教育资本对城乡收入差距的外部效应

詹国辉 张新文，2

(1.南京农业大学 公共管理学院，江苏 南京 210095； 2.南卡罗莱纳大学 政治科学系，南卡罗莱纳 哥伦比亚 29208)

教育资本对城乡收入差距的外部效应

詹国辉1张新文1，2

(1.南京农业大学 公共管理学院，江苏 南京 210095； 2.南卡罗莱纳大学 政治科学系，南卡罗莱纳 哥伦比亚 29208)

基于人力资本理论视角建构教育资本与收入差距的理论框架，梳理教育回报率与收入差距的既有文献，从而为建构关系模型提供理论层面的应然诠释。借助全国范围的面板数据，利用Granger因果关系检验，发现教育资本对城乡收入差距存在显著影响。进一步，凭借阈值的协整检验和再估计结果表明，教育资本与城乡收入差距的影响效应是非线性关系，具体而言，在1.1364的阈值水平区间内教育资本对城乡收入差距产生正向性效应，而超过此阈值水平的影响效应则是负向性的。为此，提出相应的政策路径，以期优化教育资本，进一步缩小城乡收入差距。

城乡关系；教育资本；城乡收入差距；阈值协整检验

一、问题的提出

自十八大以来，中央政府号召各省市大力建设新型城镇化，加快推进城乡一体化进程。而要实现这一目标，就必须注重城乡一体化“质”的提升。倘若漠视城乡差距，一味地追求过快的城市化以及经济的单向性发展，势必会加剧城乡社会一体化建设的失序和失衡。经过30多年改革与开放的长效性发展，我国城乡收入差距并未缩小反而有所扩大，这种境况是城乡收入分配失衡所引致的。有研究指出，改革开放以来内生性经济结构障碍日趋严重，而城乡收入差距问题正是这一结构性障碍的外显效应，呈现出“先缩小再扩大”的现实样态(蔡昉，2003)。城乡收入分配不公现象的缓解离不开城乡居民素质的提升，特别是农村居民和劳动者素质的有效提升。而教育服务无疑是实现城乡素质一体化提升的关键推动力之一。以教育服务为现实载体的人力资本扩散，有效带动了城乡二元的人力资本流动。但基于制度安排与城镇区位优越性引致的人力资本偏向流动，可能会拉大城乡收入差距。教育经费投入差异、受教育机会差异、进程务工子女享有不均等教育服务、人才流动的不合理性使城乡教育在师资力量上产生的“二元”化等差异，都在某种意义上拉大了城乡教育差距。例如多年来农村考生重点大学的录取比例落后于城市学生，这其实也是造成城乡收入差距的内生循环要素之一。至此，在现行城乡二元结构的制度化障碍下，教育资本的城乡非均衡性发展、城乡教育差距的不断扩大对收入分配的影响效应已然成为现代化建设进程中一个亟需研究和检验的重要命题。

中国的城乡二元性结构体制尚未彻底转型，这是一个不争现实，亦是造成城乡收入差距的根本性因素。城乡教育服务能否实现均衡性发展，直接反映到城乡收入差距的层面上。为此，本文所要解决的核心要点在于理顺教育服务与城乡收入差距的内在逻辑以及二者间的影响机制，检验两者之间是否存在线性抑或是非线性关系。

二、理论框架与文献综述

(一)理论框架

纵观中西方人力资本理论体系，已达成一个共识，即人力资本存量(Stock of Human Capital)与劳动生产率呈现正相关，由此认为人力资本存量的区域性差异是造成区域性收入差距的直接动因。提高人力资本存量的最直接途径是依靠教育和职业培训。而学历教育直接映射出教育存量和年限，进而反映在受教育对象的劳动素质上，通过人力资本的内生性传导机制(Endogenous Conduction Mechanism)，最终实现对收入差距的弱化效应。人力资本的外显作用在于教育的回报效应，一旦教育回报率呈现区域性差异，必然引致收入差距。而发展中国家的实践经验表明以教育为载体的人力资本不在局限于缩小收入差距，反而有可能扩大收入不均衡。由此笔者认为，人力资本视角下的教育与区域性收入差距的影响并非是一种简单的线性关系。

教育服务对收入分配的影响机制具体如何，笔者在此借助于劳动力市场这一中介变量，以期诠释这两者影响机理的内生机制。基于中国的具体实情，劳动力市场存在城乡区域性的制度化分割，进而影响劳动力的区域化流动，最终引致个体收入差异。在某种程度上，依托于市场机制，教育资本将会是收入分配的核心性要素，且教育资本集中体现在教育回报率。城乡二元结构、城乡教育差异、东中西部教育的区域差异，以及基础教育与高等教育的非均衡结构都引致了教育服务的非均等化，进一步造成弱势地区抑或弱势群体教育服务成本的增加。而此时教育资本的回报收益率亦呈现非均衡性，如城市地区与东部沿海区域的受教育群体的收益率远高于农村地区与中西部地区，在极端状况下贫困家庭甚至无法完成孩子的基础性教育服务。即便这部分群体受教育，教育质量的差异致使这部分群体边际劳动生产力进一步下降，由此，就业回报呈现出地域性差异，最终引致收入差距。

另外从经济学视角来看，如若劳动力市场完全竞争，那么教育资本的经济配置属性会进一步促进劳动力市场中各主体的社会分层。享受高质量教育服务的群体加速向上一阶层转移，从而扩大社会阶层的收入差距。因此，教育资本作为人力资本的关键性要素，能否发挥出经济配置功能，这关系到城乡收入差距能否缩小以及城乡收入分配均衡性的收敛问题。基于上文分析，建构出如图1所示的理论框架。

图1 教育资本与城乡收入差距之间的关系

(二)文献综述

教育与收入的关系始终是研究兴趣点，作为关键性影响变量的教育回报对城乡收入影响关系的研究文献可谓汗牛充栋。此外，有关中国城乡教育回报对收入的影响效应研究也一直是劳动经济领域的热点问题。为此，笔者进一步梳理其内在研究脉络如下：

针对中国教育回报率的估计因不同的研究方法而呈现出较大的差异性。学者Li et al.(2004)通过不同的分析模型(GMM、OLS)所测度出的教育回报率有着明显的差异性，且随着中国改革开放进程的不断加快，中国社会个体的教育回报率逐渐提高，文化、地域、性别、职业等因素均影响教育回报率。精准识别一定条件下的教育回报收益并非易事，甚至有研究表明因劳动力市场的“自然筛选作用”而存留的高素质劳动力，将进一步作用于劳动收入，最终扩大收入差距(Weiss，1996)。实践调研表明教育服务不仅表征出筛选效应，亦能提高劳动生产率，不同层次学历教育的回报率亦呈现出差异性，其中高等教育回报率最快，基础性教育的回报率普遍偏低，由此可以看出教育回报率的结构性转变是造成收入分配不均等的重要原因(Schultz，1988)。Psacharopoulos(1994)认为，教育投资收益呈现出国际性差异，中低以及低收入国家的教育回报率在社会维度和个体维度上都远远超出高收入国家。与上述发现不同的是，有研究表明，教育回报率对收入分配的影响效应，具体包含“结构效应(Composition Effect)”和“压缩效应(Compression Effect)”。一旦结构效应的影响超出结构效应，教育回报率必然会引致收入分配的异质化，从而降低收入分配不均的可能性。Katz et al.(1992)建构了一个基本假定(基于现实处境下的技术水平差异，不同技能水平的工人无法相互替代)，借助于相关实证研究表明，教育质量对教育回报率呈现出抑制作用，提高教育服务的质量无法有效改善技术工人的替代效应。最终，技术工人的教育回报率呈现出下降趋势，收入差距得到缓解，这或许就如同Psacharopoulos(1994)所认为的压缩效应一般。

中国经济持续增长，才能跨越中等收入陷阱，教育水平的提升对于经济水平持续增长固然重要，但对于中国这样一个大国来说，充分利用城市发展(特别是大都市的发展)来发挥人力资本外部性和不同技能的劳动力在城市中的互补性，提高人力资本的回报，是与国与民均至关重要的发展战略(陆铭，2016)。现行收入差距的实情一定程度上弱化了本科教育以下的回报率对城乡收入的影响，而本科教育及以上的回报率普遍偏高，且其不受到地域性因素的影响，不同收入水平的社会阶层群体的教育回报率亦有诸多差异(刘灵芝 等，2013)。随着社会转型速度的不断加快，个体教育素质和文化积淀的差异已然嵌入于城乡一体化发展过程，其对收入差距的影响自然无法避免。然其影响效应是直接抑或间接是促进抑或抑制尚未达成共识。中国劳动力市场因年龄、性别、职业差异形成结构性分割，教育回报率的差异愈发明显。此外，中国教育回报率呈现出边际效益递增趋势(许涛，2013)。

对于农村场域而言，收入和教育维度上的贫困是致使农民工贫困的最重要因素，应当注意的是教育资本的贡献度最高，且会随着时间趋势而递增。诸多调研实践反映出外来务工人员的教育回报小于城市区域劳动力。农村场域内教育回报偏低的现实处境进一步诱发了农民工“厌学情绪”，抑制了农民工受教育机会，最终降低其家庭及自我的教育投入。有学者认为中国正处于结构性改革的关键阶段，经济的结构性转型势成必然，而政府对教育支出的投入力度尚显不足，难以支撑农民工的人力资本集聚(王春超 等，2014)。谭江蓉(2016)利用2014年全国流动人口卫生计生动态监测调查数据，采取分位数回归分析方法探讨了不同收入阶层城乡流动人口群体的人力资本回报及其差异，研究发现：城乡流动人口已出现比较明显的收入分层，其平均工作经验回报率为-0.31%。职业教育有回报优势源自于在高等教育供给不足的特定历史背景下更有可能从事专业技术性工作，而职业教育回报优势的消失则是由于高校扩招进一步降低职业教育文凭价值(陈伟 等，2016)。

回顾上文关于“教育回报与城乡收入差距”关系的研究，对于教育服务的回报率与城乡收入差距的影响效应研究较少。为此，本文尝试建构这两者之间的关系模型来诠释其中的影响效应，即研究不同水平下教育资本对城乡收入差距的影响效应。

三、初始模型建构

参考南士敬等(2015)、张羽等(2015)，本文将教育服务作为一个关键性变量纳入计量模型，同时将人均生产总值也一并纳入。最终的模型如下：

(M1)

其中，I-Dis为城乡收入差距，edu为城乡教育差距，其余变量为初始关系模型中的一系列控制变量。为了有效测度教育服务对城乡收入差距的影响，需要建构回归模型，以此来实现其测度的有效性。本文所选择的数据区间为1994—2013年。

(一)变量说明和数据指标代码

I-Dis表示城乡收入差距，主要以城乡人均收入的比重作为其初始数据值，但是为了数据的客观性和可比性，其最终数据值采用城乡居民消费的价格指数来衡量。edu是指辖区范围城乡教育差距，一般情况下采用城乡人均受教育的年限值，但其存在诸多局限性和主观性，为此笔者选用在15岁以上人口中受教育的人口比重，并用插值法来进行处理，以便于缩小城乡差距的较大偏差。在上述控制变量中，财政支出中支农比例以agri-ex为指标代码；pgdp表征在调研辖区内人均GDP的数值，为了消除异方差的外部影响，对pgdp取对数处理，即为ln pgdp；城市化水平(urban)具体采用辖区内城镇人口与总人口的比重值；对外开放度(open)以对外出口贸易额与辖区生产总值GDP的比例值来核算；金融发展水平(loan)主要考量资本的流动性，本文以贷款在地区GDP产值中的比重表示；金融对农村社会发展的支持度(agri-loan)以农业贷款占总贷款数的比重为核算标准。

综合上述指标的测算标准，需要基于变量指标的数据来搭建出初始数据的标准库。笔者在本文所测度的变量指标的数据值主体是来自于《中国统计年鉴(1994—2013)》、《新中国60年统计资料汇编(1994—2013)》、1994—2013的国家统计局网站数据以及中国资讯行统计数据库、国研网等。此外，样本区域选取中国大陆30省区(除西藏以外)，主要考察省级层面的城乡收入差距问题。

(二)变量的选择

一是解释变量的相关性分析。该相关性分析是为了有效检验各变量之间的相关性，进而考量变量之间的差异性，最后综合考量各项标量之间的共性。这种变量之间的高度相关或者说是变量之间的共线性，其后果是所估计模型的无偏差性。为此,应对上文变量进行相关性检验，其结果见表1。

表1 相关系数检验结果

从表1结果来看，urban、ln pgdp与其余多项变量之间的相关系数值达到0.8以上，为此将上述两个变量初步排除在后续检测之外。

二是单位根检验。为了从时间序列层面上理顺各项变量的关系，对这一系列变量进行平稳性检验，结果见表2。

由表2可知，除ln pgdp以及open外，其余几项变量都可以归属为一阶差分平稳序列。在格兰杰因果检验中，为了提升最终结果的可靠性，一般以“同阶平稳序列”为标准，力图减少“伪回归”的发生。为此，以平稳性考量测度数据的平稳性，消除以上三项变量伪回归的检验嫌疑，剔除了如上的三项变量。在此基础上，进行格兰杰因果关系检验，结果见表3。

一般选用p值在5%为节点，倘若其p值小于5%则拒绝原假设。从表3结果来看，拒绝了agri-loan不是I-Dis的granger因，拒绝了edu不是I-Dis的granger因，拒绝了loan不是I-Dis的granger因，而其他几项接受了原假设。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，可进一步将这一变量(财政支出中农业支出的比例)删除，最终保留三个变量(教育服务、金融发展水平、金融对农村发展的支持)。

表2 单位根检验

表3 格兰杰因果关系检验结果

四、进一步分析：阈值检验

(一)阈值模型的初步设定

上文初始模型是理论维度上的抽象模型，此模型中各变量之间关系是线性还是非线性尚未可知。并没有直接实证检验证据表明城乡教育服务在某一个差距区间内是否会缩减城乡收入差距。从理论上解释，上述假设是存在可能性的。原因在于城乡教育差距达到一定水平之时，城镇居民所受教育水平提升比较明显，城镇居民从事劳动密集型工作的机率会大大下降，技术型和文员型的就业岗位会出现“供不应求”现象，其结果是工资水平的进一步下降。与此同时，进城务工人员在城镇辖区的就业机会增多，而这些基础性就业机会主要集聚于进城务工人员，因而其工资必然会上涨。因此，上述理论层面未能表明教育服务的差距与收入差距存在着一般意义上的正相关关系。为了有效而又合理地理顺和考察这两者之间是否存在非线性关系，本文建构模型，并将其设定为阈值模型：

(M2)

在M2中，edu为阈值变量，E(edut-d,γ,th)(0≤d≤t)为机制转移函数，是值域在[0，1]的有界连续函数，此函数类型是不确定的，既可以是奇函数，又可以是偶函数，这反映出两者之间机制转换的线性态势尚未可知。γ表示在多个变量之间所存在的机制转移速率(Rate of Mechanism Transfering)，而th即为笔者在本文所要检验的核心变量(教育服务)的阈值(Threshold)。此外，ut是相对独立分布的误差性序列。β和λ为参数变量，其中β表示为线性部分，而λ则是非线性部分。

另外，转移函数(南士敬 等，2015)具体表现形式有两种，分别是Logistic和Exponential。Logistic型的转换函数可以用以下模型方程表示：

(M3)

在M3模型方程中，E(·)是转换变量edut-d的单调递增式的函数，而γ>0仅仅是一个识别性约束条件。位置参数th用来确定转换变量edu转变的时刻位置。

Exponential型转换函数的具体形式为：

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

(M4)

此外，上述的E(·)函数还包含了另一种函数关系表现形式，且其呈现出非单调性，具体如下：

(M5)

上述模型方程M5是方程M4的另外一种形式，可以将M4进行离散性变换。当edu→±∞时，则有E(·)→1；而对于一切先决条件(th1≤edu≤th2)，并且当γ→∞时，则有E(·)→0；而edu为其他值之时，则E(·)→1。

(二)阈值模型的设定检验

为了有效测度E(edut-d,γ,th)具体归属为何种形式，需要进行确定性的判定。为此，首先要明确发生机制转移时的位置参数，即阈值变量的滞后阶，进而进行线性与否的再检验，然后判定机制函数的特定形式。从上述的转换与检验来看，不管edu机制转移函数是否从属于上文的两种转换函数，都需要建立最初的三阶原点泰勒，进而将其作为机制转移函数代入到M2中，最终得到如下的新转换模型：

(M6)

表4 M2在不同滞后阶下的回归结果* 表4中所呈现出的是不同滞后阶下的回归结果，而括号内为其伴随概率。

在M6处相异化的d值下需要进行随机效应的估计分析，这就需要根据不同变量的系数估计值、AIC、R2在模型中的显著水平等来明确最终的d值。基于所选择的样本范围和数据，确定dmax=6，数据的检验结果见表4。这时的AIC达到最小值，为-30.586，P值和F统计量也达到最大值，分别为0.9534、38.158。但从对核心解释变量edu以及d=4的回归系数来看，是不显著的。另外一点需证实，当d=0时，其AIC值(32.580)、adjust-R2(0.8645)、F值的统计量(32.580)与d=4相比，其数据值最终相差无几。最为关键一点在于所有解释变量回归系数均能在1%置信水平下显著。基于上述分析，可以判定教育服务的差距与城乡二元收入的影响效应所能发生机制转移的位置参数是在滞后阶d=0时。

尽管上文对M6在不同机制转移时做出了相应的选择与界定工作，仍未对此有所确定。因此就需要对此进行一定的再检验。首先M6的初始假设为线性模型，即初始假设H0∶ρ1=ρ2=ρ3=0，倘若最终的检验结果拒绝了初始原假设(ρ1=ρ2=ρ3=0)，就证明了M6是一种非线性模型。为此，通过LM检验来测度和证实以及确定机制转函数的最终形式，结果见表5。

表5 机制转移函数的设定检验

表5中的数据检验结果确定了机制转换函数的形式为非线性模型，具体表示为：

(M7)

(三)阈值模型的协整检验

(M8)

(四)阈值协整模型的再估计

对M7进行迭代估计，力图获取最小残差平方和，最终的公式为：

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)

从上述的估计结果来看，edu、agri-loan以及loan对城乡收入的差距都有显著性影响，这也表征出教育服务与金融水平对城乡收入差距的扩大化起到助推的作用。教育服务在不同机制下的异质化对城乡收入差距的影响效应呈现出区间段的不同，具体而言：第一种机制下教育服务差距对城乡收入的差距的估计系数是0.5123，可见这两者之间呈现出正向性影响效应；而当教育服务的差距比较大，转移机制函数就转向第二机制，二者的影响效应值为-18.5237，呈现负向性影响效应。从图2来看，教育服务的差距在合理水平区间段内有助于缩小城乡收入差距，而脱离于这个水平界限之外，则是负向性效应。

图2 函数值的时间序排列

当教育服务的差距不断缩小，E(·)处于零值附近所对应的是第一机制，edu、loan以及agri-loan对应的估计系数为0.5123、1.6124、48.5786。倘若教育服务的差距继续扩大，处于第二机制时，这三项变量对城乡收入差距的影响是由其估计系数来决定的，分别为-18.0114(0.5123-18.5237)、-7.1028(1.6124-8.7152)、-12.6361(48.5786-61.2147)。当教育服务差距值比较小时，扩大城乡教育差距、金融发展水平以及金融对农村发展的支持力度会加剧最终城乡二元的收入差距；而当教育服务差距值比较大时，再扩大这三项变量的值有助于达成缩小城乡收入差距的效果。与此同时，以上估计结果亦反映出1.1364是机制转移函数的节点，当教育服务的差距估计值大于1.1364时，不能起到缩小城乡收入差距的效果；而只有当教育服务差距控制在1.1364之内，才有助于缩小城乡二元收入差距。

(五)估计结果的进一步理论诠释

之所以发生上述影响效应的转移，从理论和实践层面上可以找寻到诠释之理：

一则，对于教育指标而言，其对城乡收入差距的影响机理主要是：一方面，教育水平的差异性引致了边际生产力的异质化，而依据传统经济学的“边际生产力等于边际收益”的既有原则，受益群体的教育报酬亦会因受教育程度而有所差异。从西方教育经济的经验研究发现，其教育投资的回报率一般在20至30个百分点；但从长期回报效应来看，教育回报率稳步在10个百分点。中国场域空间内的教育回报率与西方呈现较大差异，受教育程度与收入水平的关系尚无一种共识。甚至有学者认为教育回报率与收入水平之间“贫之更贫，富者愈富”(吕炜 等，2015)。基于中国现实的地域性差异，无论受教育机会还是受教育年限都存在城乡二元结构性差异。因此，依据传统“教育水平决定了收入水平”的理论原理，教育服务因城乡二元结构而呈现的差异进一步引致了城乡收入差距。另一方面，现行教育服务因城乡二元结构的差异，使得城乡区域内的社会个体获取就业机会及岗位有所差异。从农村区域转向城镇区域的大量外出务工人员主要集中在劳动密集型产业，这部分就业岗位就业收入普遍偏低，而城镇场域空间内的诸多就业岗位对高质量教育资本的需求愈发明显。由此，城乡居民群体的受教育水平及质量上的差异限制了就业领域，造成农村与城镇居民的收入差异。此外，城镇区域经济发展程度普遍高于农村区域，附着在二元结构上的社会保障制度亦呈现出区域差异，这进一步致使农村场域空间下的受教育居民不断向城镇转移，尤其是大中型城市。而这部分接受高质量教育资本的群体是符合高收入群体的“潜力股”，一旦流失意味着农村场域内的高收入群体丧失，就会造成农村收入水平的进一步下降(詹国辉 等，2016)。以上从现实调研情况得到有效反馈：农村孩子大多期盼转变成城镇居民。在此特别注意到的是，城乡户籍改革的不断推进，致使享有较高人力资本的农民群体大量搬迁至城镇区域。农村场域内人力资本的不断外迁，引致了农村居民整体收入水平的下跌。如若长此以往，这一城乡恶性循环将引致城乡收入差距的进一步拉大。

二则，对于金融发展指标而言，其对城乡收入差距的影响机理如图3所示，具体而言：一方面，农村场域内基层金融部门为了有效提升农业资本要素的流转效率，将较多农村居民的储蓄资产转向对城镇区域的投资。这一经济行为的最终结果是城镇资本运作效率不断加快，而农村区域呈现出“日渐式微”之势。另一方面，随着农村场域内资本要素的不断外流，以资本运作为核心的产业转型停滞不前，农村场域内的高质量人力资本依然比较稀缺，农村劳动力投资尚无明显成效。现行城乡二元结构的制度化障碍仍未得到有效消解，城乡人力资本的流动并非是“自由式”，而呈现出一种“不稳定”的态势。尽管城镇区域对劳动力资本的需求一如既往的“旺盛”，但囿于城乡二元分割，如上所论的“不稳定”流动进一步增加了农村人力资本投资的额外风险，这无疑会造成农村对城镇人力资本投资的“抑制效应”，致使农村居民迁移至城镇区域非正规部门，收入增长自然比较缓慢。另外一点，中央及地方各层级政府所制定的偏向性公共教育政策，会加剧城乡教育的非均衡性发展。相较于城镇区域，农村场域内社会个体教育资本的投资成本偏高，而在金融资本要素流动偏缓的现实境况下，制约了农村投资的内生性发展动力。

图3 金融发展与城乡收入差距的影响机制

五、研究结论与反思

随着社会与经济的快速发展，地方政府仍然坚持以城市偏向性发展为主，这使得城乡收入差距问题日益凸显，因而如何厘清教育服务对城乡收入差距的影响效应是当前亟需解决的现实课题。本文以城乡收入差距为出发点，综合上文的格兰杰因果检验以及阈值协整模型的估计结果可以发现，教育服务与城乡收入差距之间的影响效应是非线性关系。具体而言，当教育服务的城乡差距控制在一定的水平区间(1.1364)内，其对城乡收入差距的影响效应呈现出正向性，而一旦超过临界水平线之后，教育服务的城乡差距势必会转移到负向性的影响效应。为此，教育服务差距对城乡收入差距的影响效应因阈值不同而有所差异。

基于上述的实证检验分析，提出了以下的政策路径：一方面，中央以及各地方政府在增加对农村教育资金投入的基础上，系统性考量城乡教育资源的结构化匹配(陈斌开 等，2010)。重点是在基层政府的引导下，加大教育经费偏向性转移于农村教育，最终促成城乡教育的一体融合性发展局面，这亦是缩小城乡收入差距的制度性安排。另一方面，在补充地方教育事业财政资金体系的同时，积极有效拓宽农村教育的融资渠道，实现农村教育金融信贷体系的进一步完善，其目的是有效破解二元结构下的教育服务差距。重点在于制定出偏向于弱势群体(低收入)的优惠制度安排与政策体系，在各层级教育体系中设置系统性的教育奖助体系，以期多渠道来保障弱势群体的受教育机会，拓宽教育服务的惠及面，最终保证教育分配在城乡二元层面的公平性。此外，通过教育服务的中间变量实现城乡二元结构下的收入差距整体性“收敛效应”。

尽管本文对城乡教育服务差距的议题有所延伸，然囿于数据采集和样本量的限制，未能对研究进行普适性检验。此外，高招政策的倾斜是否最终有利于农村毕业生的再就业，缩小以家庭为统计口径的城乡收入差距？国家在农村中小学的硬件投资或者师资培训等政策是否真正有利于农村教育质量的提升，缩小城乡教育质量上的差距？诸多现实问题尚未厘清，有赖于进一步的研究，从而扩展城乡教育差距的现实命题，以期更全面揭示教育服务对城乡收入差距的影响机制。

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(责任编辑 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

詹国辉(1989-)，男，江西婺源人，南京农业大学公共管理学院博士生。 张新文(1971-)，男，湖南张家界人，南京农业大学公共管理学院教授、博士生导师，南卡罗莱纳大学政治科学系访问学者(2017—2018)。

国家社会科学基金项目“农村公共服务供给的‘碎片化’及其治理研究”(14BGL150)；江苏省高校重点社科项目“社会治理创新的价值研究”(2015ZDIXM012)；四川省高等学校人文社会科学重点研究基地——四川省农村社区治理研究中心资助项目“农村社区治理质量及其测度标准的实证研究——以江苏省为例”(SQZL2017C02)。

F304.8

A

1001-6260(2017)06-0037-10

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

财贸研究 2017.6