，譯.北京：中國人民大學(xué)出版社，2011：45.

［10］TOBLER.A Computer Movie Simulating Urban Growth in the Detoit Region［J］.Economic Geography，1970（46）：234-240.

［11］SIDHARANS，TUNSTALLH，LAWDERR，et al. An Exploratory Spatial Data Analysis Apppoach Tounderstanding the Relationship Between Deprivation and Morality in Scotland［J］.Social scinec＆medicine，2007，65（9）：1942-1952.

［12］BEHREBSK，THISSEJF.Regional Economics：A New Economic Geography Perspective［J］.Regional Science and Urban Economics，2006，37（4）：457-465.

［13］PARENT O，LESAGE J P.Using the Variance Structure of the Conditional Autoregressive Spatial Specification to Model Knowledgespillovers［J］.Journal of Applied Econometrics.2008，23（2）：235-256.

［14］LESAGE J，PACE R K.Introduction to Spatial Econometrics［M］.New York：CRC Press，2009：201-215.

［15］關(guān)信平.加強基礎(chǔ)性民生建設(shè) 促進(jìn)共同富裕［J］.江蘇行政學(xué)院學(xué)報，2022（1）：56-63.

［16］宋才發(fā).人類文明新形態(tài)蘊含的全人類共同價值［J］.河北大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2023，48（1）：1-10.

［17］王列軍.我國民生支出的規(guī)模、特征及變化趨勢［J］.管理研究，2023，39（3）：62-69.

［18］焦長權(quán)，董磊明.邁向共同富裕之路：社會建設(shè)與民生支出的崛起［J］.中國社會科學(xué)，2022（6）：139-160.

［19］成偉.我國兜底性民生服務(wù)體系構(gòu)建——從基本保障到社會服務(wù)［J］.南開大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2021（5）：44-53.

［20］閆曉英，周京.加快建設(shè)普惠型兒童福利和保護(hù)制度［J］.社會政策研究，2021（4）：124-136.

［21］王延中，龍玉其，寧亞芳.“十四五”時期中國社會保障建設(shè)的目標(biāo)任務(wù)與政策建議［J］.社會保障評論，2021，37（9）：158-167.

［22］王海.實現(xiàn)共同富裕和人的全面發(fā)展的關(guān)系論析——以馬克思恩格斯相關(guān)論述為邏輯起點 ［J］.河北大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2023，48（2） ：124-130.

［23］鄒新月，王旺.數(shù)字普惠金融對居民消費的影響研究——基于空間計量模型的實證分析［J］.金融經(jīng)濟學(xué)研究，2020，35（4）：133-145.

［24］徐康，寧韓劍.中國區(qū)域經(jīng)濟的“資源詛咒”效應(yīng)：地區(qū)差距的另一種解釋［J］.經(jīng)濟學(xué)家，2005（6）：97-103.

［25］童星.社會主要矛盾轉(zhuǎn)化與民生建設(shè)發(fā)展［J］.社會保障評論，2018，2（1）：3-12.

［26］顧海，吳迪.“十四五”時期基本醫(yī)療保障制度高質(zhì)量發(fā)展的基本內(nèi)涵與戰(zhàn)略構(gòu)想［J］.管理世界，2021（9）：158-167.

［27］李實，楊一心.面向共同富裕的基本公共服務(wù)均等化：行動邏輯與路徑選擇［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2022（2）：27-41.

［28］喬曉楠，李欣.勞動報酬占比、勞動報酬差距與共同富?！谓?jīng)濟學(xué)的理論邏輯與測度分析［J］.河北大學(xué)學(xué)報（哲學(xué)社會科學(xué)版），2023，48（6）：132-149.

［29］劉亞萍，朝樂門.西部農(nóng)牧交錯帶互助養(yǎng)老服務(wù)優(yōu)化路徑研究［J］.財經(jīng)理論研究，2024（4）：39-50.

（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