新时代最低生活保障与共同富裕耦合协调发展研究

贾洪波，毛博书

（1.北京航空航天大学 公共管理学院，北京 100191；2.复旦大学 社会发展与公共政策学院，上海 200082）

一、引 言

共同富裕是社会主义的本质特征，是中国式现代化的重要特征。 在当代中国，共同富裕包括发展性、共享性和可持续性等关键元素［1］。在改革开放四十多年的进程中，我国经济发展取得了显著成就。进入新时代，我国社会主要矛盾已转变为人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分的发展之间的矛盾。 要使全体人民共享共创日益美好的生活，实现共同富裕，就必须以解决发展不平衡不充分问题为主要思路，着力提高人均收入水平，缩小收入差距，推动各地区共同发展［2］。

针对社会中出现的由于各种原因无法进入劳动力市场的贫困、失业、残疾等各类弱势群体，我国于上世纪90 年代开始出台了一系列社会救助制度，包括城乡居民最低生活保障制度、农村特困人员供养制度、自然灾害救助制度等等，这些社会救助制度作为国民收入再分配的重要手段在一定程度上保障了各类弱势群体的基本生活，在解决贫困问题、调节社会收入差距、消除和缓解区域发展不平衡和不充分等方面起到了重要作用，但在救助范围、救助水平和救助效果方面仍然存在一定的改善空间［3］。 在所有救助群体中，贫困人口问题一直是困扰中国社会发展的最主要的顽疾，面向贫困人口的最低生活保障制度是我国现有社会救助制度中规模最大的一项社会救助制度。截至2021 年，我国城市居民最低生活保障人数共737.8 万，农村居民最低生活保障人数共3474.5 万，合计约占总人口的3%。2020 年，我国消除了绝对贫困，完成了脱贫攻坚任务，最低生活保障制度在完成该任务中起到了重要作用。 目前，我国绝对贫困问题虽已消除，但相对贫困等问题仍将长期存在。 党的二十大报告指出要“巩固拓展脱贫攻坚成果”。 可见，现阶段推进最低生活保障制度的完善和发展仍然具有重要意义。

党的二十大报告指出要深入贯彻以人民为中心的发展思想，推进共同富裕取得新成效。 最低生活保障制度的“补缺性”决定了其实施效果关联着共同富裕进程，而共同富裕的进程又反过来影响着最低生活保障的水平，二者是一个相互协调、共同发展的复杂系统。 探究最低生活保障与共同富裕之间的内在关联，推进最低生活保障制度与共同富裕耦合协调发展，是新时代推进我国经济社会高质量发展的重要举措，也是实现中国式现代化和中华民族伟大复兴的客观要求。

二、文献回顾

国内外已经有相当一部分研究涉及了最低生活保障与共同富裕的某一维度或者某一方面之间的关系。

从最低生活保障视角来检视文献，国内外有大量文献关注最低生活保障制度或社会救助制度对贫困、收入不平等、区域不平等、收入分配不公平等问题的影响。 陈建东等研究发现低保对城镇内部和农村内部的收入差距扩大有一定的抑制作用，但不显著［4］。曹艳春研究指出农村最低生活保障制度明显提高了贫困群体的生活水平［5］。 李琦和曹艳春研究发现低保制度产生了一定降贫效果,但是各个地区低保的公平性与制度合理性仍然存在改善空间［6］。 张栋研究表明最低生活保障制度对低保家庭的贫困脆弱性具有显著的改善效果，能够有效地降低低保家庭在未来继续陷入贫困的可能性，但这种效果存在区域的差异［7］。因为国外没有与中国完全对应的最低生活保障制度，所以国外文献主要是对社会救助相关的研究。 在这些研究中，与最低生活保障类似，贫困问题和收入差距问题一直是被关注的重点。 Nelson 通过对26 个欧盟国家研究得出结论，社会救助支出水平和物质匮乏存在负相关关系，政府通过再分配政策能够减少贫困现象［8］。 Tekgüc对土耳其的研究指出，社会救助在一定程度上改善了收入贫困和不平等，但这种改善是非常有限的［9］。 Shahidi 等对欧洲国家的研究发现，在高收入国家，社会救助未能维持弱势群体的健康水平，接受社会救助的群体健康水平明显低于未接受社会救助的群体的健康水平［10］。 Barrientos 对亚太地区国家的研究表明，社会救助在减少极端贫困方面有显著作用，但在人口较多的发展中国家，不平等现象仍然严重，环境保护是21 世纪社会救助需要关注的新议题［11］。

从共同富裕视角来检视文献，国内外学者们主要关注经济社会因素对最低生活保障制度或社会救助制度标准、支出和保障水平等方面的影响。 陈蔡春子和林万龙指出，财政自主程度、经济发展水平的提高推动了城乡最低生活保障制度的并轨［12］。 李鹏和张奇林从情境、结构和执行因素方面分析了我国低保规模持续缩减的原因，其中情境因素包括了我国当前贫困治理转型的社会大背景［13］。 杨立雄指出最低生活保障受助人数持续减少，原因之一在于其对经济社会发展政策具有一定的依附性［14］。在国外文献中，Holsch 和Kraus 研究发现，在欧洲国家，社会救助对改善社会不平等的效果受到预算规模和国家体制的影响［15］。 Vliet 和Wang 研究发现贸易开放和失业率飙升带来的预算压力与社会救助的替代率呈负相关关系［16］。 Wang 等对中国的研究指出，城镇化率和人均财政收入是人均社会救助支出的主要驱动因素，且人均财政收入的影响强度趋于增强［17］。

既有的文献还未有专门针对最低生活保障制度与共同富裕二者相互作用的研究。 不过，已有一些研究开始探讨其他社会保障制度与经济社会之间的相互作用。 谭伟和吴永求研究了我国社会保障与经济发展的耦合协调度，研究发现我国东部省份的协调度显著高于中、西部地区［18］。 杨亮等研究了社会保障、经济发展与区域发展之间的耦合协调度，研究发现，东部地区、中部地区、西部地区的耦合协调度呈现依次递减趋势，但总体上我国社会保障水平与经济发展正从磨合阶段逐渐转向协调适应［19］。陈凯和赵娜对12 个试点城市的长期护理保险制度与区域经济发展的协调度进行了评价，研究发现长期护理保险制度与区域经济发展是相互影响、相互制约的复杂系统［20］。 韩之彬和穆怀中研究了社会保障支出与居民劳动收入的耦合协调度，研究发现社会保障支出与居民劳动收入的耦合协调度逐年降低，同时存在显著的空间集聚趋势［21］。 在国外文献中，学者们主要关注现收现付社会保障制度与经济社会系统之间的关系。 Bellettini 和Ceroni 运用博弈论模型分析了在小型开放经济体中，现收现付的社会保障体系会为纳税人提供一定的激励，推进基础设施与公共教育投资，从而促进经济增长，反过来，未来工资水平的提高影响着现收现付社会保障制度的贡献回报率［22］。Zhang 和Zhang研究了社会保障制度与经济增长的相互作用，研究发现社会保障制度通过降低生育率和增加人力资本投资而促进了经济增长，经济增长反过来并没有导致社会保障缴费与收入比发生变化［23］。 Rojas 采用代际交叠模型分析了高等教育政策与社会保障制度之间的相互作用，研究发现教育补贴的增加降低了平均生育率，进而提高了社会保障税率，而社会保障税率的提高又反过来降低了个人的收入［24］。

综上，既有文献研究表明：最低生活保障与共同富裕是一个相互影响、相互制约的复杂系统，二者需要在发展中不断地协调和融合。 现有文献主要从贫困、收入和宏观经济的角度分析最低生活保障制度等社会救助制度对共同富裕的影响，从保障水平、支出、覆盖范围、政策规划等方面分析共同富裕对最低生活保障的影响。 已有一些文献分析了整体社会保障制度与经济社会之间的关系。 与现有文献相比，本文可能的创新性体现在三个方面。 一是从理论层面探讨了最低生活保障与共同富裕之间的耦合协调关系。 最低生活保障是一项非缴费性质的社会保障，其与经济社会系统之间的关系有别于现有研究关于缴费型社会保障与经济社会系统之间的关系，单独探讨二者之间的耦合协调关系有利于更加深入地揭示社会救助制度与经济社会之间的联系。 二是在文献与理论分析的基础上，对最低生活保障与共同富裕的耦合协调发展情况进行了量化和测度，丰富了对最低生活保障与共同富裕水平测度的研究。 三是利用时间序列和空间相关性的工具分析了二者耦合协调发展的时空演变，探讨了新时代十年间二者耦合协调发展趋势。

三、最低生活保障与共同富裕耦合协调机理

新福利经济学认为，社会保障是补偿社会变革所造成损失的措施，通过合理的社会保障制度可以弥补福利损失，使贫困者摆脱贫困。 社会救助在保障贫困人口生活的同时，应同时鼓励其自立，这是从人力资本角度对经济社会的投资，有助于提高经济效率。 凯恩斯有效需求理论认为，社会救助等社会福利支出与宏观经济是相互协调、共同发展的关系。 在中国特色社会主义国家治理体系中，社会保障制度是国家治理体系的重要构成部分，推进社会保障制度改革是推进国家治理体系和治理能力现代化的重要举措。 社会救助事关困难群众基本生活和衣食冷暖，在中国式现代化发展全局中具有极其重要的基础地位［25］。 最低生活保障与共同富裕二者的耦合协调关系可从两方面进行分析。

首先，最低生活保障促进了共同富裕水平的提高。 邓小平指出，社会主义的本质是解放生产力，发展生产力，消灭剥削，消除两极分化，最终达到共同富裕。 因此，社会成员以及城乡、地区之间贫富差距的程度不能过大。 在解放和发展生产力层面，最低生活保障制度通过财政转移支付等方式向贫困人口提供社会保障可以提升社会需求，同时稳定宏观经济。 经济社会的发展离不开稳定的社会环境，最低生活保障制度为经济社会发展创造了稳定的环境。 同时，最低生活保障制度对贫困人口进行社会救济，一定程度上是对贫困人口的人力资本投资。 在当今时代，人力资本在经济增长中的作用愈发重要，提升劳动力的平均质量对促进经济社会的发展具有重要的推动作用。 在消除两极分化问题方面，最低生活保障制度的实施目标是要保障贫困人口最低的生活水平，已有大量的研究表明其对于减少社会成员之间、区域之间和城乡之间的差距均具有重要促进作用。

其次，共同富裕水平的提高反作用于最低生活保障，主要体现在最低生活保障的覆盖人群、待遇水平、财政支出和政策设计层面。 在覆盖人群上，最低生活保障制度是一项针对贫困人口的社会救助制度。 共同富裕要求使全体社会成员共享发展成果，要求社会成员之间的收入差距维持在合理区间。随着共同富裕进程的推进，贫困人口的数量会持续减少，中等收入群体会逐渐扩大，故享受最低生活保障的人群也会随着共同富裕进程的推进而减少①。 在待遇水平上，随着共同富裕进程的不断推进，总体富裕程度不断提高，人均收入、消费水平和生活成本均会不断提高。 最低生活保障水平的确立标准是基于居民基本生活所必需的衣、食、住费用，随着共同富裕进程的推进，最低生活保障的待遇标准也会逐步地提高②。 在财政支出上，虽然共同富裕促进了最低生活保障标准的提高，但总体上，享受最低生活保障待遇的人是逐渐减少的。 随着经济社会的不断发展，贫困人口不断减少，对贫困人口的社会救助也会从大规模的社会救助转变为点对点的精准扶贫，最低生活保障支出在经济系统中所占的比例会越来越小。 在政策设计上，在城乡居民最低生活保障制度成立初期，二者的待遇标准差距较大，这与城乡之间发展的不平衡密不可分。 共同富裕的共享性要求城乡协调发展，随着共同富裕进程的推进，城乡之间的差异会逐步缩小，二者之间的收入与消费差距会逐步减小，因而城乡之间的最低生活保障制度待遇差别也应随着共同富裕进程的推进而逐步减小，逐步并轨。

上述两方面关于最低生活保障与共同富裕二者的耦合协调关系的分析可以进一步用最低生活保障适度水平模型来简化表述。 最低生活保障与共同富裕之间的耦合协调实际上表示最低生活保障与共同富裕之间的发展是相适应的，最低生活保障的发展水平是适度的。 受到穆怀中社会保障适度水平模型［26］启发，最低生活保障适度水平的测度模型可以表示为：

其中，S 为最低生活保障适度水平，Sa 为最低生活保障支出总额，W 为工资收入总额，G 代表地区生产总值，Q 代表最低生活保障支出与工资总额的比重，H 代表工资总额占地区生产总值的比重。

最低生活保障适度水平模型可以比较简洁地表明最低生活保障和共同富裕之间的理论逻辑。 在该模型中，地区生产总值G 体现了共同富裕的“富裕性”，而Q 体现了劳动创造的价值有多大比例用于最低生活保障支出（这一比例不仅与政策设计的最低生活保障人均待遇水平有关，而且与政策设定的最低生活保障的覆盖人群有关），从宏观关系方面体现了共同富裕的“共享性”，从而在最低生活保障和共同富裕之间建立了理论联系。 马克思主义理论认为，物质资料生产是人类社会存在和发展的基础，经济基础决定上层建筑。因此，该模型中的变量G 及Q 的变化在引起物质文明变化的同时也会相应地引致精神文明（如受教育程度、人均藏书量，等）的变化。 因此，该模型在明确地体现最低生活保障与共同富裕“富裕性”与“共享性”理论联系的同时，也潜在地体现了最低生活保障与新时代包括物质富裕和精神富裕双重富裕在内的共同富裕之间的理论联系。

综上所述，最低生活保障制度对推进共同富裕进程具有重要作用，而共同富裕进程亦会对最低生活保障的待遇、覆盖人群、规模、政策设计产生重要影响，二者是一个相互作用、相互协调发展的复杂系统。 具体刻画如图1。

图1 最低生活保障与共同富裕耦合协调机理

四、研究设计

（一）核心变量

1.最低生活保障

20 世纪90 年代，为应对贫困问题，我国城市与农村地区分别建立了最低生活保障制度。 测度最低生活保障（社会救助）水平一般可从覆盖人群、财政支出、给付标准等层面出发［27-30］，结合其与共同富裕的耦合协调机理，选取最低生活保障支出水平、最低生活保障覆盖水平和最低生活保障待遇水平三个维度对最低生活保障水平进行测量。 具体如表1 所示。

表1 最低生活保障指标体系

2.共同富裕

共同富裕这一概念自1951 年首次提出后［31］，就一直在各类政策文件中被广泛提起，但学界对其定义和内涵的理解并未达成一致看法。 共同富裕的测度有多种理解，如经典的“共同”与“富裕”二分法［2,32-33］。在特定的背景下，共同富裕也可以有更多内涵和测度维度，如可持续发展、绿色发展、乡村振兴、社会和谐、创新驱动、基础设施建设等等［34-35］。考虑到共同富裕与最低生活保障之间的耦合协调关系，本文主要从社会分配角度选取经典的“共同”与“富裕”二分法来测度共同富裕，即将共同富裕划分为总体富裕程度和共享程度两个维度。

总体富裕程度代表了社会经济的发展水平。 党的二十大报告指出，中国的现代化是物质文明和精神文明相协调的现代化，故本研究将总体富裕程度分为物质文明富裕程度和精神文明富裕程度两个维度。 物质文明富裕程度主要由一系列经济发展综合指数进行测度，精神文明富裕程度主要包括了教育、文化、娱乐等事业的发展程度，包括人均图书馆藏书量、互联网发展情况和每十万人高等院校在校生数三个变量。

共享程度代表了发展的平等或者不平等程度。 参考刘培林的做法［2］及邓小平关于共同富裕的阐述，本研究从社会群体差距、地区差距和城乡差距三个维度来测量总体的共享程度。 在不平等的测度上，目前主流的测量方法有方差、变异系数、基尼系数、阿特金森指数、广义熵指数、泰尔指数等方法［36］。 本研究中主要涉及对不同区域、不同群体的不平等测度，在这些不平等测量方法（指数）中，泰尔指数对高收入阶层和低收入阶层两个极端收入的变动较为敏感，更为贴合我国的实际情况，且规避了使用基尼系数对不同群体收入不交叠的假设，更贴合我国现有统计数据的分类情况。 本研究选取泰尔指数作为群体、区域之间不平等的主要测量工具。泰尔指数来源于广义熵指数。广义熵指数的计算公式为：

当a=1 时，广义熵指数会退化为对分布右侧尾部差距更敏感的泰尔TT指数③:

当a=0 时，广义熵指数会退化为对分布左侧尾部差距更敏感的泰尔TL指数：

公式（2）（3）（4）中，T 为泰尔指数，yi代表第i 个个体的收入，表示所有个体的平均收入。在实际研究中所用以计算的指标不一定是收入，也可以是其他经济、社会指标。 综合考虑我国的实际情况，本研究采用对低极端值更敏感的TL指数进行计算。 除了这两种指数之外，泰尔指数还有其他变种，主要是基于人口等因素对其进行加权、组间组际的分解等需要。 本研究中所构建的有关泰尔指数的指标均为单位变量④，不涉及加权问题，也无进一步分解的需要，故均采用该式进行计算。

在当代中国，受到行业垄断、教育等因素影响而产生的行业间的收入不平等已经日益成为中国群体间收入差距扩大的重要原因［37］。 一如前述，由于我国行业间的规模变化较快，不宜利用人口、行业规模等因素对行业进行赋权处理，同时，单独考察不加权的行业收入差距, 能够更有助于凸显收入的行业特征［38］。 基于现有对行业收入差距的测度研究，选取不同行业城镇单位工资收入差距泰尔指数和城镇登记失业率作为群体收入差距的测量指标。

地区之间的差距涉及经济、社会、文化等多个方面，既有研究通常从GDP、人均收入、人均消费等方面对不同地区之间的差距进行衡量。 然而，GDP 核算过程中通常会存在一定程度误差［39］。 同时，2012—2021 年期间，我国县域一级行政区划共发生过多次变更，数据缺失值较多。 综合考量，本研究采用夜间灯光数据和城镇化率作为衡量地区之间差距的主要变量。 夜间灯光数据基于卫星传感器探测到的夜晚地球的灯光、火光等信息，是一种能够很好地作为人类活动表征的遥感数据，夜间灯光数据已被广泛地应用于我国县域活力度测算［40］、区域经济时空差异的分析［41］、贫困识别［42］等，一定程度上能够真实地代表一个地区的经济社会发展综合水平［43］。 美国国防气象卫星（DMSP）、美国极轨卫星（SuomiNPP）和武汉大学珞珈一号卫星等都提供了覆盖全中国范围的卫星数据。 在这些数据中，美国国家极轨业务环境卫星系统NPP 搭载的可见光红外成像辐射仪VIIRS 提供的夜间灯光数据（以下简称NPP/VIIRS）时间跨度和质量均较高，本研究采用2012—2021 年各县域的平均灯光强度（Average Night-time Light Index，ANLI）的泰尔指数作为衡量各省份内不同地区之间差异的主要变量。

城乡差距仅涉及城镇与乡村两个群体，不宜采用基尼系数、泰尔指数等适用于多群体的测量工具，故直接采用城乡之间的人均可支配收入比以及人均消费支出比作为衡量城乡差距的测量指标。

综上所述，共同富裕的测量指标体系由2 个一级指标、5 个二级指标、13 个三级指标构成，如表2所示。

表2 共同富裕指标体系

（二）数据来源与预处理

1.最低生活保障

由于难以获得香港特别行政区、澳门特别行政区以及台湾地区相关统计指标所对应的数据，本文只选择了中国内地31 个省份的相关数据进行测算。 所有最低生活保障数据来源于2013—2022 年《中国民政统计年鉴》，用以计算比例的人口、财政支出等数据来源于2013—2022 年《中国统计年鉴》、国家统计局数据平台（https://data.stats.gov.cn）⑤。

2.共同富裕

人均地区生产总值等经济社会变量来源于2013—2022 年《中国统计年鉴》、国家统计局数据平台（https://data.stats.gov.cn）。就业相关的指标来源于2013—2022 年《中国劳动统计年鉴》。其中，恩格尔系数的计算公式为：

2012 年和2013 年的统计口径未公布各省份整体居民的支出情况，分别计算城镇和乡村居民的恩格尔系数后进行合成：

常住人口城镇化率的计算公式为：

县域夜间灯光数据的来源主要分为两部分。 第一部分是夜间灯光数据，夜间灯光数据来源于美国国家海洋和大气管理局（NOAA）和美国科罗拉多矿业学院佩恩公共政策研究所地球观测组所发布的2012—2021 年全球夜间灯光（Annual VNL V2.1:Average-Masked）序列数据。 该数据序列使用原始的NPP/VIIRS 月度无云灯光数据平均值合成，并利用月度数据的中位数去除了极光、生物质燃烧等情况导致的异常灯光值［44］，同时采用统一的标准进行处理，使得数据具备了连续性⑥。 目前在国内已被用于多个地区［45］的经济社会研究中。 第二部分是中国行政区矢量数据，从CNOPENDATA 平台获取，去除香港特别行政区、澳门特别行政区和台湾地区后，共计2849 个县域单元⑦。 在ArcGIS 环境中，使用矢量地图对夜间灯光数据进行掩膜提取，并重投影为Lambert 坐标系，500×500 分辨率，以便于分析。 对部分存在于新疆、黑龙江等地的噪声（VIIRS V2 数据未对气体燃烧所导致的噪声进行处理），设定北京、上海、广州、深圳地区的最大正常灯光辐射值作为阈值，对高于阈值的像元采用5×5 中值滤波法过滤高噪声［46］。同时，将小于0 的辐射值赋值为0 以去除低噪声。采用ArcGIS 中的区域分析工具对县域平均灯光强度（Average Night-time Light Index,ANLI）进行统计。 平均灯光强度的计算公式为：

其中：DNi表示每个像元的辐射值，单位是nanoWatts/cm2/sr；n 表示区域总像元数。

（三）研究方法

1.熵值法

在自然科学中，熵是指系统无序状态的一种量度。 在社会系统中，信息熵是指系统中不确定性程度的度量，信息熵越高则系统结构越均衡，差异越小，信息熵越低则系统结构越不均衡，差异越大。 因各个指标之间的权重不一，本研究采用熵值法对原始指标进行赋权。

2.耦合协调度模型

耦合（Coupling）一词在物理学、概率论与电子学中有着不同的含义。 经济学、地理学中的耦合概念主要来源于物理学，是指两个或两个以上的物体之间通过相互作用而彼此影响的现象。 通过耦合理论，可以对多个社会经济系统的相互作用与影响进行评价。 协调（Coordination）是指系统之间或系统组成要素之间在发展演化过程中彼此和谐一致，系统之间或系统组成要素之间在发展演化过程中彼此和谐一致的程度称为协调度。 本研究使用将耦合度与协调度相结合的耦合协调度方法［47］，用于评估两个系统之间耦合协调发展情况。

3.动态演进分析——Kernel 核密度估计

Kernel 核密度估计是一种非参数估计方法。 假设随机变量X1，X2，…，XN同分布，其密度函数为f（x），可从经验分布函数导出密度函数的核估计。 核密度估计可直观地用于探究对象的动态演进及分布情况，本研究采用Gauss 核函数进行核密度估计。

4.空间相关性分析——空间莫兰指数

莫兰指数分析包括整体空间莫兰指数和局部莫兰指数［48］。 整体空间莫兰指数基于变量的位置和变量值来测量空间自相关程度以评估变量的空间分异是聚类模式、离散模式还是随机模式，而局部莫兰指数用于探究每个个体具体的聚类情况。 本研究使用莫兰指数探究最低生活保障与共同富裕的耦合协调空间相关性。

5.空间差异性分析——Dagum 基尼系数

Dagum 基尼系数是用于分析区域差距的方法，在传统基尼系数的基础上，Dagum 基尼系数可将研究样本按子群进行进一步分解［49］，以进一步探究区域差距的来源。 本研究使用Dagum 基尼系数及其分解探究中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调发展的差距及其来源。

五、中国内地最低生活保障与共同富裕的耦合协调度分析

（一）综合测度结果

1.中国内地最低生活保障水平的测度结果

表3 展示了中国内地31 个省份2012—2021 年最低生活保障指数的变化情况。将中国内地31 个省份的测度结果按照四大经济区域⑧进行分析，在2012 年各省份最低生活保障指数中，东部地区省份的最低生活保障指数平均值最高，达到0.338，其次是东北地区（0.204）和中部地区（0.201），西部地区平均值仅有0.161，在四大经济区域中最为落后，其中甘肃省的最低生活保障指数仅为0.046，约等于最高值上海市最低生活保障指数的十分之一。总体来看，这一年中国内地31 个省份的最低生活保障指数均低于0.5，中国内地均值仅为0.23，整体最低生活保障指数较低且差距较大。 在表3 数据为2012—2021 年中，所有省份的最低生活保障指数都呈现快速增长趋势，中国内地均值增长了约1.24 倍。但截至2021 年，各省份的发展差距仍然较大，东部地区最低生活保障指数平均值已达0.684，远高于中部（0.460）、东北部（0.442）和西部（0.422）这三个地区。北京、上海作为仅有的两个指数超过0.9 的地区领先中国内地，说明这两个地区的最低生活保障指数已经处于研究时间段内中国内地最高水平，而西部地区，尤其是贵州、云南、甘肃、青海、宁夏、新疆等省份的最低生活保障指数仍然较低，最低生活保障指数不到0.4。

表3 中国内地最低生活保障指数

（续表3）

2.中国内地共同富裕水平的测度结果

表4 展示了中国内地31 个省份2012—2021 年共同富裕指数变化情况。 按四大经济区域进行分析发现，与最低生活保障指数类似，在2012 年时，东部地区省份的共同富裕指数平均值最高（0.340），其次是东北地区（0.228）、中部地区（0.186）和西部地区（0.157）。各省份的共同富裕指数在2012—2021 年间也实现了较大幅度的增长，到2021 年时，东部地区省份共同富裕均值已达到0.584，其次是东北地区（0.426）、中部地区（0.403）和西部地区（0.368），整体均值增长了约1 倍，反映了共同富裕建设在新时代十年间取得了明显成就。 但东部地区和其他三个地区的共同富裕指数的差距仍然较大，比如2021 年上海市的共同富裕指数约为西藏共同富裕指数的2.89 倍。 与最低生活保障指数不同的是，从2012—2021 年中国内地共同富裕指数均值的变化中可见，在2019—2020 年期间，共同富裕指数均值增长速度有所减缓，中国内地均值仅增长了0.009，增速较之2012—2019 年明显下降。 小部分省份，如北京、浙江、湖北、贵州等的共同富裕指数甚至出现了小幅度下降，这可能与新冠疫情所带来的经济社会冲击有关。不过在2021 年，各省份共同富裕指数又恢复了增长态势。

3.中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度的测度结果

2012—2021 年，中国内地31 个省份各省份最低生活保障与共同富裕耦合协调度如表5 所示。

对各省耦合协调度进行分级［50］，分级标准如表6。

表6 耦合协调度分级标准

从表5 可以看出，中国内地31 个省份的最低生活保障与共同富裕耦合协调度在新时代十年间均有一定程度的提高。 图2 展示了中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调等级在2012—2021年间的变化色度图，色度从黑到白表示耦合协调等级从极度失调到优质协调的10 个等级。 从图2 可见，总体上中国内地31 个省份最低生活保障与共同富裕耦合协调等级在十年间都实现了1～3 个等级的提升，呈现整体优化趋势。 在四大经济区域中，东部地区省份的耦合协调等级基础较好，在2012年时已有部分省份处于初级或中级协调状态，在研究时间段内保持了稳定的提升。 东北地区省份和中部地区省份的等级演进较为相似，在研究时间段内亦保持稳定提升。 西部地区省份的耦合协调等级差异较大，但在研究时间段内增长迅速，广西、四川、西藏、青海、新疆等多个西部地区省份都实现了3 个耦合协调等级的提升。

图2 2012—2021 年各省份耦合协调等级演变色度图

从中国内地层面来看，在2012 年时，大部分省份均处于最低生活保障与共同富裕耦合协调失调或濒临失调状态。 当时，中国内地耦合协调发展的总体水平较低，平均值属于濒临失调状态，同时区域间耦合协调发展不均衡明显。 到2015 年，中国内地各省份的耦合协调度均有一定幅度的增长，地区之间的耦合协调等级差距亦有所减小，中国内地均值显示地区之间的耦合协调处于勉强协调状态。 到2018年，中国内地耦合协调等级均处于准协调状态（等级大于或等于6），中国内地均值显示地区之间的耦合协调处于初级协调状态。 截至2021 年，中国内地继续保持耦合协调优化发展的态势，其中北京和上海已经达到了优质协调水平。 这说明总体上中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调发展态势向好。

（二）中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度的动态演进

1.分区均值统计

首先将整体的最低生活保障与共同富裕耦合协调度变化情况按四大经济区域绘制折线图（如图3），以进一步分析其发展趋势。

图3 2012—2021 年四大经济区域耦合协调度时间序列

四大经济区域的耦合协调度时间序列变化如图3 所示。 在2012—2021 年期间，四大经济区域的耦合协调度都保持了稳定增长。 在2012 年时，东部地区耦合协调度处于领先水平，其次是东北地区、中部地区和西部地区，四者之间的差距较大，这一格局一直持续到2021 年。 而随着时间发展，西部地区、中部地区和东北地区的耦合协调度差距有所缩小，三个地区之间的耦合协调度极差从2012 年的0.075 下降到2021 年的0.035。 但截至2021 年，只有东部地区的耦合协调度大于中国内地整体的耦合协调度，东部地区和其余三个地区之间的耦合协调差距仍然较大。

2.核密度估计

进一步使用核密度估计对中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调的动态演进进行分析，如图4 所示。

图4 2012—2021 年中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度的核密度估计

从图4 可见，2012—2021 年期间，中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度仅有一个明显的主峰，分布呈现右拖尾现象，这说明中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调发展较为稳定。核密度函数的峰值逐渐增大，随着时间发展呈现逐渐右移的趋势，说明中国内地的最低生活保障与共同富裕耦合协调度差距在缩小。 整体上，中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调发展呈现整体优化趋势。

（三）中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度的空间分异

1.空间相关性

根据地理学第一定律，相较于远距离变量，临近区域的变量之间存在更紧密的空间关联性［51］。 采用整体空间莫兰指数和局部空间莫兰指数进行空间相关性分析。

首先，使用GeoDa 研究区域的整体空间莫兰指数（如表7）。 随机置换次数设定为999 次，权重矩阵采用Queen 邻接法。

表7 整体空间莫兰指数

整体空间莫兰指数分析显示，在1%的显著性水平上，2012—2021 年最低生活保障与共同富裕耦合协调发展的整体空间莫兰指数显著大于0.5。 这表明，最低生活保障与共同富裕耦合协调发展存在显著的空间溢出效应，相邻单元的耦合协调度可以互相影响。 同时，这种影响随着时间发展略有减弱。

其次，再使用GeoDa 进行局部空间莫兰指数聚类分析（如表8）。

表8 局部空间莫兰指数聚类结果

由表8 可知，中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度呈现集中分布的状态，与整体空间莫兰指数的结果一致。 在四大经济区域中，低-低聚类省份主要出现在西部地区；而高-高聚类省份则主要出现在东部地区，东北地区和中部地区省份的聚类结果不显著。 这说明共同富裕程度与最低生活保障水平均较高的省份，在促进自身最低生活保障与共同富裕耦合协调发展的同时，也会对周围地区产生一定的辐射作用，这种辐射作用主要集中在东部地区。 在2012—2021 年期间，中国内地耦合协调度的聚类现象变化较为稳定。 总体上，最低生活保障与共同富裕的耦合协调度具备一定的空间相关性，并呈现出了一定的“马太效应”。

2.空间差异性

将中国内地31 个省份按四大经济区域进行划分，计算2012—2021 年中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度的Dagum 基尼系数，如表9 所示。

表9 Dagum 基尼系数计算结果

从基尼系数的计算结果可见，中国内地总体的基尼系数从2012 年的0.115 逐渐下降至2021年的0.068，整体下降了约41%，这说明中国内地的耦合协调度差异在新时代的十年间有所下降，进一步印证了其呈现整体上的优化趋势。 在四大经济区域的基尼系数中，东北地区基尼系数一直保持较低，在2012—2021 年期间进一步降低了约65%；东部地区的基尼系数最高，接近0.1，在十年间小幅降低了约19%；中部区域的基尼系数一直较低且较为稳定，西部地区的基尼系数在十年间也降低了约65%。但总体上，四大经济区域内部的基尼系数并不高，在十年发展中从未超过0.1且基本处于稳定下降趋势，处于较为理想的状态。 从地区之间的基尼系数看，东-西的基尼系数最高，在2012 年时接近0.2，远高于总体的基尼系数和二者内部的基尼系数，说明东西部地区之间的耦合协调度差距问题是引起中国内地总体的耦合协调度差距的重要原因。 同时，区域之间的基尼系数按高到低排列的前三位依次是东-西，东-中和东-东北，说明东部地区与其他三个区域之间的差距是引起区域差距的主要原因。 在新时代十年发展中，六对基尼系数都有相当程度的降低，但截至2021 年，东-西之间的基尼系数仍然位居四大区域间基尼系数之首，超过0.1。 继续解决好东部地区与其他地区之间尤其是与西部地区之间的耦合协调度不均衡问题对于减小四大经济区域之间的耦合协调差距具有重要的意义。2012—2021 年，组间贡献率始终远大于组内贡献率和超变密度贡献率，说明中国内地耦合协调度的整体差距主要是由四大经济区域之间的差异引起的，组内差异的贡献较小，这也印证了上一节空间相关性的结论。 四大经济区域的超变密度贡献微弱，在研究时间段内均小于5%，说明因耦合协调度地区交叠引起的差距贡献较小。

六、结论与建议

（一）研究结论

本文研究得出了以下结论：第一，2012—2021 年，中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度呈现整体优化趋势。 在时间上，中国内地各省份耦合协调度都得到了提高，基本消除了耦合协调失调的情况。 在空间上，西部地区的耦合协调度提升最快，地区之间的耦合协调度差距有所降低，但仍然需要进一步改善。第二，2012—2021 年，中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度存在显著的空间相关性。 相邻单元的耦合协调度彼此影响，这种影响随着时代发展有减弱的趋势。 具体在地区层面，东部地区的省份出现了较为显著的高-高类型聚类，西部地区省份出现了显著的低-低类型聚类，中部地区和东北地区省份的聚类结果不显著，地区之间的空间溢出效应明显，呈现“马太效应”。 第三，2012—2021 年，中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调度的差距主要由四大经济区域之间的差距主导，区域内部和区域重叠的差距对中国内地耦合协调度的差距贡献较弱，在十年的发展中，中国内地的耦合协调度差距显著降低。

（二） 政策建议

1.积极推进最低生活保障制度的建设和完善

仅从综合评价指数看，中国内地最低生活保障水平仍然存在着较大的差距。 截至2021 年，西部地区省份的最低生活保障发展指数仍然较低。 应积极推进西部地区最低生活保障制度的建设和发展，提升最低生活保障制度对于相对贫困人口的覆盖程度，同时缩小城乡之间、地区之间最低生活保障水平的差异。2020 年以后，我国贫困形态已由以绝对贫困为主转变为以相对贫困为主，最低生活保障制度也需要与时俱进，与时代发展相结合。 在新时代，我国贫困问题势必会变得更加隐匿和复杂，要使最低生活保障与共同富裕耦合协调发展，就要求最低生活保障制度能够充分发挥其救助贫困的作用，在贫困的识别、贫困救助的待遇标准确定等方面进行更加审慎的决策。 完善最低生活保障制度对促进其与共同富裕的耦合协调发展具有重要意义。

2.继续巩固和提高共同富裕水平

党的二十大报告指出，共同富裕是中国特色社会主义的本质要求，也是一个长期的历史过程。 通过对中国内地共同富裕指数的构建和分析可知，中国内地共同富裕指数在2012—2021 年之间已经取得了显著的进步，但发展的不平衡问题仍然突出。 在新时代背景下，要继续推进共同富裕水平的提高，使得全体社会成员都能够公平地享有发展成果。 一方面，要继续大力发展经济，增进民生福祉，促进经济社会稳定发展。 另一方面，要着力解决发展的不平衡与不充分问题，缩小社会成员之间、地区之间和城乡之间的共同富裕差距。 只有共同富裕的水平提高了，最低生活保障等社会救助制度才能更有效地发挥其作用，二者的耦合协调也才能得到进一步的发展。

3.高质量地推进中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调发展

通过对最低生活保障与共同富裕耦合协调的空间分析发现，中国内地最低生活保障与共同富裕耦合协调存在显著的空间聚集效应和空间差异。 为了应对各省份最低生活保障与共同富裕耦合协调发展差异的问题，政府应充分发挥主导作用，充分利用当地资源禀赋，因地制宜地制定最低生活保障与共同富裕耦合协调发展的策略，促进区域经济高质量发展。 同时邻近省份之间要加强最低生活保障与共同富裕信息的共享与协作，相互汲取经验，以共同解决贫困问题。 东部地区也要充分发挥“先富带后富”作用，加强对于西部地区的政策、经济支持，助力西部地区最低生活保障与共同富裕的耦合协调发展，以缓解地区之间的发展不平等问题。

4.正确处理好公共危机事件所带来的冲击

2020 年，受到新冠疫情等公共危机事件的影响，中国内地共同富裕指数增速有所放缓，部分省份甚至出现了小幅度的下降，共同富裕指数在2021 年又恢复了增长，与之对应的最低生活保障指数与共同富裕指数二者的耦合协调度却基本没有下降。 这充分说明了中国内地经济社会系统的强大韧性。自然灾害、公共卫生等突发危机事件不可避免地会对经济社会产生一定的冲击。为了应对这种情况，一方面，要继续提升中国内地共同富裕系统的稳定性，最大限度地降低公共危机事件对其影响。另一方面，最低生活保障等社会救助制度作为这些危机事件的重要应对措施，应及时根据经济社会的变化动态调整自身的覆盖范围、待遇等政策，充分发挥自身“救助”的功能，尽最大可能减少这些公共危机事件给经济社会带来的冲击，做好“最后一道防线”的工作，这也是高质量地推进最低生活保障与共同富裕耦合协调发展的应有之义。

注释：

①由于政策的建立、探索和推广需要一定时间，在最低生活保障建立的初期阶段，为了保障所有贫困人口均能被最低生活保障制度覆盖，可能会出现虽然共同富裕水平在提高，但最低生活保障人群仍然逐年增长的情况。 但在制度成熟后，这种增长会停止。 后文中关于共同富裕对最低生活保障支出的影响分析也同理。

②对最低生活保障标准会越来越高的结论是相对于共同富裕而言的，即将二者作为一个系统来看待，而并非单独指最低生活保障的待遇标准越高越好。 后文对最低生活保障标准这一指标的正负向判定也同理。

③在熵论中，对数的底可取2、e、3、10 等不同的数，最终的结果只会是单位上的不同。 本研究参考经济合作组织和欧洲中央银行等组织的常用做法，取以e 为底的自然对数进行泰尔指数的计算。

④对平均工资和人均GDP 等单位指标，若基于人口等权重对其进行加权会大大弱化群体之间的差距。 例如，2021 年农、林、牧、渔业城镇单位就业人员平均工资为53819 元，就业人数为87 万，制造业平均工资为92459 元，就业人数为3828 万，若基于人口对其进行加权，会弱化两个行业之间的收入差距。 地区之间的差距同理。

⑤部分指标数据统计年鉴与国家统计局数据平台同时存在但数据不一致（这主要是由于在经济普查、人口普查等事件后，国家统计局会对前一时期内的GDP、常住人口等数据进行校正，而统计年鉴中GDP 等数据是初步核算结果，存在一定偏误），以国家统计局数据平台修正后的最新数据为准。 访问时间为2023 年4 月10 日。

⑥数据来源为https://eogdata.mines.edu/products/vnl/，访问时间为2023 年2 月10 日。

⑦县域一级行政区划中，包括了部分未纳入县级类别统计范畴的矢量要素，如广东省东莞市、广东省中山市等不设区县辖区的市。 为保证研究区域的完整性，本研究将这些矢量要素也纳入县域单位的范畴进行分析。

⑧由于难以获得香港特别行政区、澳门特别行政区以及台湾地区相关统计指标所对应的数据，本文只选择了中国内地31 个省份的相关数据进行测算。根据2011 年国家统计局的划分标准，中国内地31 个省份可以划分为东部、中部、西部和东北四大地区。 东部地区包括北京、天津、河北、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南。 中部地区包括山西、安徽、江西、河南、湖北和湖南。 西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。 东北地区包括辽宁、吉林和黑龙江。