教育資本對城鄉收入差距的外部效應

詹國輝 張新文，2

(1.南京農業大學 公共管理學院，江蘇 南京 210095； 2.南卡羅萊納大學 政治科學系，南卡羅萊納 哥倫比亞 29208)

教育資本對城鄉收入差距的外部效應

詹國輝1張新文1，2

(1.南京農業大學 公共管理學院，江蘇 南京 210095； 2.南卡羅萊納大學 政治科學系，南卡羅萊納 哥倫比亞 29208)

基于人力資本理論視角建構教育資本與收入差距的理論框架，梳理教育回報率與收入差距的既有文獻，從而為建構關系模型提供理論層面的應然詮釋。借助全國范圍的面板數據，利用Granger因果關系檢驗，發現教育資本對城鄉收入差距存在顯著影響。進一步，憑借閾值的協整檢驗和再估計結果表明，教育資本與城鄉收入差距的影響效應是非線性關系，具體而言，在1.1364的閾值水平區間內教育資本對城鄉收入差距產生正向性效應，而超過此閾值水平的影響效應則是負向性的。為此，提出相應的政策路徑，以期優化教育資本，進一步縮小城鄉收入差距。

城鄉關系；教育資本；城鄉收入差距；閾值協整檢驗

一、問題的提出

自十八大以來，中央政府號召各省市大力建設新型城鎮化，加快推進城鄉一體化進程。而要實現這一目標，就必須注重城鄉一體化“質”的提升。倘若漠視城鄉差距，一味地追求過快的城市化以及經濟的單向性發展，勢必會加劇城鄉社會一體化建設的失序和失衡。經過30多年改革與開放的長效性發展，我國城鄉收入差距并未縮小反而有所擴大，這種境況是城鄉收入分配失衡所引致的。有研究指出，改革開放以來內生性經濟結構障礙日趨嚴重，而城鄉收入差距問題正是這一結構性障礙的外顯效應，呈現出“先縮小再擴大”的現實樣態(蔡昉，2003)。城鄉收入分配不公現象的緩解離不開城鄉居民素質的提升，特別是農村居民和勞動者素質的有效提升。而教育服務無疑是實現城鄉素質一體化提升的關鍵推動力之一。以教育服務為現實載體的人力資本擴散，有效帶動了城鄉二元的人力資本流動。但基于制度安排與城鎮區位優越性引致的人力資本偏向流動，可能會拉大城鄉收入差距。教育經費投入差異、受教育機會差異、進程務工子女享有不均等教育服務、人才流動的不合理性使城鄉教育在師資力量上產生的“二元”化等差異，都在某種意義上拉大了城鄉教育差距。例如多年來農村考生重點大學的錄取比例落后于城市學生，這其實也是造成城鄉收入差距的內生循環要素之一。至此，在現行城鄉二元結構的制度化障礙下，教育資本的城鄉非均衡性發展、城鄉教育差距的不斷擴大對收入分配的影響效應已然成為現代化建設進程中一個亟需研究和檢驗的重要命題。

中國的城鄉二元性結構體制尚未徹底轉型，這是一個不爭現實，亦是造成城鄉收入差距的根本性因素。城鄉教育服務能否實現均衡性發展，直接反映到城鄉收入差距的層面上。為此，本文所要解決的核心要點在于理順教育服務與城鄉收入差距的內在邏輯以及二者間的影響機制，檢驗兩者之間是否存在線性抑或是非線性關系。

二、理論框架與文獻綜述

(一)理論框架

縱觀中西方人力資本理論體系，已達成一個共識，即人力資本存量(Stock of Human Capital)與勞動生產率呈現正相關，由此認為人力資本存量的區域性差異是造成區域性收入差距的直接動因。提高人力資本存量的最直接途徑是依靠教育和職業培訓。而學歷教育直接映射出教育存量和年限，進而反映在受教育對象的勞動素質上，通過人力資本的內生性傳導機制(Endogenous Conduction Mechanism)，最終實現對收入差距的弱化效應。人力資本的外顯作用在于教育的回報效應，一旦教育回報率呈現區域性差異，必然引致收入差距。而發展中國家的實踐經驗表明以教育為載體的人力資本不在局限于縮小收入差距，反而有可能擴大收入不均衡。由此筆者認為，人力資本視角下的教育與區域性收入差距的影響并非是一種簡單的線性關系。

教育服務對收入分配的影響機制具體如何，筆者在此借助于勞動力市場這一中介變量，以期詮釋這兩者影響機理的內生機制。基于中國的具體實情，勞動力市場存在城鄉區域性的制度化分割，進而影響勞動力的區域化流動，最終引致個體收入差異。在某種程度上，依托于市場機制，教育資本將會是收入分配的核心性要素，且教育資本集中體現在教育回報率。城鄉二元結構、城鄉教育差異、東中西部教育的區域差異，以及基礎教育與高等教育的非均衡結構都引致了教育服務的非均等化，進一步造成弱勢地區抑或弱勢群體教育服務成本的增加。而此時教育資本的回報收益率亦呈現非均衡性，如城市地區與東部沿海區域的受教育群體的收益率遠高于農村地區與中西部地區，在極端狀況下貧困家庭甚至無法完成孩子的基礎性教育服務。即便這部分群體受教育，教育質量的差異致使這部分群體邊際勞動生產力進一步下降，由此，就業回報呈現出地域性差異，最終引致收入差距。

另外從經濟學視角來看，如若勞動力市場完全競爭，那么教育資本的經濟配置屬性會進一步促進勞動力市場中各主體的社會分層。享受高質量教育服務的群體加速向上一階層轉移，從而擴大社會階層的收入差距。因此，教育資本作為人力資本的關鍵性要素，能否發揮出經濟配置功能，這關系到城鄉收入差距能否縮小以及城鄉收入分配均衡性的收斂問題。基于上文分析，建構出如圖1所示的理論框架。

圖1 教育資本與城鄉收入差距之間的關系

(二)文獻綜述

教育與收入的關系始終是研究興趣點，作為關鍵性影響變量的教育回報對城鄉收入影響關系的研究文獻可謂汗牛充棟。此外，有關中國城鄉教育回報對收入的影響效應研究也一直是勞動經濟領域的熱點問題。為此，筆者進一步梳理其內在研究脈絡如下：

針對中國教育回報率的估計因不同的研究方法而呈現出較大的差異性。學者Li et al.(2004)通過不同的分析模型(GMM、OLS)所測度出的教育回報率有著明顯的差異性，且隨著中國改革開放進程的不斷加快，中國社會個體的教育回報率逐漸提高，文化、地域、性別、職業等因素均影響教育回報率。精準識別一定條件下的教育回報收益并非易事，甚至有研究表明因勞動力市場的“自然篩選作用”而存留的高素質勞動力，將進一步作用于勞動收入，最終擴大收入差距(Weiss，1996)。實踐調研表明教育服務不僅表征出篩選效應，亦能提高勞動生產率，不同層次學歷教育的回報率亦呈現出差異性，其中高等教育回報率最快，基礎性教育的回報率普遍偏低，由此可以看出教育回報率的結構性轉變是造成收入分配不均等的重要原因(Schultz，1988)。Psacharopoulos(1994)認為，教育投資收益呈現出國際性差異，中低以及低收入國家的教育回報率在社會維度和個體維度上都遠遠超出高收入國家。與上述發現不同的是，有研究表明，教育回報率對收入分配的影響效應，具體包含“結構效應(Composition Effect)”和“壓縮效應(Compression Effect)”。一旦結構效應的影響超出結構效應，教育回報率必然會引致收入分配的異質化，從而降低收入分配不均的可能性。Katz et al.(1992)建構了一個基本假定(基于現實處境下的技術水平差異，不同技能水平的工人無法相互替代)，借助于相關實證研究表明，教育質量對教育回報率呈現出抑制作用，提高教育服務的質量無法有效改善技術工人的替代效應。最終，技術工人的教育回報率呈現出下降趨勢，收入差距得到緩解，這或許就如同Psacharopoulos(1994)所認為的壓縮效應一般。

中國經濟持續增長，才能跨越中等收入陷阱，教育水平的提升對于經濟水平持續增長固然重要，但對于中國這樣一個大國來說，充分利用城市發展(特別是大都市的發展)來發揮人力資本外部性和不同技能的勞動力在城市中的互補性，提高人力資本的回報，是與國與民均至關重要的發展戰略(陸銘，2016)。現行收入差距的實情一定程度上弱化了本科教育以下的回報率對城鄉收入的影響，而本科教育及以上的回報率普遍偏高，且其不受到地域性因素的影響，不同收入水平的社會階層群體的教育回報率亦有諸多差異(劉靈芝 等，2013)。隨著社會轉型速度的不斷加快，個體教育素質和文化積淀的差異已然嵌入于城鄉一體化發展過程，其對收入差距的影響自然無法避免。然其影響效應是直接抑或間接是促進抑或抑制尚未達成共識。中國勞動力市場因年齡、性別、職業差異形成結構性分割，教育回報率的差異愈發明顯。此外，中國教育回報率呈現出邊際效益遞增趨勢(許濤，2013)。

對于農村場域而言，收入和教育維度上的貧困是致使農民工貧困的最重要因素，應當注意的是教育資本的貢獻度最高，且會隨著時間趨勢而遞增。諸多調研實踐反映出外來務工人員的教育回報小于城市區域勞動力。農村場域內教育回報偏低的現實處境進一步誘發了農民工“厭學情緒”，抑制了農民工受教育機會，最終降低其家庭及自我的教育投入。有學者認為中國正處于結構性改革的關鍵階段，經濟的結構性轉型勢成必然，而政府對教育支出的投入力度尚顯不足，難以支撐農民工的人力資本集聚(王春超 等，2014)。譚江蓉(2016)利用2014年全國流動人口衛生計生動態監測調查數據，采取分位數回歸分析方法探討了不同收入階層城鄉流動人口群體的人力資本回報及其差異，研究發現：城鄉流動人口已出現比較明顯的收入分層，其平均工作經驗回報率為-0.31%。職業教育有回報優勢源自于在高等教育供給不足的特定歷史背景下更有可能從事專業技術性工作，而職業教育回報優勢的消失則是由于高校擴招進一步降低職業教育文憑價值(陳偉 等，2016)。

回顧上文關于“教育回報與城鄉收入差距”關系的研究，對于教育服務的回報率與城鄉收入差距的影響效應研究較少。為此，本文嘗試建構這兩者之間的關系模型來詮釋其中的影響效應，即研究不同水平下教育資本對城鄉收入差距的影響效應。

三、初始模型建構

參考南士敬等(2015)、張羽等(2015)，本文將教育服務作為一個關鍵性變量納入計量模型，同時將人均生產總值也一并納入。最終的模型如下：

(M1)

其中，I-Dis為城鄉收入差距，edu為城鄉教育差距，其余變量為初始關系模型中的一系列控制變量。為了有效測度教育服務對城鄉收入差距的影響，需要建構回歸模型，以此來實現其測度的有效性。本文所選擇的數據區間為1994—2013年。

(一)變量說明和數據指標代碼

I-Dis表示城鄉收入差距，主要以城鄉人均收入的比重作為其初始數據值，但是為了數據的客觀性和可比性，其最終數據值采用城鄉居民消費的價格指數來衡量。edu是指轄區范圍城鄉教育差距，一般情況下采用城鄉人均受教育的年限值，但其存在諸多局限性和主觀性，為此筆者選用在15歲以上人口中受教育的人口比重，并用插值法來進行處理，以便于縮小城鄉差距的較大偏差。在上述控制變量中，財政支出中支農比例以agri-ex為指標代碼；pgdp表征在調研轄區內人均GDP的數值，為了消除異方差的外部影響，對pgdp取對數處理，即為ln pgdp；城市化水平(urban)具體采用轄區內城鎮人口與總人口的比重值；對外開放度(open)以對外出口貿易額與轄區生產總值GDP的比例值來核算；金融發展水平(loan)主要考量資本的流動性，本文以貸款在地區GDP產值中的比重表示；金融對農村社會發展的支持度(agri-loan)以農業貸款占總貸款數的比重為核算標準。

綜合上述指標的測算標準，需要基于變量指標的數據來搭建出初始數據的標準庫。筆者在本文所測度的變量指標的數據值主體是來自于《中國統計年鑒(1994—2013)》、《新中國60年統計資料匯編(1994—2013)》、1994—2013的國家統計局網站數據以及中國資訊行統計數據庫、國研網等。此外，樣本區域選取中國大陸30省區(除西藏以外)，主要考察省級層面的城鄉收入差距問題。

(二)變量的選擇

一是解釋變量的相關性分析。該相關性分析是為了有效檢驗各變量之間的相關性，進而考量變量之間的差異性，最后綜合考量各項標量之間的共性。這種變量之間的高度相關或者說是變量之間的共線性，其后果是所估計模型的無偏差性。為此,應對上文變量進行相關性檢驗，其結果見表1。

表1 相關系數檢驗結果

從表1結果來看，urban、ln pgdp與其余多項變量之間的相關系數值達到0.8以上，為此將上述兩個變量初步排除在后續檢測之外。

二是單位根檢驗。為了從時間序列層面上理順各項變量的關系，對這一系列變量進行平穩性檢驗，結果見表2。

由表2可知，除ln pgdp以及open外，其余幾項變量都可以歸屬為一階差分平穩序列。在格蘭杰因果檢驗中，為了提升最終結果的可靠性，一般以“同階平穩序列”為標準，力圖減少“偽回歸”的發生。為此，以平穩性考量測度數據的平穩性，消除以上三項變量偽回歸的檢驗嫌疑，剔除了如上的三項變量。在此基礎上，進行格蘭杰因果關系檢驗，結果見表3。

一般選用p值在5%為節點，倘若其p值小于5%則拒絕原假設。從表3結果來看，拒絕了agri-loan不是I-Dis的granger因，拒絕了edu不是I-Dis的granger因，拒絕了loan不是I-Dis的granger因，而其他幾項接受了原假設。由此得出，agri-loan、egap、loan是rgap的granger因，而其余的agriexp不是granger的因。因此，可進一步將這一變量(財政支出中農業支出的比例)刪除，最終保留三個變量(教育服務、金融發展水平、金融對農村發展的支持)。

表2 單位根檢驗

表3 格蘭杰因果關系檢驗結果

四、進一步分析：閾值檢驗

(一)閾值模型的初步設定

上文初始模型是理論維度上的抽象模型，此模型中各變量之間關系是線性還是非線性尚未可知。并沒有直接實證檢驗證據表明城鄉教育服務在某一個差距區間內是否會縮減城鄉收入差距。從理論上解釋，上述假設是存在可能性的。原因在于城鄉教育差距達到一定水平之時，城鎮居民所受教育水平提升比較明顯，城鎮居民從事勞動密集型工作的機率會大大下降，技術型和文員型的就業崗位會出現“供不應求”現象，其結果是工資水平的進一步下降。與此同時，進城務工人員在城鎮轄區的就業機會增多，而這些基礎性就業機會主要集聚于進城務工人員，因而其工資必然會上漲。因此，上述理論層面未能表明教育服務的差距與收入差距存在著一般意義上的正相關關系。為了有效而又合理地理順和考察這兩者之間是否存在非線性關系，本文建構模型，并將其設定為閾值模型：

(M2)

在M2中，edu為閾值變量，E(edut-d,γ,th)(0≤d≤t)為機制轉移函數，是值域在[0，1]的有界連續函數，此函數類型是不確定的，既可以是奇函數，又可以是偶函數，這反映出兩者之間機制轉換的線性態勢尚未可知。γ表示在多個變量之間所存在的機制轉移速率(Rate of Mechanism Transfering)，而th即為筆者在本文所要檢驗的核心變量(教育服務)的閾值(Threshold)。此外，ut是相對獨立分布的誤差性序列。β和λ為參數變量，其中β表示為線性部分，而λ則是非線性部分。

另外，轉移函數(南士敬 等，2015)具體表現形式有兩種，分別是Logistic和Exponential。Logistic型的轉換函數可以用以下模型方程表示：

(M3)

在M3模型方程中，E(·)是轉換變量edut-d的單調遞增式的函數，而γ>0僅僅是一個識別性約束條件。位置參數th用來確定轉換變量edu轉變的時刻位置。

Exponential型轉換函數的具體形式為：

E(edut-d,γ,th)=1+e-γ(edut-d-th)2, 其中γ>0

(M4)

此外，上述的E(·)函數還包含了另一種函數關系表現形式，且其呈現出非單調性，具體如下：

(M5)

上述模型方程M5是方程M4的另外一種形式，可以將M4進行離散性變換。當edu→±∞時，則有E(·)→1；而對于一切先決條件(th1≤edu≤th2)，并且當γ→∞時，則有E(·)→0；而edu為其他值之時，則E(·)→1。

(二)閾值模型的設定檢驗

為了有效測度E(edut-d,γ,th)具體歸屬為何種形式，需要進行確定性的判定。為此，首先要明確發生機制轉移時的位置參數，即閾值變量的滯后階，進而進行線性與否的再檢驗，然后判定機制函數的特定形式。從上述的轉換與檢驗來看，不管edu機制轉移函數是否從屬于上文的兩種轉換函數，都需要建立最初的三階原點泰勒，進而將其作為機制轉移函數代入到M2中，最終得到如下的新轉換模型：

(M6)

表4 M2在不同滯后階下的回歸結果* 表4中所呈現出的是不同滯后階下的回歸結果，而括號內為其伴隨概率。

在M6處相異化的d值下需要進行隨機效應的估計分析，這就需要根據不同變量的系數估計值、AIC、R2在模型中的顯著水平等來明確最終的d值。基于所選擇的樣本范圍和數據，確定dmax=6，數據的檢驗結果見表4。這時的AIC達到最小值，為-30.586，P值和F統計量也達到最大值，分別為0.9534、38.158。但從對核心解釋變量edu以及d=4的回歸系數來看，是不顯著的。另外一點需證實，當d=0時，其AIC值(32.580)、adjust-R2(0.8645)、F值的統計量(32.580)與d=4相比，其數據值最終相差無幾。最為關鍵一點在于所有解釋變量回歸系數均能在1%置信水平下顯著。基于上述分析，可以判定教育服務的差距與城鄉二元收入的影響效應所能發生機制轉移的位置參數是在滯后階d=0時。

盡管上文對M6在不同機制轉移時做出了相應的選擇與界定工作，仍未對此有所確定。因此就需要對此進行一定的再檢驗。首先M6的初始假設為線性模型，即初始假設H0∶ρ1=ρ2=ρ3=0，倘若最終的檢驗結果拒絕了初始原假設(ρ1=ρ2=ρ3=0)，就證明了M6是一種非線性模型。為此，通過LM檢驗來測度和證實以及確定機制轉函數的最終形式，結果見表5。

表5 機制轉移函數的設定檢驗

表5中的數據檢驗結果確定了機制轉換函數的形式為非線性模型，具體表示為：

(M7)

(三)閾值模型的協整檢驗

(M8)

(四)閾值協整模型的再估計

對M7進行迭代估計，力圖獲取最小殘差平方和，最終的公式為：

I-Dist= -2.3647 + 0.5123edut+ 1.6124loant+ 48.5786agri-loant

(-0.3845) (0.1386) (13.1543) (1.4152)

(1.6589) (-2.0416) (-11.0567) (-1.3245)

從上述的估計結果來看，edu、agri-loan以及loan對城鄉收入的差距都有顯著性影響，這也表征出教育服務與金融水平對城鄉收入差距的擴大化起到助推的作用。教育服務在不同機制下的異質化對城鄉收入差距的影響效應呈現出區間段的不同，具體而言：第一種機制下教育服務差距對城鄉收入的差距的估計系數是0.5123，可見這兩者之間呈現出正向性影響效應；而當教育服務的差距比較大，轉移機制函數就轉向第二機制，二者的影響效應值為-18.5237，呈現負向性影響效應。從圖2來看，教育服務的差距在合理水平區間段內有助于縮小城鄉收入差距，而脫離于這個水平界限之外，則是負向性效應。

圖2 函數值的時間序排列

當教育服務的差距不斷縮小，E(·)處于零值附近所對應的是第一機制，edu、loan以及agri-loan對應的估計系數為0.5123、1.6124、48.5786。倘若教育服務的差距繼續擴大，處于第二機制時，這三項變量對城鄉收入差距的影響是由其估計系數來決定的，分別為-18.0114(0.5123-18.5237)、-7.1028(1.6124-8.7152)、-12.6361(48.5786-61.2147)。當教育服務差距值比較小時，擴大城鄉教育差距、金融發展水平以及金融對農村發展的支持力度會加劇最終城鄉二元的收入差距；而當教育服務差距值比較大時，再擴大這三項變量的值有助于達成縮小城鄉收入差距的效果。與此同時，以上估計結果亦反映出1.1364是機制轉移函數的節點，當教育服務的差距估計值大于1.1364時，不能起到縮小城鄉收入差距的效果；而只有當教育服務差距控制在1.1364之內，才有助于縮小城鄉二元收入差距。

(五)估計結果的進一步理論詮釋

之所以發生上述影響效應的轉移，從理論和實踐層面上可以找尋到詮釋之理：

一則，對于教育指標而言，其對城鄉收入差距的影響機理主要是：一方面，教育水平的差異性引致了邊際生產力的異質化，而依據傳統經濟學的“邊際生產力等于邊際收益”的既有原則，受益群體的教育報酬亦會因受教育程度而有所差異。從西方教育經濟的經驗研究發現，其教育投資的回報率一般在20至30個百分點；但從長期回報效應來看，教育回報率穩步在10個百分點。中國場域空間內的教育回報率與西方呈現較大差異，受教育程度與收入水平的關系尚無一種共識。甚至有學者認為教育回報率與收入水平之間“貧之更貧，富者愈富”(呂煒 等，2015)。基于中國現實的地域性差異，無論受教育機會還是受教育年限都存在城鄉二元結構性差異。因此，依據傳統“教育水平決定了收入水平”的理論原理，教育服務因城鄉二元結構而呈現的差異進一步引致了城鄉收入差距。另一方面，現行教育服務因城鄉二元結構的差異，使得城鄉區域內的社會個體獲取就業機會及崗位有所差異。從農村區域轉向城鎮區域的大量外出務工人員主要集中在勞動密集型產業，這部分就業崗位就業收入普遍偏低，而城鎮場域空間內的諸多就業崗位對高質量教育資本的需求愈發明顯。由此，城鄉居民群體的受教育水平及質量上的差異限制了就業領域，造成農村與城鎮居民的收入差異。此外，城鎮區域經濟發展程度普遍高于農村區域，附著在二元結構上的社會保障制度亦呈現出區域差異，這進一步致使農村場域空間下的受教育居民不斷向城鎮轉移，尤其是大中型城市。而這部分接受高質量教育資本的群體是符合高收入群體的“潛力股”，一旦流失意味著農村場域內的高收入群體喪失，就會造成農村收入水平的進一步下降(詹國輝 等，2016)。以上從現實調研情況得到有效反饋：農村孩子大多期盼轉變成城鎮居民。在此特別注意到的是，城鄉戶籍改革的不斷推進，致使享有較高人力資本的農民群體大量搬遷至城鎮區域。農村場域內人力資本的不斷外遷，引致了農村居民整體收入水平的下跌。如若長此以往，這一城鄉惡性循環將引致城鄉收入差距的進一步拉大。

二則，對于金融發展指標而言，其對城鄉收入差距的影響機理如圖3所示，具體而言：一方面，農村場域內基層金融部門為了有效提升農業資本要素的流轉效率，將較多農村居民的儲蓄資產轉向對城鎮區域的投資。這一經濟行為的最終結果是城鎮資本運作效率不斷加快，而農村區域呈現出“日漸式微”之勢。另一方面，隨著農村場域內資本要素的不斷外流，以資本運作為核心的產業轉型停滯不前，農村場域內的高質量人力資本依然比較稀缺，農村勞動力投資尚無明顯成效。現行城鄉二元結構的制度化障礙仍未得到有效消解，城鄉人力資本的流動并非是“自由式”，而呈現出一種“不穩定”的態勢。盡管城鎮區域對勞動力資本的需求一如既往的“旺盛”，但囿于城鄉二元分割，如上所論的“不穩定”流動進一步增加了農村人力資本投資的額外風險，這無疑會造成農村對城鎮人力資本投資的“抑制效應”，致使農村居民遷移至城鎮區域非正規部門，收入增長自然比較緩慢。另外一點，中央及地方各層級政府所制定的偏向性公共教育政策，會加劇城鄉教育的非均衡性發展。相較于城鎮區域，農村場域內社會個體教育資本的投資成本偏高，而在金融資本要素流動偏緩的現實境況下，制約了農村投資的內生性發展動力。

圖3 金融發展與城鄉收入差距的影響機制

五、研究結論與反思

隨著社會與經濟的快速發展，地方政府仍然堅持以城市偏向性發展為主，這使得城鄉收入差距問題日益凸顯，因而如何厘清教育服務對城鄉收入差距的影響效應是當前亟需解決的現實課題。本文以城鄉收入差距為出發點，綜合上文的格蘭杰因果檢驗以及閾值協整模型的估計結果可以發現，教育服務與城鄉收入差距之間的影響效應是非線性關系。具體而言，當教育服務的城鄉差距控制在一定的水平區間(1.1364)內，其對城鄉收入差距的影響效應呈現出正向性，而一旦超過臨界水平線之后，教育服務的城鄉差距勢必會轉移到負向性的影響效應。為此，教育服務差距對城鄉收入差距的影響效應因閾值不同而有所差異。

基于上述的實證檢驗分析，提出了以下的政策路徑：一方面，中央以及各地方政府在增加對農村教育資金投入的基礎上，系統性考量城鄉教育資源的結構化匹配(陳斌開 等，2010)。重點是在基層政府的引導下，加大教育經費偏向性轉移于農村教育，最終促成城鄉教育的一體融合性發展局面，這亦是縮小城鄉收入差距的制度性安排。另一方面，在補充地方教育事業財政資金體系的同時，積極有效拓寬農村教育的融資渠道，實現農村教育金融信貸體系的進一步完善，其目的是有效破解二元結構下的教育服務差距。重點在于制定出偏向于弱勢群體(低收入)的優惠制度安排與政策體系，在各層級教育體系中設置系統性的教育獎助體系，以期多渠道來保障弱勢群體的受教育機會，拓寬教育服務的惠及面，最終保證教育分配在城鄉二元層面的公平性。此外，通過教育服務的中間變量實現城鄉二元結構下的收入差距整體性“收斂效應”。

盡管本文對城鄉教育服務差距的議題有所延伸，然囿于數據采集和樣本量的限制，未能對研究進行普適性檢驗。此外，高招政策的傾斜是否最終有利于農村畢業生的再就業，縮小以家庭為統計口徑的城鄉收入差距？國家在農村中小學的硬件投資或者師資培訓等政策是否真正有利于農村教育質量的提升，縮小城鄉教育質量上的差距？諸多現實問題尚未厘清，有賴于進一步的研究，從而擴展城鄉教育差距的現實命題，以期更全面揭示教育服務對城鄉收入差距的影響機制。

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(責任編輯 周秀娟)

External Effect of Educational Services Capital on Urban-Rural Income Disparity

ZHAN GuoHui1ZHANG XinWen1，2

(1.College of Public Administration, Nanjing Agriculture University, Nanjing 210095； 2.Department of Political Science, University of South Carolina, Colombia 29208)

The paper is carding about the existing literature of education and urban and rural income disparity, straightening the intrinsic relationship between education and urban-rural income disparity. By means of the national panel data, making use of Granger causality test, the study finds that educational services has an evident impact on the urban-rural income disparity. The threshold con-integration test and re-estimation show that the effect of educational services and urban-rural income disparity is non-linear, the income disparity would produce a positive effect in the range of threshold level of 1.1364, and the effect is negative when it exceeds this threshold level. To do this, the policy path of educational services should be optimized in order to narrow the urban-rural income disparity.

urban-rural relationship; education services; urban-rural income disparity; threshold con-integration test

2017-01-16

詹國輝(1989-)，男，江西婺源人，南京農業大學公共管理學院博士生。 張新文(1971-)，男，湖南張家界人，南京農業大學公共管理學院教授、博士生導師，南卡羅萊納大學政治科學系訪問學者(2017—2018)。

國家社會科學基金項目“農村公共服務供給的‘碎片化’及其治理研究”(14BGL150)；江蘇省高校重點社科項目“社會治理創新的價值研究”(2015ZDIXM012)；四川省高等學校人文社會科學重點研究基地——四川省農村社區治理研究中心資助項目“農村社區治理質量及其測度標準的實證研究——以江蘇省為例”(SQZL2017C02)。

F304.8

A

1001-6260(2017)06-0037-10

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.06.004

財貿研究 2017.6