教育資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的外部效應(yīng)

詹國(guó)輝 張新文，2

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095； 2.南卡羅萊納大學(xué) 政治科學(xué)系，南卡羅萊納 哥倫比亞 29208)

教育資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的外部效應(yīng)

詹國(guó)輝1張新文1，2

(1.南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院，江蘇 南京 210095； 2.南卡羅萊納大學(xué) 政治科學(xué)系，南卡羅萊納 哥倫比亞 29208)

基于人力資本理論視角建構(gòu)教育資本與收入差距的理論框架，梳理教育回報(bào)率與收入差距的既有文獻(xiàn)，從而為建構(gòu)關(guān)系模型提供理論層面的應(yīng)然詮釋。借助全國(guó)范圍的面板數(shù)據(jù)，利用Granger因果關(guān)系檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)教育資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距存在顯著影響。進(jìn)一步，憑借閾值的協(xié)整檢驗(yàn)和再估計(jì)結(jié)果表明，教育資本與城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)是非線性關(guān)系，具體而言，在1.1364的閾值水平區(qū)間內(nèi)教育資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生正向性效應(yīng)，而超過(guò)此閾值水平的影響效應(yīng)則是負(fù)向性的。為此，提出相應(yīng)的政策路徑，以期優(yōu)化教育資本，進(jìn)一步縮小城鄉(xiāng)收入差距。

城鄉(xiāng)關(guān)系；教育資本；城鄉(xiāng)收入差距；閾值協(xié)整檢驗(yàn)

一、問(wèn)題的提出

自十八大以來(lái)，中央政府號(hào)召各省市大力建設(shè)新型城鎮(zhèn)化，加快推進(jìn)城鄉(xiāng)一體化進(jìn)程。而要實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)，就必須注重城鄉(xiāng)一體化“質(zhì)”的提升。倘若漠視城鄉(xiāng)差距，一味地追求過(guò)快的城市化以及經(jīng)濟(jì)的單向性發(fā)展，勢(shì)必會(huì)加劇城鄉(xiāng)社會(huì)一體化建設(shè)的失序和失衡。經(jīng)過(guò)30多年改革與開(kāi)放的長(zhǎng)效性發(fā)展，我國(guó)城鄉(xiāng)收入差距并未縮小反而有所擴(kuò)大，這種境況是城鄉(xiāng)收入分配失衡所引致的。有研究指出，改革開(kāi)放以來(lái)內(nèi)生性經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)障礙日趨嚴(yán)重，而城鄉(xiāng)收入差距問(wèn)題正是這一結(jié)構(gòu)性障礙的外顯效應(yīng)，呈現(xiàn)出“先縮小再擴(kuò)大”的現(xiàn)實(shí)樣態(tài)(蔡昉，2003)。城鄉(xiāng)收入分配不公現(xiàn)象的緩解離不開(kāi)城鄉(xiāng)居民素質(zhì)的提升，特別是農(nóng)村居民和勞動(dòng)者素質(zhì)的有效提升。而教育服務(wù)無(wú)疑是實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)素質(zhì)一體化提升的關(guān)鍵推動(dòng)力之一。以教育服務(wù)為現(xiàn)實(shí)載體的人力資本擴(kuò)散，有效帶動(dòng)了城鄉(xiāng)二元的人力資本流動(dòng)。但基于制度安排與城鎮(zhèn)區(qū)位優(yōu)越性引致的人力資本偏向流動(dòng)，可能會(huì)拉大城鄉(xiāng)收入差距。教育經(jīng)費(fèi)投入差異、受教育機(jī)會(huì)差異、進(jìn)程務(wù)工子女享有不均等教育服務(wù)、人才流動(dòng)的不合理性使城鄉(xiāng)教育在師資力量上產(chǎn)生的“二元”化等差異，都在某種意義上拉大了城鄉(xiāng)教育差距。例如多年來(lái)農(nóng)村考生重點(diǎn)大學(xué)的錄取比例落后于城市學(xué)生，這其實(shí)也是造成城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)生循環(huán)要素之一。至此，在現(xiàn)行城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的制度化障礙下，教育資本的城鄉(xiāng)非均衡性發(fā)展、城鄉(xiāng)教育差距的不斷擴(kuò)大對(duì)收入分配的影響效應(yīng)已然成為現(xiàn)代化建設(shè)進(jìn)程中一個(gè)亟需研究和檢驗(yàn)的重要命題。

中國(guó)的城鄉(xiāng)二元性結(jié)構(gòu)體制尚未徹底轉(zhuǎn)型，這是一個(gè)不爭(zhēng)現(xiàn)實(shí)，亦是造成城鄉(xiāng)收入差距的根本性因素。城鄉(xiāng)教育服務(wù)能否實(shí)現(xiàn)均衡性發(fā)展，直接反映到城鄉(xiāng)收入差距的層面上。為此，本文所要解決的核心要點(diǎn)在于理順教育服務(wù)與城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在邏輯以及二者間的影響機(jī)制，檢驗(yàn)兩者之間是否存在線性抑或是非線性關(guān)系。

二、理論框架與文獻(xiàn)綜述

(一)理論框架

縱觀中西方人力資本理論體系，已達(dá)成一個(gè)共識(shí)，即人力資本存量(Stock of Human Capital)與勞動(dòng)生產(chǎn)率呈現(xiàn)正相關(guān)，由此認(rèn)為人力資本存量的區(qū)域性差異是造成區(qū)域性收入差距的直接動(dòng)因。提高人力資本存量的最直接途徑是依靠教育和職業(yè)培訓(xùn)。而學(xué)歷教育直接映射出教育存量和年限，進(jìn)而反映在受教育對(duì)象的勞動(dòng)素質(zhì)上，通過(guò)人力資本的內(nèi)生性傳導(dǎo)機(jī)制(Endogenous Conduction Mechanism)，最終實(shí)現(xiàn)對(duì)收入差距的弱化效應(yīng)。人力資本的外顯作用在于教育的回報(bào)效應(yīng)，一旦教育回報(bào)率呈現(xiàn)區(qū)域性差異，必然引致收入差距。而發(fā)展中國(guó)家的實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)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(kuò)大收入不均衡。由此筆者認(rèn)為，人力資本視角下的教育與區(qū)域性收入差距的影響并非是一種簡(jiǎn)單的線性關(guān)系。

教育服務(wù)對(duì)收入分配的影響機(jī)制具體如何，筆者在此借助于勞動(dòng)力市場(chǎng)這一中介變量，以期詮釋這兩者影響機(jī)理的內(nèi)生機(jī)制。基于中國(guó)的具體實(shí)情，勞動(dòng)力市場(chǎng)存在城鄉(xiāng)區(qū)域性的制度化分割，進(jìn)而影響勞動(dòng)力的區(qū)域化流動(dòng)，最終引致個(gè)體收入差異。在某種程度上，依托于市場(chǎng)機(jī)制，教育資本將會(huì)是收入分配的核心性要素，且教育資本集中體現(xiàn)在教育回報(bào)率。城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)、城鄉(xiāng)教育差異、東中西部教育的區(qū)域差異，以及基礎(chǔ)教育與高等教育的非均衡結(jié)構(gòu)都引致了教育服務(wù)的非均等化，進(jìn)一步造成弱勢(shì)地區(qū)抑或弱勢(shì)群體教育服務(wù)成本的增加。而此時(shí)教育資本的回報(bào)收益率亦呈現(xiàn)非均衡性，如城市地區(qū)與東部沿海區(qū)域的受教育群體的收益率遠(yuǎn)高于農(nóng)村地區(qū)與中西部地區(qū)，在極端狀況下貧困家庭甚至無(wú)法完成孩子的基礎(chǔ)性教育服務(wù)。即便這部分群體受教育，教育質(zhì)量的差異致使這部分群體邊際勞動(dòng)生產(chǎn)力進(jìn)一步下降，由此，就業(yè)回報(bào)呈現(xiàn)出地域性差異，最終引致收入差距。

另外從經(jīng)濟(jì)學(xué)視角來(lái)看，如若勞動(dòng)力市場(chǎng)完全競(jìng)爭(zhēng)，那么教育資本的經(jīng)濟(jì)配置屬性會(huì)進(jìn)一步促進(jìn)勞動(dòng)力市場(chǎng)中各主體的社會(huì)分層。享受高質(zhì)量教育服務(wù)的群體加速向上一階層轉(zhuǎn)移，從而擴(kuò)大社會(huì)階層的收入差距。因此，教育資本作為人力資本的關(guān)鍵性要素，能否發(fā)揮出經(jīng)濟(jì)配置功能，這關(guān)系到城鄉(xiāng)收入差距能否縮小以及城鄉(xiāng)收入分配均衡性的收斂問(wèn)題。基于上文分析，建構(gòu)出如圖1所示的理論框架。

圖1 教育資本與城鄉(xiāng)收入差距之間的關(guān)系

(二)文獻(xiàn)綜述

教育與收入的關(guān)系始終是研究興趣點(diǎn)，作為關(guān)鍵性影響變量的教育回報(bào)對(duì)城鄉(xiāng)收入影響關(guān)系的研究文獻(xiàn)可謂汗牛充棟。此外，有關(guān)中國(guó)城鄉(xiāng)教育回報(bào)對(duì)收入的影響效應(yīng)研究也一直是勞動(dòng)經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的熱點(diǎn)問(wèn)題。為此，筆者進(jìn)一步梳理其內(nèi)在研究脈絡(luò)如下：

針對(duì)中國(guó)教育回報(bào)率的估計(jì)因不同的研究方法而呈現(xiàn)出較大的差異性。學(xué)者Li et al.(2004)通過(guò)不同的分析模型(GMM、OLS)所測(cè)度出的教育回報(bào)率有著明顯的差異性，且隨著中國(guó)改革開(kāi)放進(jìn)程的不斷加快，中國(guó)社會(huì)個(gè)體的教育回報(bào)率逐漸提高，文化、地域、性別、職業(yè)等因素均影響教育回報(bào)率。精準(zhǔn)識(shí)別一定條件下的教育回報(bào)收益并非易事，甚至有研究表明因勞動(dòng)力市場(chǎng)的“自然篩選作用”而存留的高素質(zhì)勞動(dòng)力，將進(jìn)一步作用于勞動(dòng)收入，最終擴(kuò)大收入差距(Weiss，1996)。實(shí)踐調(diào)研表明教育服務(wù)不僅表征出篩選效應(yīng)，亦能提高勞動(dòng)生產(chǎn)率，不同層次學(xué)歷教育的回報(bào)率亦呈現(xiàn)出差異性，其中高等教育回報(bào)率最快，基礎(chǔ)性教育的回報(bào)率普遍偏低，由此可以看出教育回報(bào)率的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)變是造成收入分配不均等的重要原因(Schultz，1988)。Psacharopoulos(1994)認(rèn)為，教育投資收益呈現(xiàn)出國(guó)際性差異，中低以及低收入國(guó)家的教育回報(bào)率在社會(huì)維度和個(gè)體維度上都遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出高收入國(guó)家。與上述發(fā)現(xiàn)不同的是，有研究表明，教育回報(bào)率對(duì)收入分配的影響效應(yīng)，具體包含“結(jié)構(gòu)效應(yīng)(Composition Effect)”和“壓縮效應(yīng)(Compression Effect)”。一旦結(jié)構(gòu)效應(yīng)的影響超出結(jié)構(gòu)效應(yīng)，教育回報(bào)率必然會(huì)引致收入分配的異質(zhì)化，從而降低收入分配不均的可能性。Katz et al.(1992)建構(gòu)了一個(gè)基本假定(基于現(xiàn)實(shí)處境下的技術(shù)水平差異，不同技能水平的工人無(wú)法相互替代)，借助于相關(guān)實(shí)證研究表明，教育質(zhì)量對(duì)教育回報(bào)率呈現(xiàn)出抑制作用，提高教育服務(wù)的質(zhì)量無(wú)法有效改善技術(shù)工人的替代效應(yīng)。最終，技術(shù)工人的教育回報(bào)率呈現(xiàn)出下降趨勢(shì)，收入差距得到緩解，這或許就如同Psacharopoulos(1994)所認(rèn)為的壓縮效應(yīng)一般。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)，才能跨越中等收入陷阱，教育水平的提升對(duì)于經(jīng)濟(jì)水平持續(xù)增長(zhǎng)固然重要，但對(duì)于中國(guó)這樣一個(gè)大國(guó)來(lái)說(shuō)，充分利用城市發(fā)展(特別是大都市的發(fā)展)來(lái)發(fā)揮人力資本外部性和不同技能的勞動(dòng)力在城市中的互補(bǔ)性，提高人力資本的回報(bào)，是與國(guó)與民均至關(guān)重要的發(fā)展戰(zhàn)略(陸銘，2016)?，F(xiàn)行收入差距的實(shí)情一定程度上弱化了本科教育以下的回報(bào)率對(duì)城鄉(xiāng)收入的影響，而本科教育及以上的回報(bào)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(huì)階層群體的教育回報(bào)率亦有諸多差異(劉靈芝 等，2013)。隨著社會(huì)轉(zhuǎn)型速度的不斷加快，個(gè)體教育素質(zhì)和文化積淀的差異已然嵌入于城鄉(xiāng)一體化發(fā)展過(guò)程，其對(duì)收入差距的影響自然無(wú)法避免。然其影響效應(yīng)是直接抑或間接是促進(jìn)抑或抑制尚未達(dá)成共識(shí)。中國(guó)勞動(dòng)力市場(chǎng)因年齡、性別、職業(yè)差異形成結(jié)構(gòu)性分割，教育回報(bào)率的差異愈發(fā)明顯。此外，中國(guó)教育回報(bào)率呈現(xiàn)出邊際效益遞增趨勢(shì)(許濤，2013)。

對(duì)于農(nóng)村場(chǎng)域而言，收入和教育維度上的貧困是致使農(nóng)民工貧困的最重要因素，應(yīng)當(dāng)注意的是教育資本的貢獻(xiàn)度最高，且會(huì)隨著時(shí)間趨勢(shì)而遞增。諸多調(diào)研實(shí)踐反映出外來(lái)務(wù)工人員的教育回報(bào)小于城市區(qū)域勞動(dòng)力。農(nóng)村場(chǎng)域內(nèi)教育回報(bào)偏低的現(xiàn)實(shí)處境進(jìn)一步誘發(fā)了農(nóng)民工“厭學(xué)情緒”，抑制了農(nóng)民工受教育機(jī)會(huì)，最終降低其家庭及自我的教育投入。有學(xué)者認(rèn)為中國(guó)正處于結(jié)構(gòu)性改革的關(guān)鍵階段，經(jīng)濟(jì)的結(jié)構(gòu)性轉(zhuǎn)型勢(shì)成必然，而政府對(duì)教育支出的投入力度尚顯不足，難以支撐農(nóng)民工的人力資本集聚(王春超 等，2014)。譚江蓉(2016)利用2014年全國(guó)流動(dòng)人口衛(wèi)生計(jì)生動(dòng)態(tài)監(jiān)測(cè)調(diào)查數(shù)據(jù)，采取分位數(shù)回歸分析方法探討了不同收入階層城鄉(xiāng)流動(dòng)人口群體的人力資本回報(bào)及其差異，研究發(fā)現(xiàn)：城鄉(xiāng)流動(dòng)人口已出現(xiàn)比較明顯的收入分層，其平均工作經(jīng)驗(yàn)回報(bào)率為-0.31%。職業(yè)教育有回報(bào)優(yōu)勢(shì)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(zhuān)業(yè)技術(shù)性工作，而職業(yè)教育回報(bào)優(yōu)勢(shì)的消失則是由于高校擴(kuò)招進(jìn)一步降低職業(yè)教育文憑價(jià)值(陳偉 等，2016)。

回顧上文關(guān)于“教育回報(bào)與城鄉(xiāng)收入差距”關(guān)系的研究，對(duì)于教育服務(wù)的回報(bào)率與城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)研究較少。為此，本文嘗試建構(gòu)這兩者之間的關(guān)系模型來(lái)詮釋其中的影響效應(yīng)，即研究不同水平下教育資本對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)。

三、初始模型建構(gòu)

參考南士敬等(2015)、張羽等(2015)，本文將教育服務(wù)作為一個(gè)關(guān)鍵性變量納入計(jì)量模型，同時(shí)將人均生產(chǎn)總值也一并納入。最終的模型如下：

(M1)

其中，I-Dis為城鄉(xiāng)收入差距，edu為城鄉(xiāng)教育差距，其余變量為初始關(guān)系模型中的一系列控制變量。為了有效測(cè)度教育服務(wù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響，需要建構(gòu)回歸模型，以此來(lái)實(shí)現(xiàn)其測(cè)度的有效性。本文所選擇的數(shù)據(jù)區(qū)間為1994—2013年。

(一)變量說(shuō)明和數(shù)據(jù)指標(biāo)代碼

I-Dis表示城鄉(xiāng)收入差距，主要以城鄉(xiāng)人均收入的比重作為其初始數(shù)據(jù)值，但是為了數(shù)據(jù)的客觀性和可比性，其最終數(shù)據(jù)值采用城鄉(xiāng)居民消費(fèi)的價(jià)格指數(shù)來(lái)衡量。edu是指轄區(qū)范圍城鄉(xiāng)教育差距，一般情況下采用城鄉(xiāng)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(lái)進(jìn)行處理，以便于縮小城鄉(xiāng)差距的較大偏差。在上述控制變量中，財(cái)政支出中支農(nóng)比例以agri-ex為指標(biāo)代碼；pgdp表征在調(diào)研轄區(qū)內(nèi)人均GDP的數(shù)值，為了消除異方差的外部影響，對(duì)pgdp取對(duì)數(shù)處理，即為ln pgdp；城市化水平(urban)具體采用轄區(qū)內(nèi)城鎮(zhèn)人口與總?cè)丝诘谋戎刂?；?duì)外開(kāi)放度(open)以對(duì)外出口貿(mào)易額與轄區(qū)生產(chǎn)總值GDP的比例值來(lái)核算；金融發(fā)展水平(loan)主要考量資本的流動(dòng)性，本文以貸款在地區(qū)GDP產(chǎn)值中的比重表示；金融對(duì)農(nóng)村社會(huì)發(fā)展的支持度(agri-loan)以農(nóng)業(yè)貸款占總貸款數(shù)的比重為核算標(biāo)準(zhǔn)。

綜合上述指標(biāo)的測(cè)算標(biāo)準(zhǔn)，需要基于變量指標(biāo)的數(shù)據(jù)來(lái)搭建出初始數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)庫(kù)。筆者在本文所測(cè)度的變量指標(biāo)的數(shù)據(jù)值主體是來(lái)自于《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒(1994—2013)》、《新中國(guó)60年統(tǒng)計(jì)資料匯編(1994—2013)》、1994—2013的國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站數(shù)據(jù)以及中國(guó)資訊行統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)、國(guó)研網(wǎng)等。此外，樣本區(qū)域選取中國(guó)大陸30省區(qū)(除西藏以外)，主要考察省級(jí)層面的城鄉(xiāng)收入差距問(wèn)題。

(二)變量的選擇

一是解釋變量的相關(guān)性分析。該相關(guān)性分析是為了有效檢驗(yàn)各變量之間的相關(guān)性，進(jìn)而考量變量之間的差異性，最后綜合考量各項(xiàng)標(biāo)量之間的共性。這種變量之間的高度相關(guān)或者說(shuō)是變量之間的共線性，其后果是所估計(jì)模型的無(wú)偏差性。為此,應(yīng)對(duì)上文變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，其結(jié)果見(jiàn)表1。

表1 相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果

從表1結(jié)果來(lái)看，urban、ln pgdp與其余多項(xiàng)變量之間的相關(guān)系數(shù)值達(dá)到0.8以上，為此將上述兩個(gè)變量初步排除在后續(xù)檢測(cè)之外。

二是單位根檢驗(yàn)。為了從時(shí)間序列層面上理順各項(xiàng)變量的關(guān)系，對(duì)這一系列變量進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表2。

由表2可知，除ln pgdp以及open外，其余幾項(xiàng)變量都可以歸屬為一階差分平穩(wěn)序列。在格蘭杰因果檢驗(yàn)中，為了提升最終結(jié)果的可靠性，一般以“同階平穩(wěn)序列”為標(biāo)準(zhǔn)，力圖減少“偽回歸”的發(fā)生。為此，以平穩(wěn)性考量測(cè)度數(shù)據(jù)的平穩(wěn)性，消除以上三項(xiàng)變量偽回歸的檢驗(yàn)嫌疑，剔除了如上的三項(xiàng)變量。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)行格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表3。

一般選用p值在5%為節(jié)點(diǎn)，倘若其p值小于5%則拒絕原假設(shè)。從表3結(jié)果來(lái)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(xiàng)接受了原假設(shè)。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(jìn)一步將這一變量(財(cái)政支出中農(nóng)業(yè)支出的比例)刪除，最終保留三個(gè)變量(教育服務(wù)、金融發(fā)展水平、金融對(duì)農(nóng)村發(fā)展的支持)。

表2 單位根檢驗(yàn)

表3 格蘭杰因果關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

四、進(jìn)一步分析：閾值檢驗(yàn)

(一)閾值模型的初步設(shè)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(guān)系是線性還是非線性尚未可知。并沒(méi)有直接實(shí)證檢驗(yàn)證據(jù)表明城鄉(xiāng)教育服務(wù)在某一個(gè)差距區(qū)間內(nèi)是否會(huì)縮減城鄉(xiāng)收入差距。從理論上解釋?zhuān)鲜黾僭O(shè)是存在可能性的。原因在于城鄉(xiāng)教育差距達(dá)到一定水平之時(shí)，城鎮(zhèn)居民所受教育水平提升比較明顯，城鎮(zhèn)居民從事勞動(dòng)密集型工作的機(jī)率會(huì)大大下降，技術(shù)型和文員型的就業(yè)崗位會(huì)出現(xiàn)“供不應(yīng)求”現(xiàn)象，其結(jié)果是工資水平的進(jìn)一步下降。與此同時(shí)，進(jìn)城務(wù)工人員在城鎮(zhèn)轄區(qū)的就業(yè)機(jī)會(huì)增多，而這些基礎(chǔ)性就業(yè)機(jī)會(huì)主要集聚于進(jìn)城務(wù)工人員，因而其工資必然會(huì)上漲。因此，上述理論層面未能表明教育服務(wù)的差距與收入差距存在著一般意義上的正相關(guān)關(guān)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(guān)系，本文建構(gòu)模型，并將其設(shè)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(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)，是值域在[0，1]的有界連續(xù)函數(shù)，此函數(shù)類(lèi)型是不確定的，既可以是奇函數(shù)，又可以是偶函數(shù)，這反映出兩者之間機(jī)制轉(zhuǎn)換的線性態(tài)勢(shì)尚未可知。γ表示在多個(gè)變量之間所存在的機(jī)制轉(zhuǎn)移速率(Rate of Mechanism Transfering)，而th即為筆者在本文所要檢驗(yàn)的核心變量(教育服務(wù))的閾值(Threshold)。此外，ut是相對(duì)獨(dú)立分布的誤差性序列。β和λ為參數(shù)變量，其中β表示為線性部分，而λ則是非線性部分。

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

(M3)

在M3模型方程中，E(·)是轉(zhuǎn)換變量edut-d的單調(diào)遞增式的函數(shù)，而γ>0僅僅是一個(gè)識(shí)別性約束條件。位置參數(shù)th用來(lái)確定轉(zhuǎn)換變量edu轉(zhuǎn)變的時(shí)刻位置。

Exponential型轉(zhuǎn)換函數(shù)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(shù)還包含了另一種函數(shù)關(guān)系表現(xiàn)形式，且其呈現(xiàn)出非單調(diào)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(jìn)行離散性變換。當(dāng)edu→±∞時(shí)，則有E(·)→1；而對(duì)于一切先決條件(th1≤edu≤th2)，并且當(dāng)γ→∞時(shí)，則有E(·)→0；而edu為其他值之時(shí)，則E(·)→1。

(二)閾值模型的設(shè)定檢驗(yàn)

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

(M6)

表4 M2在不同滯后階下的回歸結(jié)果* 表4中所呈現(xiàn)出的是不同滯后階下的回歸結(jié)果，而括號(hào)內(nèi)為其伴隨概率。

在M6處相異化的d值下需要進(jìn)行隨機(jī)效應(yīng)的估計(jì)分析，這就需要根據(jù)不同變量的系數(shù)估計(jì)值、AIC、R2在模型中的顯著水平等來(lái)明確最終的d值。基于所選擇的樣本范圍和數(shù)據(jù)，確定dmax=6，數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。這時(shí)的AIC達(dá)到最小值，為-30.586，P值和F統(tǒng)計(jì)量也達(dá)到最大值，分別為0.9534、38.158。但從對(duì)核心解釋變量edu以及d=4的回歸系數(shù)來(lái)看，是不顯著的。另外一點(diǎn)需證實(shí)，當(dāng)d=0時(shí)，其AIC值(32.580)、adjust-R2(0.8645)、F值的統(tǒng)計(jì)量(32.580)與d=4相比，其數(shù)據(jù)值最終相差無(wú)幾。最為關(guān)鍵一點(diǎn)在于所有解釋變量回歸系數(shù)均能在1%置信水平下顯著?；谏鲜龇治?，可以判定教育服務(wù)的差距與城鄉(xiāng)二元收入的影響效應(yīng)所能發(fā)生機(jī)制轉(zhuǎn)移的位置參數(shù)是在滯后階d=0時(shí)。

盡管上文對(duì)M6在不同機(jī)制轉(zhuǎn)移時(shí)做出了相應(yīng)的選擇與界定工作，仍未對(duì)此有所確定。因此就需要對(duì)此進(jìn)行一定的再檢驗(yàn)。首先M6的初始假設(shè)為線性模型，即初始假設(shè)H0∶ρ1=ρ2=ρ3=0，倘若最終的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了初始原假設(shè)(ρ1=ρ2=ρ3=0)，就證明了M6是一種非線性模型。為此，通過(guò)LM檢驗(yàn)來(lái)測(cè)度和證實(shí)以及確定機(jī)制轉(zhuǎn)函數(shù)的最終形式，結(jié)果見(jiàn)表5。

表5 機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)的設(shè)定檢驗(yàn)

表5中的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果確定了機(jī)制轉(zhuǎn)換函數(shù)的形式為非線性模型，具體表示為：

(M7)

(三)閾值模型的協(xié)整檢驗(yàn)

(M8)

(四)閾值協(xié)整模型的再估計(jì)

對(duì)M7進(jìn)行迭代估計(jì)，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(jì)結(jié)果來(lái)看，edu、agri-loan以及l(fā)oan對(duì)城鄉(xiāng)收入的差距都有顯著性影響，這也表征出教育服務(wù)與金融水平對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大化起到助推的作用。教育服務(wù)在不同機(jī)制下的異質(zhì)化對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出區(qū)間段的不同，具體而言：第一種機(jī)制下教育服務(wù)差距對(duì)城鄉(xiāng)收入的差距的估計(jì)系數(shù)是0.5123，可見(jiàn)這兩者之間呈現(xiàn)出正向性影響效應(yīng)；而當(dāng)教育服務(wù)的差距比較大，轉(zhuǎn)移機(jī)制函數(shù)就轉(zhuǎn)向第二機(jī)制，二者的影響效應(yīng)值為-18.5237，呈現(xiàn)負(fù)向性影響效應(yīng)。從圖2來(lái)看，教育服務(wù)的差距在合理水平區(qū)間段內(nèi)有助于縮小城鄉(xiāng)收入差距，而脫離于這個(gè)水平界限之外，則是負(fù)向性效應(yīng)。

圖2 函數(shù)值的時(shí)間序排列

當(dāng)教育服務(wù)的差距不斷縮小，E(·)處于零值附近所對(duì)應(yīng)的是第一機(jī)制，edu、loan以及agri-loan對(duì)應(yīng)的估計(jì)系數(shù)為0.5123、1.6124、48.5786。倘若教育服務(wù)的差距繼續(xù)擴(kuò)大，處于第二機(jī)制時(shí)，這三項(xiàng)變量對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響是由其估計(jì)系數(shù)來(lái)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(dāng)教育服務(wù)差距值比較小時(shí)，擴(kuò)大城鄉(xiāng)教育差距、金融發(fā)展水平以及金融對(duì)農(nóng)村發(fā)展的支持力度會(huì)加劇最終城鄉(xiāng)二元的收入差距；而當(dāng)教育服務(wù)差距值比較大時(shí)，再擴(kuò)大這三項(xiàng)變量的值有助于達(dá)成縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果。與此同時(shí)，以上估計(jì)結(jié)果亦反映出1.1364是機(jī)制轉(zhuǎn)移函數(shù)的節(jié)點(diǎn)，當(dāng)教育服務(wù)的差距估計(jì)值大于1.1364時(shí)，不能起到縮小城鄉(xiāng)收入差距的效果；而只有當(dāng)教育服務(wù)差距控制在1.1364之內(nèi)，才有助于縮小城鄉(xiāng)二元收入差距。

(五)估計(jì)結(jié)果的進(jìn)一步理論詮釋

之所以發(fā)生上述影響效應(yīng)的轉(zhuǎn)移，從理論和實(shí)踐層面上可以找尋到詮釋之理：

一則，對(duì)于教育指標(biāo)而言，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)理主要是：一方面，教育水平的差異性引致了邊際生產(chǎn)力的異質(zhì)化，而依據(jù)傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)的“邊際生產(chǎn)力等于邊際收益”的既有原則，受益群體的教育報(bào)酬亦會(huì)因受教育程度而有所差異。從西方教育經(jīng)濟(jì)的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，其教育投資的回報(bào)率一般在20至30個(gè)百分點(diǎn)；但從長(zhǎng)期回報(bào)效應(yīng)來(lái)看，教育回報(bào)率穩(wěn)步在10個(gè)百分點(diǎn)。中國(guó)場(chǎng)域空間內(nèi)的教育回報(bào)率與西方呈現(xiàn)較大差異，受教育程度與收入水平的關(guān)系尚無(wú)一種共識(shí)。甚至有學(xué)者認(rèn)為教育回報(bào)率與收入水平之間“貧之更貧，富者愈富”(呂煒 等，2015)?；谥袊?guó)現(xiàn)實(shí)的地域性差異，無(wú)論受教育機(jī)會(huì)還是受教育年限都存在城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)性差異。因此，依據(jù)傳統(tǒng)“教育水平?jīng)Q定了收入水平”的理論原理，教育服務(wù)因城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)而呈現(xiàn)的差異進(jìn)一步引致了城鄉(xiāng)收入差距。另一方面，現(xiàn)行教育服務(wù)因城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的差異，使得城鄉(xiāng)區(qū)域內(nèi)的社會(huì)個(gè)體獲取就業(yè)機(jī)會(huì)及崗位有所差異。從農(nóng)村區(qū)域轉(zhuǎn)向城鎮(zhèn)區(qū)域的大量外出務(wù)工人員主要集中在勞動(dòng)密集型產(chǎn)業(yè)，這部分就業(yè)崗位就業(yè)收入普遍偏低，而城鎮(zhèn)場(chǎng)域空間內(nèi)的諸多就業(yè)崗位對(duì)高質(zhì)量教育資本的需求愈發(fā)明顯。由此，城鄉(xiāng)居民群體的受教育水平及質(zhì)量上的差異限制了就業(yè)領(lǐng)域，造成農(nóng)村與城鎮(zhèn)居民的收入差異。此外，城鎮(zhèn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度普遍高于農(nóng)村區(qū)域，附著在二元結(jié)構(gòu)上的社會(huì)保障制度亦呈現(xiàn)出區(qū)域差異，這進(jìn)一步致使農(nóng)村場(chǎng)域空間下的受教育居民不斷向城鎮(zhèn)轉(zhuǎn)移，尤其是大中型城市。而這部分接受高質(zhì)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(nóng)村場(chǎng)域內(nèi)的高收入群體喪失，就會(huì)造成農(nóng)村收入水平的進(jìn)一步下降(詹國(guó)輝 等，2016)。以上從現(xiàn)實(shí)調(diào)研情況得到有效反饋：農(nóng)村孩子大多期盼轉(zhuǎn)變成城鎮(zhèn)居民。在此特別注意到的是，城鄉(xiāng)戶籍改革的不斷推進(jìn)，致使享有較高人力資本的農(nóng)民群體大量搬遷至城鎮(zhèn)區(qū)域。農(nóng)村場(chǎng)域內(nèi)人力資本的不斷外遷，引致了農(nóng)村居民整體收入水平的下跌。如若長(zhǎng)此以往，這一城鄉(xiāng)惡性循環(huán)將引致城鄉(xiāng)收入差距的進(jìn)一步拉大。

二則，對(duì)于金融發(fā)展指標(biāo)而言，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)理如圖3所示，具體而言：一方面，農(nóng)村場(chǎng)域內(nèi)基層金融部門(mén)為了有效提升農(nóng)業(yè)資本要素的流轉(zhuǎn)效率，將較多農(nóng)村居民的儲(chǔ)蓄資產(chǎn)轉(zhuǎn)向?qū)Τ擎?zhèn)區(qū)域的投資。這一經(jīng)濟(jì)行為的最終結(jié)果是城鎮(zhèn)資本運(yùn)作效率不斷加快，而農(nóng)村區(qū)域呈現(xiàn)出“日漸式微”之勢(shì)。另一方面，隨著農(nóng)村場(chǎng)域內(nèi)資本要素的不斷外流，以資本運(yùn)作為核心的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型停滯不前，農(nóng)村場(chǎng)域內(nèi)的高質(zhì)量人力資本依然比較稀缺，農(nóng)村勞動(dòng)力投資尚無(wú)明顯成效。現(xiàn)行城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)的制度化障礙仍未得到有效消解，城鄉(xiāng)人力資本的流動(dòng)并非是“自由式”，而呈現(xiàn)出一種“不穩(wěn)定”的態(tài)勢(shì)。盡管城鎮(zhèn)區(qū)域?qū)趧?dòng)力資本的需求一如既往的“旺盛”，但囿于城鄉(xiāng)二元分割，如上所論的“不穩(wěn)定”流動(dòng)進(jìn)一步增加了農(nóng)村人力資本投資的額外風(fēng)險(xiǎn)，這無(wú)疑會(huì)造成農(nóng)村對(duì)城鎮(zhèn)人力資本投資的“抑制效應(yīng)”，致使農(nóng)村居民遷移至城鎮(zhèn)區(qū)域非正規(guī)部門(mén)，收入增長(zhǎng)自然比較緩慢。另外一點(diǎn)，中央及地方各層級(jí)政府所制定的偏向性公共教育政策，會(huì)加劇城鄉(xiāng)教育的非均衡性發(fā)展。相較于城鎮(zhèn)區(qū)域，農(nóng)村場(chǎng)域內(nèi)社會(huì)個(gè)體教育資本的投資成本偏高，而在金融資本要素流動(dòng)偏緩的現(xiàn)實(shí)境況下，制約了農(nóng)村投資的內(nèi)生性發(fā)展動(dòng)力。

圖3 金融發(fā)展與城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制

五、研究結(jié)論與反思

隨著社會(huì)與經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，地方政府仍然堅(jiān)持以城市偏向性發(fā)展為主，這使得城鄉(xiāng)收入差距問(wèn)題日益凸顯，因而如何厘清教育服務(wù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)是當(dāng)前亟需解決的現(xiàn)實(shí)課題。本文以城鄉(xiāng)收入差距為出發(fā)點(diǎn)，綜合上文的格蘭杰因果檢驗(yàn)以及閾值協(xié)整模型的估計(jì)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，教育服務(wù)與城鄉(xiāng)收入差距之間的影響效應(yīng)是非線性關(guān)系。具體而言，當(dāng)教育服務(wù)的城鄉(xiāng)差距控制在一定的水平區(qū)間(1.1364)內(nèi)，其對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)呈現(xiàn)出正向性，而一旦超過(guò)臨界水平線之后，教育服務(wù)的城鄉(xiāng)差距勢(shì)必會(huì)轉(zhuǎn)移到負(fù)向性的影響效應(yīng)。為此，教育服務(wù)差距對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)因閾值不同而有所差異。

基于上述的實(shí)證檢驗(yàn)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(duì)農(nóng)村教育資金投入的基礎(chǔ)上，系統(tǒng)性考量城鄉(xiāng)教育資源的結(jié)構(gòu)化匹配(陳斌開(kāi) 等，2010)。重點(diǎn)是在基層政府的引導(dǎo)下，加大教育經(jīng)費(fèi)偏向性轉(zhuǎn)移于農(nóng)村教育，最終促成城鄉(xiāng)教育的一體融合性發(fā)展局面，這亦是縮小城鄉(xiāng)收入差距的制度性安排。另一方面，在補(bǔ)充地方教育事業(yè)財(cái)政資金體系的同時(shí)，積極有效拓寬農(nóng)村教育的融資渠道，實(shí)現(xiàn)農(nóng)村教育金融信貸體系的進(jìn)一步完善，其目的是有效破解二元結(jié)構(gòu)下的教育服務(wù)差距。重點(diǎn)在于制定出偏向于弱勢(shì)群體(低收入)的優(yōu)惠制度安排與政策體系，在各層級(jí)教育體系中設(shè)置系統(tǒng)性的教育獎(jiǎng)助體系，以期多渠道來(lái)保障弱勢(shì)群體的受教育機(jī)會(huì)，拓寬教育服務(wù)的惠及面，最終保證教育分配在城鄉(xiāng)二元層面的公平性。此外，通過(guò)教育服務(wù)的中間變量實(shí)現(xiàn)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)下的收入差距整體性“收斂效應(yīng)”。

盡管本文對(duì)城鄉(xiāng)教育服務(wù)差距的議題有所延伸，然囿于數(shù)據(jù)采集和樣本量的限制，未能對(duì)研究進(jìn)行普適性檢驗(yàn)。此外，高招政策的傾斜是否最終有利于農(nóng)村畢業(yè)生的再就業(yè)，縮小以家庭為統(tǒng)計(jì)口徑的城鄉(xiāng)收入差距？國(guó)家在農(nóng)村中小學(xué)的硬件投資或者師資培訓(xùn)等政策是否真正有利于農(nóng)村教育質(zhì)量的提升，縮小城鄉(xiāng)教育質(zhì)量上的差距？諸多現(xiàn)實(shí)問(wèn)題尚未厘清，有賴于進(jìn)一步的研究，從而擴(kuò)展城鄉(xiāng)教育差距的現(xiàn)實(shí)命題，以期更全面揭示教育服務(wù)對(duì)城鄉(xiāng)收入差距的影響機(jī)制。

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(責(zé)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(guó)輝(1989-)，男，江西婺源人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院博士生。 張新文(1971-)，男，湖南張家界人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，南卡羅萊納大學(xué)政治科學(xué)系訪問(wèn)學(xué)者(2017—2018)。

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“農(nóng)村公共服務(wù)供給的‘碎片化’及其治理研究”(14BGL150)；江蘇省高校重點(diǎn)社科項(xiàng)目“社會(huì)治理創(chuàng)新的價(jià)值研究”(2015ZDIXM012)；四川省高等學(xué)校人文社會(huì)科學(xué)重點(diǎn)研究基地——四川省農(nóng)村社區(qū)治理研究中心資助項(xiàng)目“農(nóng)村社區(qū)治理質(zhì)量及其測(cè)度標(biāo)準(zhǔn)的實(shí)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(cái)貿(mào)研究 2017.6