詹國輝，張新文，杜春林

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院 ，江蘇 南京 210095)

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公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)
——來自全國基礎(chǔ)數(shù)據(jù)的實證檢驗

詹國輝，張新文，杜春林

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 公共管理學(xué)院 ，江蘇 南京 210095)

城鄉(xiāng)收入差距問題是影響當(dāng)前城鄉(xiāng)共生性發(fā)展的內(nèi)生性結(jié)構(gòu)障礙，而公共服務(wù)的均等化水平又逆向作用于城鄉(xiāng)收入差距，因此有效理順公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距之間的轉(zhuǎn)化效應(yīng)是實現(xiàn)城鄉(xiāng)共生性發(fā)展的必要前提。文章通過梳理城鄉(xiāng)收入差距的既有文獻，建構(gòu)出公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距的平滑轉(zhuǎn)移模型，借助于閾值協(xié)整檢驗?zāi)Ｐ?，發(fā)現(xiàn)公共服務(wù)發(fā)展水平在不同轉(zhuǎn)移機制水平下其轉(zhuǎn)化效應(yīng)呈現(xiàn)出差異性。與此同時，通過建構(gòu)公共服務(wù)與城鄉(xiāng)收入差距的動態(tài)面板模型，利用GMM估計兩步法，研究表明了公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距的顯著性呈正向轉(zhuǎn)化效應(yīng)。為此通過相應(yīng)的政策路徑來優(yōu)化公共服務(wù)水平，旨在進一步地縮小城鄉(xiāng)收入差距。

公共服務(wù)；城鄉(xiāng)收入差距；轉(zhuǎn)化效應(yīng)；平滑轉(zhuǎn)移

一、問題的提出

經(jīng)過30多年的改革與開放，中國經(jīng)濟發(fā)展所呈現(xiàn)出的高增長樣態(tài)已然下滑，現(xiàn)行經(jīng)濟體制亟需轉(zhuǎn)型與改革。在此轉(zhuǎn)型期的關(guān)鍵階段，社會經(jīng)濟結(jié)構(gòu)的內(nèi)生性障礙日益突出，城鄉(xiāng)二元性矛盾更是處于多發(fā)階段，城鄉(xiāng)經(jīng)濟與收入的非均衡性已是當(dāng)下重塑城鄉(xiāng)共生性關(guān)系的關(guān)鍵節(jié)點[1]。而中國經(jīng)濟經(jīng)歷了從計劃經(jīng)濟體制到市場經(jīng)濟體制，再到“供給側(cè)”的經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)型。當(dāng)下中國的發(fā)展正處于轉(zhuǎn)型期“體制轉(zhuǎn)軌”的攻堅期和深水區(qū)，地方政府仍舊推行以城市為主的偏向性發(fā)展模式，因此城市化發(fā)展過快的自然也就不可避免。而從地方發(fā)展的選擇偏差來看，忽視了農(nóng)村與城市的共生性發(fā)展，其城鄉(xiāng)收入差距亦會成為當(dāng)下中國轉(zhuǎn)型發(fā)展過程中亟待研究的現(xiàn)實命題。城鄉(xiāng)收入差距的不斷擴大正影響著“供給側(cè)”經(jīng)濟改革的整體性局面，而這種既有現(xiàn)實便催生出諸多社會問題，如城鄉(xiāng)非融合、農(nóng)村回流、城鄉(xiāng)社會穩(wěn)定等問題日益凸顯。

就應(yīng)然層面而言，積極推進公共服務(wù)的普惠性是有助于提高城鄉(xiāng)居民收入，但必須建立起城鄉(xiāng)社會生活的均衡性一體化機制。與此同時，公共服務(wù)的均等化成效既能實現(xiàn)城鄉(xiāng)收入差距的有效縮小，又有益于城鄉(xiāng)社會的共生性發(fā)展。中央政府及國務(wù)院所出臺的一系列政策條文不僅表征出中央政府對既往改革過程中城鄉(xiāng)收入差距的固有命題進行了常態(tài)性反思，并將其上升到國家層面的政策指導(dǎo)；同時還說明中央政府對待城鄉(xiāng)收入問題的焦點和集聚點已然發(fā)生了深刻性的異化，有必要對城鄉(xiāng)收入問題的認(rèn)識范式進行必要性的再轉(zhuǎn)化。此外，公共服務(wù)的均等化供給和城鄉(xiāng)收入差距的優(yōu)化與調(diào)整是基于現(xiàn)實命題的互動性重構(gòu)過程，這兩者之間的關(guān)聯(lián)結(jié)構(gòu)要求其能夠服從于城鄉(xiāng)共生性發(fā)展的現(xiàn)實解讀。因此，筆者認(rèn)為要合理地探究出公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)在轉(zhuǎn)化效應(yīng)，就不能局限于對這兩者的正負向性影響分析。換而言之，如何實現(xiàn)優(yōu)化城鄉(xiāng)公共服務(wù)結(jié)構(gòu)，從而推動縮小城鄉(xiāng)收入差距是公共服務(wù)發(fā)展的現(xiàn)實目的，是當(dāng)前積極推進城鄉(xiāng)共生性發(fā)展所面臨的現(xiàn)實課題之一。

二、文獻的研究回顧

有關(guān)于“城鄉(xiāng)收入差距”的文獻呈現(xiàn)出汗牛充棟的局勢，其研究的熱點主要集中在城市化、財政分權(quán)與財政支出、金融發(fā)展以及勞動力對城鄉(xiāng)收入差距的影響等領(lǐng)域。以城市偏向性的發(fā)展政策導(dǎo)向是拉大城鄉(xiāng)收入差距的主要緣由之一。城市偏向性發(fā)展會加快全國場域內(nèi)城市化的進程，亦會拉大差距。陸銘等學(xué)者認(rèn)為城市單極化發(fā)展以及城鄉(xiāng)嚴(yán)格割裂的二元時空情境勢必會增加差距拉大的可能性[2]。

一是城市化與城鄉(xiāng)收入差距?；诂F(xiàn)行發(fā)展中國家所堅持以重工業(yè)為主的優(yōu)先戰(zhàn)略，未能在世界場域中發(fā)揮出本國的優(yōu)勢，致使工業(yè)領(lǐng)域出現(xiàn)短板。其所能吸納再就業(yè)的比例便會大大下降，城市化自然就表現(xiàn)出低水平，這亦解釋了當(dāng)前中國城市化水平為何落后于工業(yè)化進程。在城鄉(xiāng)二元的現(xiàn)實時空情境下，城市化水平的降低，恰恰意味著農(nóng)村勞動力大量滯留于農(nóng)村場域范圍內(nèi)，而在現(xiàn)實土地報酬遞減的趨勢下，由于農(nóng)村收入無法有效提高，城鄉(xiāng)收入差距隨之相繼擴大[3]。城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間存在互動，這種互動性作用亦表現(xiàn)出長期性，一旦發(fā)展到后期階段，互動影響作用的強度越發(fā)明顯[4]。城市化水平的提高，增加了城市區(qū)域內(nèi)的社會保障的財政支出，這尚未能實現(xiàn)改善城鄉(xiāng)收入差距的效果，反倒是在某種意義上加劇了城鄉(xiāng)收入差距。與此同時其影響效應(yīng)的作用力和強度大小是因地而異的[5]。但是有學(xué)者與上述觀點是相互異化，認(rèn)為自分稅制改革以來，中國城市化進程的推動主要是以地方政府為主導(dǎo)力量，且這種城市化的推動模式對縮小城鄉(xiāng)收入差距的優(yōu)勢顯而易見。中東部區(qū)域的政府推動城市化的發(fā)展模式對農(nóng)村經(jīng)濟與社會發(fā)展是有明顯的助推作用，并且有益于縮小城鄉(xiāng)收入差距[6]。

二是對于財政分權(quán)與財政支出而言，郭平等學(xué)者認(rèn)為地方政府的財政支出對城鄉(xiāng)二元的收入差距的整合與調(diào)節(jié)效應(yīng)會受到外部環(huán)境的影響，并且這種影響效應(yīng)強度將隨著時間的累積而發(fā)生效率質(zhì)變，城鎮(zhèn)化水平對外貿(mào)易依存關(guān)系起到正向調(diào)節(jié)作用，而人口密度、人均GDP等因素則恰恰相反[7]。盡管財政支出政策對城鄉(xiāng)收入差距有著調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在，財政支出政策仍舊是以城市發(fā)展為主的偏向性，當(dāng)支出鏈條延伸至基層政府層級，其效應(yīng)往往比較狹小，尤其是在社保、社會救助以及醫(yī)療補貼等領(lǐng)域，其差異性的轉(zhuǎn)移支付政策領(lǐng)域勢必會擴大城鄉(xiāng)收入差距[8]。

三是金融與城鄉(xiāng)收入差距。城鄉(xiāng)金融的差序化發(fā)展對收入差距的影響因地而異，東中區(qū)域的金融化發(fā)展會加劇城鄉(xiāng)收入差距的惡效，且較之于中部區(qū)域東部區(qū)域的拉大效應(yīng)愈發(fā)明顯。而隨著金融資本要素在西部區(qū)域的帶動，對西部場域內(nèi)的居民所產(chǎn)生的作用是不一樣的，呈現(xiàn)出倒U型走勢，與此同時金融資本要素內(nèi)含的逐利性會對城鄉(xiāng)發(fā)展產(chǎn)生拉力效應(yīng)，足見其影響效應(yīng)未必是線性關(guān)系趨勢[9]。倘若拓寬金融服務(wù)與貸款布局、增加服務(wù)網(wǎng)點以及金融法人機構(gòu)的數(shù)量，那么，就能有效降低農(nóng)村場域下的金融服務(wù)交易成本，強化基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的外部資源與資金的投入，從而達到農(nóng)民增收的目的。上述這種調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入的方法效果顯著且能廣泛適用于當(dāng)下農(nóng)村[10]。

四是勞動力與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系。從經(jīng)濟與社會發(fā)展實踐來看，城鄉(xiāng)收入差距是歷史的產(chǎn)物，是由發(fā)展階段所內(nèi)生出的市場與制度性扭曲效應(yīng)而造成的如此局面。而進入改革開放后，城市化進程不斷加快，農(nóng)村資源和人力資本不斷從農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移，資源配置效率得到了顯著提升。而城鄉(xiāng)二元性的戶籍結(jié)構(gòu)性障礙，引致了城鄉(xiāng)就業(yè)和社會福利的進一步割裂，其結(jié)果自然是會抑制農(nóng)村勞動力的自由快速流動，并且這種二元性結(jié)構(gòu)性桎梏亦會使得同一勞動力在農(nóng)村和城市場域下的經(jīng)濟報酬存在顯著性差異，因此城鄉(xiāng)收入差距的拉大也因故而成事實[11]。對此，李賓等學(xué)者就以生命周期的理論視角去探究勞動力與城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)系，主要是將新型城鎮(zhèn)化過程下的勞動力流動劃分為三階段，并通過實證和經(jīng)驗測度，不同的勞動力流動階段對城鄉(xiāng)收入差距的差異性影響仍舊比較明顯，而三項綜合性的影響是能夠明顯縮小城鄉(xiāng)收入差距[12]。

盡管學(xué)界從不同學(xué)科和理論視角所探究城鄉(xiāng)收入差距的內(nèi)生性影響和作用機理，對城鄉(xiāng)收入差距的研究也呈現(xiàn)出多樣態(tài)的局面。而從現(xiàn)行學(xué)術(shù)研究中所能檢索到的文獻來看，從公共服務(wù)層面與城鄉(xiāng)收入差距之間進行系統(tǒng)性研究和嘗試的文獻較少，并不是諸多學(xué)者不愿意嘗試?yán)碚撆c實證研究，關(guān)鍵在于這種間接性影響對現(xiàn)實的政策制定和管理實踐的益處尚未可知。因此，本文理論探究與實證研究的意義在于，通過建構(gòu)相應(yīng)的平滑轉(zhuǎn)移模型以及后續(xù)的閾值協(xié)整來檢驗公共服務(wù)的均等化成效與城鄉(xiāng)收入差距之間的轉(zhuǎn)化效應(yīng)是何為，并以此來揭示外生性影響。

三、實證模型的檢驗

(一)初始計量模型的設(shè)定

為了有效測度出城鄉(xiāng)收入差距，學(xué)界一般采用收入方程(Revenue Equation)和經(jīng)驗數(shù)據(jù)模型來建構(gòu)出相應(yīng)的計量模型。基于當(dāng)下中國地方政府的發(fā)展仍然是以經(jīng)濟增長為主要目標(biāo)的偏向性發(fā)展，而忽視了大部分公共服務(wù)供給，為此筆者在本文中主要考究了公共服務(wù)的非均等化對城鄉(xiāng)收入差距的影響模型，建構(gòu)出如下模型：

rgap=(edu,kfisc,heal,tel,loan,control)

(1)

在上述關(guān)系模型中，各項變量說明有如下：公共服務(wù)變量指標(biāo)主要是指教育服務(wù)、政府固定投資的支出、公共醫(yī)療衛(wèi)生資源、交融服務(wù)、通信交通設(shè)施等?，F(xiàn)行公共服務(wù)的指標(biāo)在城鄉(xiāng)二元維度上的數(shù)據(jù)較為狹窄，因而數(shù)據(jù)樣本顯得比較小。指標(biāo)代碼以及具體含義如下：edu是地方政府財政支出中教育服務(wù)的支出比例；kfisc則是表示為固定投資比例中政府預(yù)算投入資金比較，集中反映在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)層面上；heal是指在政府在公共醫(yī)療衛(wèi)生服務(wù)上的比例，具體是指人均醫(yī)務(wù)人員的比例，客觀體現(xiàn)出了醫(yī)療服務(wù)的優(yōu)勢水平；tel是指人均通信量，反映了城鄉(xiāng)二元居民在通訊服務(wù)的水平差異；loan是城鄉(xiāng)貸款所占GDP的二元差異比例，以期衡量金融服務(wù)水平在城鄉(xiāng)二元的差異；但對于控制變量control以及其最終模型具體是為何種形式，則需要依據(jù)模型中所設(shè)定的檢驗結(jié)果來確定。

(二)平滑轉(zhuǎn)移模型的實證分析

1.變量單位根的檢驗

基于各項變量在實證回歸檢驗過程是存在“偽回歸”現(xiàn)象，故需要對這部分變量進行格蘭杰因果關(guān)系的檢驗，以此來剔除一部分的無關(guān)的變量。為此，筆者利用Augmented Dickey-Fuller的檢驗法，進而對城鄉(xiāng)收入差距和公共服務(wù)變量(本文數(shù)據(jù)采集時間是從1985-2014年數(shù)據(jù)變量的)以單位根檢驗，數(shù)據(jù)檢驗見表1。

從表1中可以看出，heal、kfisc、edu、rgap以及都存在單位根，并且這些在一階差分序列是得到平穩(wěn)性檢驗。與此同時，edu的序列既是I(0)序列，又可以是I(1)序列。tel在水平和一階差分等序列上均存在著單位根，但是檢驗卻不是平穩(wěn)序列。而從KPSS檢驗結(jié)果來看，tel亦符合I(0)序列，又可以是I(1)序列。

2.非線性模型的初步設(shè)定

筆者在本文所選擇的樣本年份是在1985-2014年，樣本量為30個，變量選擇值恰好?；诔跏寄Ｐ椭兴x的公共服務(wù)變量指標(biāo)達到5個，為此所依據(jù)模型的測度可選擇不將控制變量在內(nèi)。盡管從理論文獻的研究回顧來看，大多數(shù)學(xué)者觀點亦贊同公共服務(wù)的非均等化引致了城鄉(xiāng)收入差距的擴大之惡效，但是尚未通過經(jīng)驗與實證數(shù)據(jù)來證實了公共服務(wù)的均等化與城鄉(xiāng)收入差距之間是存在負相關(guān)的直接關(guān)系，換而言之這部分變量是否存在某一個水平區(qū)間范圍，城鄉(xiāng)收入差距與公共服務(wù)非均等化亦呈現(xiàn)出正相關(guān)的關(guān)系?；谏鲜隼碚摰馁|(zhì)疑和猜想，從將初始模型見構(gòu)成一般性模型：

rgapt=c0+β1edut+β2kfisct+β3healt+β4telt+β5loant+(λ0+λ1edut+λ2kfisct+λ3healt+λ4telt+λ5loant)P(pubt-d,γ,th)+μt

(2)

本文的樣本年份集中在1985-2014年，即為t=1985,1986,1987,…,2014。選取某一公共服務(wù)下設(shè)的指標(biāo)變量作為閾值變量pub，而這閾值變量是以最終檢驗結(jié)果來確定。P(pubt-d,γ,th)是本文所設(shè)定的機制轉(zhuǎn)移函數(shù)(Function of Mechanism Transfer)。變量說明： rgap表示為城鄉(xiāng)收入差距，主要是以城鄉(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)的客觀和可比性，其最終數(shù)據(jù)值是采取用城鄉(xiāng)居民消費的價格指數(shù)來衡量。kfisc主要是在固定投資中政府預(yù)算資金的比例。而對于教育支出edu即用教育經(jīng)費所占公共財政支出的比重來測定，基于教育支出在測度過程中所下文的面板數(shù)據(jù)存在異質(zhì)性，在此處所測度的財政支出是不含有債務(wù)性的統(tǒng)計口徑。heal即為轄區(qū)內(nèi)每千人所擁有的醫(yī)務(wù)人員，tel則是指轄區(qū)內(nèi)每百人中所擁有的通訊設(shè)備，而對于其他變量均是采用實際比例來測度的。

表1 各項變量的單位根的檢驗①

基于上文的表征，對于機制轉(zhuǎn)換函數(shù)P(pubt-d,γ,th)的具體形式，大體上可以化分為Logistic型和指數(shù)型兩類，

指數(shù)型轉(zhuǎn)換函數(shù)表示為：

P(pubt-d,γ,th)=1+exp[-γ(pubt-d,th)2] 其中γ >0

(3)

而Logistic型則表示為：

P(pubt-d,γ,th)={1+exp[-γ(pubt-d-th)]}-1其中 γ >0

(4)

P(pubt-d,γ,th)={1+exp[-γ(pubt-d-th1)(pubt-d-th2)]}-1其中 γ≤0

(5)

3.閾值變量與位置轉(zhuǎn)移參數(shù)d的選擇

基于上文的陳述，筆者在公共服務(wù)變量指標(biāo)所建構(gòu)的變量主要集中為這5個，為此就需要選擇具體的指標(biāo)變量作為此閾值檢驗的閾值變量，進而依托于所測度的模型進行實證檢驗。故需要依次分別用edu、kfisc、heal、telt和loan作為閾值變量，以原點為基準(zhǔn)并通過三階泰勒所模型展開，并將此展開式

作為初始機制轉(zhuǎn)移函數(shù)的近似數(shù)，以此迭代進入到模型M2中得以數(shù)據(jù)測度。首先，以edu作為閾值變量可以得到模型6:

(6)

表2 財政支出中教育支出比例為閾值變量的模型

(7)

因而需要進一步地確認(rèn)這兩項變量(和)的合理閾值變量，可將上述這兩項變量分別作為閾值變量，進而以線性或是非線性檢驗，倘若檢驗結(jié)果是拒絕非線性假設(shè)，則表征出這項變量作為轉(zhuǎn)換機制函數(shù)時的模型是以線性模型，那么最終要以其作為閾值變量檢驗必然不適合；而一旦接受非線性假設(shè)，就需要對此模型進行閾值協(xié)整估計(Threshold Cointegration Estimation)，并且依據(jù)所估計的結(jié)果來確定最終的閾值變量的合理區(qū)間與范圍。根據(jù)最終的檢驗，對于公共服務(wù)變量所選擇了edu和loan作為閾值變量。為此最終公共服務(wù)的機制轉(zhuǎn)移可以劃分為兩種模式：一種edu是以為閾值變量的機制轉(zhuǎn)移函數(shù)E(edut-1,γ,th)；另一種是以loan為閾值變量的機制轉(zhuǎn)移函數(shù)L(loant-2,γ,th)。

4.機制轉(zhuǎn)移函數(shù)的檢驗

(1)教育支出為轉(zhuǎn)換變量的檢驗

基于上文的論證，筆者分別利用M6、M7對機制轉(zhuǎn)移函數(shù)E(edut-1,γ,th)、L(loant-2,γ,th)的具體形式進行檢驗。以edu為閾值變量對機制轉(zhuǎn)移函數(shù)E(edut-1,γ,th)最終測度出的檢驗結(jié)果見表3，而從表3的數(shù)據(jù)結(jié)果已然表明了：在H0:ρ1=ρ2=ρ3的原假設(shè)下，LM統(tǒng)計量為83.6959，而在介于10%顯著水平的臨界值是為256.8559，其所伴隨P值是為0.5267。上述數(shù)據(jù)檢驗結(jié)果的統(tǒng)計學(xué)意義，反映出了其是不拒絕H0:ρ1=ρ2=ρ3，本質(zhì)上看來以為機制轉(zhuǎn)移變量，初始設(shè)定的M2實為線性模型，換而言之公共服務(wù)的均等化水平與城鄉(xiāng)收入差距的二者關(guān)系是存在著線性關(guān)系，但卻否定其非線性的存在可能。因此其與上文所判定的檢驗原則是相背離，由此以edu作為閾值變量的機制轉(zhuǎn)移呈現(xiàn)出非合理性。

表3 E(edut-1,γ,th)的設(shè)定檢驗

(2)金融服務(wù)水平為轉(zhuǎn)移變量的檢驗

利用M7對機制轉(zhuǎn)移函數(shù)形式的檢驗結(jié)果有見表4，而其數(shù)據(jù)結(jié)果亦表征出：在H0:ρ1=ρ2=ρ3，LM統(tǒng)計量為410.8526，在1%顯著水平下臨界值是為227.3686，其所伴隨的P值是0.0000，可見在1%置信水平下是拒絕原假設(shè)H0。而根據(jù)上文的理論判斷，以loan為閾值轉(zhuǎn)換變量之時，M2是為非線性模型，換而言之公共服務(wù)與城鄉(xiāng)收入之間是存在著非線性關(guān)系。與此同時，為了更加有效地確定機制轉(zhuǎn)換函數(shù)L(loant-2,γ,th)適合哪種具體形式，故需要在后續(xù)測度過程中檢驗三種分類式的假設(shè)。而從表3中的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示來看，當(dāng)在H01假設(shè)條件下，此時的LM統(tǒng)計量是為28.0986，而在10%置信顯著水平下的臨界值卻是為59.6423，所伴隨的P值則為0.4100，由此可見，其接受了H01原假設(shè)(H01:ρ3=0)。同理依次可得出，接受了H02:ρ2=0|ρ3=0的假設(shè)以及拒絕了H03:ρ1=0|ρ2=0,ρ3=0的假設(shè)。因此，可以認(rèn)為M2中的機制轉(zhuǎn)移函數(shù)L(.)是為Logistic型的轉(zhuǎn)移函數(shù)。而這又昭示了，公共服務(wù)變量與城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)是會隨著城鄉(xiāng)金融水平loan的變化而有所不同的，當(dāng)金融水平在不同水平區(qū)間內(nèi)是以指數(shù)型函數(shù)而所發(fā)生機制的平滑轉(zhuǎn)移。換而言之，公共服務(wù)變量是在不同機制或是不同階段對城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)聯(lián)影響而相互異質(zhì)，并不是學(xué)界所認(rèn)為的公共服務(wù)均等化對城鄉(xiāng)收入差距之間是正相關(guān)的關(guān)系。

表4 L(loant-2,γ,th)的設(shè)定檢驗

根據(jù)表4中的檢驗結(jié)果，可以得到以為機制轉(zhuǎn)移變量時的型轉(zhuǎn)換函數(shù)為：

L(loant-2,γ,th)={1+exp[-γ(loant-2,th)]}-1其中γ>0

(8)

將上述模型中的Logistic型轉(zhuǎn)換函數(shù)代入模型M2，即可得出以為閾值轉(zhuǎn)移變量下公共服務(wù)與城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)的非線性模型：

rgapt=c0+β1edut+β2kfisct+β3healt+β4telt+β5loant+(λ0+λ1edut+λ2kfisct+λ3healt+λ4telt+λ5loant){1+exp[-γ(loant-2,th)]}-1+ut

(9)

5.閾值模型的協(xié)整檢驗與再估計

(1)非線性模型的閾值協(xié)整檢驗

(10)

表5 閾值的協(xié)整檢驗結(jié)果①

(2)估計結(jié)果

基于上文的論證，在此采用NLS對模型M9進行有效迭代估計計算，一旦殘差的平方和達到此值的最小值時，對模型的一致性就可以得到有效估計。所能估計到的結(jié)果見模型公式M11(公式內(nèi)部的括號內(nèi)是t的統(tǒng)計量)。

rgapt= 3.5685+ 33.8527edut+ 0.2915kfisct

(0.9654) (0.5996) (00.915)

-3.5108healt- 0.0813telt- 0.1352loant

(-2.6159) (-42.5861) (-0.2113)

+(1.5264 -38.9566edut-0.7528kfisct

(0.2869) (-0.4682) (-0.0513)

+2.8156healt+0.0903telt+0.3568loant

(1.8720) (46.9854) (0.35532)

{1+exp[-502(loant-2-0.9656)]}-1

(11)

從上述的M11模型公式中得出，在樣本數(shù)據(jù)的年份內(nèi)(1985-2014年)，edu和kfisc對城鄉(xiāng)收入差距是呈現(xiàn)出正向關(guān)系，一旦提高對和的投入量，其后果必然是擴大了城鄉(xiāng)收入的差距；heal、tel以及l(fā)oan對城鄉(xiāng)收入差距的長效作用方向即為負向性。在此之中，基于loan為不同機制轉(zhuǎn)移的前提條件下，對城鄉(xiāng)收入差距最為顯著的是tel，其次是heal。

而機制轉(zhuǎn)換函數(shù)L(.)的數(shù)據(jù)顯示結(jié)果來看，本文所選擇公共服務(wù)中的變量對城鄉(xiāng)收入差距的長效影響作用是在所能估計loan服務(wù)水平的為0.9656，轉(zhuǎn)移速度γ則為502，這亦表征出公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距的非線性影響效應(yīng)在發(fā)生機制轉(zhuǎn)移的速度較為迅速，并且比較顯著；與此同時當(dāng)d=2時，loan服務(wù)水平隨著時間的變化會引致了公共服務(wù)變量對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應(yīng)是會在相應(yīng)地滯后2年后有所形成促動效果。由此可見，公共服務(wù)的變量具體集中表征出基于loan服務(wù)發(fā)展水平所內(nèi)生出的促動成效“因其”滯后而滯后。

圖1 機制轉(zhuǎn)換函數(shù)

四、進一步地分析與探討

(一)面板模型的建構(gòu)

為了進一步地對公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)的再次論證，將模型M1替換為Panel Data模型，見如下公式模型：

rgapit=c0+β1edut+β2kfisct+β3healt+β4telt+β5loant+β6agloanit+λ1agriexpit+λ2lnpgdpit+λ3urbanit+λ4openit+λ5consit+εit

(12)

在上述M12中，i所表示的是第i(i=30)個大陸地區(qū)(除了西藏省外)；而t則表示為第t(t=2001,…,2013)年；而余下的變量ε、c分別表示為殘差項以及截距項。與此同時增加了控制變量，主要包括了agriexp(公共財政支出中支農(nóng)比例)、lnpgdp(以人均GDP的對數(shù)來替代經(jīng)濟發(fā)展水平指數(shù))、urban(城市化水平)、open(對外開放水平)、cons(政府干預(yù)經(jīng)濟程度)，主要采用插值法來測算。

(二)面板模型的設(shè)定與檢驗

面板數(shù)據(jù)的具體設(shè)定形式是以樣本需要而有所差異的，因而其所估計的準(zhǔn)確性是依據(jù)設(shè)定形式來判定的。為了使數(shù)據(jù)檢驗和模型設(shè)定的無偏估計，必然需要對其所設(shè)定的模型形式進行一定的檢驗。為此，首先對其進行Hausman模型檢驗與估計，從表6中的數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，其P值是為0.3156，是不拒絕原先假設(shè)，換而言之即為不拒絕使用隨機效應(yīng)模型的設(shè)定。但是必須注意一點，由于Hausman檢驗僅僅只能界定靜態(tài)面板模型(Static Panel Model)的估計，而對于動態(tài)面板模型的GMM估計尚未能有效認(rèn)定。故對其用Hausman檢驗的效果是無效的，也非必要意義的。而為了能夠真實反映出模型的有效性，對此進行個體效應(yīng)、時間效應(yīng)、序列相關(guān)檢驗。表6中可以看出，運用Breusch-Godfrey檢驗法對M12的面板殘差進行檢驗，其統(tǒng)計量是高于1%置信水平下的臨界值，這反映除了其是拒絕面板殘差(Panel Residuals)不存在這自相關(guān)的原先假設(shè)；而倘若面板模型的殘差是存在自相關(guān)則意味著此模型內(nèi)部是存在著內(nèi)生性(Endogenous)，換而言之城鄉(xiāng)收入差距在某一程度水平上存在著時間間隔的連續(xù)性，即為現(xiàn)行城鄉(xiāng)收入差距是可能因前期階段的差距的影響而影響，故一旦采取靜態(tài)模型估計的話，其估計后果必然呈現(xiàn)出非有效性。綜上所論，M12是適用于固定效應(yīng)的面板模型進行實證估計的。

表6 模型設(shè)定檢驗

(三)動態(tài)面板模型的GMM估計

依據(jù)表6的檢驗結(jié)果，進而將模型M12可以進一歩修改含個體效應(yīng)的動態(tài)面板模型為:

rgapit=c0+α×rgapit-1+β1edut+β2kfisct+β3healt+β4telt+β5loant+β6agloanit+λ1agriexpit+λ2lnpgdpit+λ3urbanit+λ4openit+λ5consit+εit

(13)

在上述M13中，“ci”則是表示為個體效應(yīng)，是會隨著樣本數(shù)據(jù)的截面變化而有所差異；而對于rgapit-1而言則是表示為被解釋變量的滯后一期，現(xiàn)實意義在于要在滯后一期的城鄉(xiāng)收入差距對當(dāng)前差距的動態(tài)性影響。因此，筆者在本文的動態(tài)面板模型的估計是以“GMM兩步法”來估計測度的，具體的估計檢驗數(shù)據(jù)結(jié)果見表7。

表7 模型估計結(jié)果

從表7中的數(shù)據(jù)結(jié)果來看，對于M13中的Sargan檢驗結(jié)果體現(xiàn)出在5%置信水平下是非顯著性的，這說明了工具變量的有效性在此得以體現(xiàn)出。與此同時，M13的一、二階自相關(guān)檢驗結(jié)果分別在10%和5%的顯著水平下是接受原先的假設(shè)，可見M13在相應(yīng)的顯著水平下均不存在這自相關(guān)。

同時表7中的數(shù)據(jù)結(jié)果，體現(xiàn)出了各項公共服務(wù)變量對城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)具體如何。公共服務(wù)下設(shè)的多項變量的水平提升，有助于擴大城鄉(xiāng)收入差距。之所以發(fā)生上述的現(xiàn)實狀況，是因為隨著城鄉(xiāng)經(jīng)濟與社會發(fā)展的穩(wěn)態(tài)進行，雖然城鄉(xiāng)公共服務(wù)的一體化水平有所提升，但是公共資源的配置工作尚未在二元時空情境下得到有效化解，而是仍然偏向于城鎮(zhèn)區(qū)域，在城鄉(xiāng)二元情境下其后果必然是公共服務(wù)資源和服務(wù)水平的非均等化之惡效。而這種非均等化的資源配置模式催生了城鎮(zhèn)發(fā)展的“常態(tài)化”，為此城鄉(xiāng)二元經(jīng)濟發(fā)展的良性化進一步地被政府外部的公共服務(wù)資源配置力所解構(gòu)，城鄉(xiāng)收入差距自然也無法避免這種結(jié)局。

五、結(jié)論與進一步地反思

基于公共服務(wù)與城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)的實證檢驗，筆者同時采用平滑轉(zhuǎn)移模型和面板模型，分別以平滑轉(zhuǎn)移回歸和GMM兩步估計法得以檢驗公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)具體如何。借助于不同樣本和數(shù)據(jù)，得出檢驗比較一致的估計結(jié)果：在平滑轉(zhuǎn)移模型后的閾值協(xié)整檢驗過程中借助于轉(zhuǎn)移函數(shù)的回歸檢驗結(jié)果，教育支出和政府的固定投資對城鄉(xiāng)收入差距呈現(xiàn)出正向性的擴大趨勢。同時將金融發(fā)展水平納入考慮變量，通過面板模型來看金融發(fā)展水平超過了轉(zhuǎn)移函數(shù)回歸模型中金融發(fā)展水平的閾值，換言之，通信服務(wù)和金融發(fā)展水平在轉(zhuǎn)移函數(shù)的第二機制下對城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)和動態(tài)面板數(shù)據(jù)估計結(jié)果是一致的。而對于公共服務(wù)下的其他變量對城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)在兩種檢驗測度方法的估計結(jié)果顯示出來是有差異的。原因可能在于兩種檢驗方法的樣本數(shù)據(jù)不是同一組，所設(shè)定的模型亦存在異質(zhì)性(面板數(shù)據(jù)模型還考慮了除公共服務(wù)以外的控制變量)，而平滑轉(zhuǎn)移的機制轉(zhuǎn)移函數(shù)回歸估計僅僅考慮了單一公共服務(wù)變量在發(fā)生轉(zhuǎn)移變化后對城鄉(xiāng)收入差距的關(guān)聯(lián)影響，這亦成為兩種檢驗方法的回歸估計結(jié)果發(fā)生差異性的現(xiàn)實樣態(tài)。

城鄉(xiāng)收入差距是當(dāng)下中國快速城市化的惡效，倘若不加以縮小，其矛盾勢必會逆作用于中國夢的城鄉(xiāng)一體建設(shè)?；谏衔牡膶嵶C檢驗，公共服務(wù)對城鄉(xiāng)收入差距的轉(zhuǎn)化效應(yīng)較為明顯，由此看出中央政府以及各省市應(yīng)當(dāng)統(tǒng)籌資源并調(diào)動多方力量以此來實現(xiàn)公共服務(wù)的城鄉(xiāng)均等化，從而進縮小城鄉(xiāng)收入差距[13]。而要實現(xiàn)公共服務(wù)均等化的目標(biāo)，關(guān)鍵在于：一是充分配置城鄉(xiāng)教育資源的良性化流轉(zhuǎn)，縮小城鄉(xiāng)二元的教育服務(wù)差距，著重將資源和政策優(yōu)惠投入到農(nóng)村教育領(lǐng)域，實現(xiàn)城鄉(xiāng)居民能享受到同等質(zhì)量的教育服務(wù)。一旦農(nóng)村教育服務(wù)質(zhì)量上升，農(nóng)村人力資本的存量也必然盤活，最終結(jié)果是促成城鄉(xiāng)收入差距的縮小成效；二是加大對基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的項目建設(shè)。建設(shè)領(lǐng)域集聚在通訊、道路以及水利等方面，亦需要加大財政轉(zhuǎn)移的項目資金力度，實現(xiàn)向“農(nóng)村”場域的傾斜，從而打破固有的偏向性發(fā)展局面[14]。當(dāng)前城市金融發(fā)展水平已然發(fā)展到較高水平階段，難以繼續(xù)走高，應(yīng)當(dāng)扶持農(nóng)村金融對農(nóng)村經(jīng)濟與社會發(fā)展的助推作用，以此來推動農(nóng)村金融資本要素的快速流轉(zhuǎn)，實現(xiàn)農(nóng)村融資的窘境，提升農(nóng)村場域的專業(yè)化和產(chǎn)業(yè)化，最終使農(nóng)民能都獲取增收的機會。在城鄉(xiāng)二元時空異化的情境下，通過提升公共服務(wù)的城鄉(xiāng)均等化，以期縮小城鄉(xiāng)收入差距，最終加快推動城鄉(xiāng)一體化的中國夢建設(shè)。

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責(zé)任編輯、校對：李再揚

2016-04-22

本文系國家社會科學(xué)基金項目“農(nóng)村公共服務(wù)供給的‘碎片化’及其治理研究”(14BGL150)；江蘇省社科規(guī)劃項目“江蘇農(nóng)村治理的現(xiàn)代化研究——社會政策的視角”(14SZB016)；江蘇省高校重點社科項目“社會治理創(chuàng)新的價值研究”(2015ZDIXM012)的階段性成果。

詹國輝(1989-)，江西省婺源縣人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院博士生，研究方向：公共服務(wù)與城鄉(xiāng)社會發(fā)展；張新文(1971-)，土家族，湖南省張家界市人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院教授、博士生導(dǎo)師，研究方向：鄉(xiāng)村治理與公共服務(wù)；杜春林(1989-)，安徽省六安市人，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)公共管理學(xué)院博士生，研究方向：農(nóng)村公共服務(wù)與項目制。

A

1002-2848-2016(05)-0050-09