詹国辉，张新文，杜春林

(南京农业大学 公共管理学院 ，江苏 南京 210095)



公共服务对城乡收入差距的转化效应
——来自全国基础数据的实证检验

詹国辉，张新文，杜春林

(南京农业大学 公共管理学院 ，江苏 南京 210095)

城乡收入差距问题是影响当前城乡共生性发展的内生性结构障碍，而公共服务的均等化水平又逆向作用于城乡收入差距，因此有效理顺公共服务对城乡收入差距之间的转化效应是实现城乡共生性发展的必要前提。文章通过梳理城乡收入差距的既有文献，建构出公共服务对城乡收入差距的平滑转移模型，借助于阈值协整检验模型，发现公共服务发展水平在不同转移机制水平下其转化效应呈现出差异性。与此同时，通过建构公共服务与城乡收入差距的动态面板模型，利用GMM估计两步法，研究表明了公共服务对城乡收入差距的显著性呈正向转化效应。为此通过相应的政策路径来优化公共服务水平，旨在进一步地缩小城乡收入差距。

公共服务；城乡收入差距；转化效应；平滑转移

一、问题的提出

经过30多年的改革与开放，中国经济发展所呈现出的高增长样态已然下滑，现行经济体制亟需转型与改革。在此转型期的关键阶段，社会经济结构的内生性障碍日益突出，城乡二元性矛盾更是处于多发阶段，城乡经济与收入的非均衡性已是当下重塑城乡共生性关系的关键节点[1]。而中国经济经历了从计划经济体制到市场经济体制，再到“供给侧”的经济体制转型。当下中国的发展正处于转型期“体制转轨”的攻坚期和深水区，地方政府仍旧推行以城市为主的偏向性发展模式，因此城市化发展过快的自然也就不可避免。而从地方发展的选择偏差来看，忽视了农村与城市的共生性发展，其城乡收入差距亦会成为当下中国转型发展过程中亟待研究的现实命题。城乡收入差距的不断扩大正影响着“供给侧”经济改革的整体性局面，而这种既有现实便催生出诸多社会问题，如城乡非融合、农村回流、城乡社会稳定等问题日益凸显。

就应然层面而言，积极推进公共服务的普惠性是有助于提高城乡居民收入，但必须建立起城乡社会生活的均衡性一体化机制。与此同时，公共服务的均等化成效既能实现城乡收入差距的有效缩小，又有益于城乡社会的共生性发展。中央政府及国务院所出台的一系列政策条文不仅表征出中央政府对既往改革过程中城乡收入差距的固有命题进行了常态性反思，并将其上升到国家层面的政策指导；同时还说明中央政府对待城乡收入问题的焦点和集聚点已然发生了深刻性的异化，有必要对城乡收入问题的认识范式进行必要性的再转化。此外，公共服务的均等化供给和城乡收入差距的优化与调整是基于现实命题的互动性重构过程，这两者之间的关联结构要求其能够服从于城乡共生性发展的现实解读。因此，笔者认为要合理地探究出公共服务对城乡收入差距的内在转化效应，就不能局限于对这两者的正负向性影响分析。换而言之，如何实现优化城乡公共服务结构，从而推动缩小城乡收入差距是公共服务发展的现实目的，是当前积极推进城乡共生性发展所面临的现实课题之一。

二、文献的研究回顾

有关于“城乡收入差距”的文献呈现出汗牛充栋的局势，其研究的热点主要集中在城市化、财政分权与财政支出、金融发展以及劳动力对城乡收入差距的影响等领域。以城市偏向性的发展政策导向是拉大城乡收入差距的主要缘由之一。城市偏向性发展会加快全国场域内城市化的进程，亦会拉大差距。陆铭等学者认为城市单极化发展以及城乡严格割裂的二元时空情境势必会增加差距拉大的可能性[2]。

一是城市化与城乡收入差距。基于现行发展中国家所坚持以重工业为主的优先战略，未能在世界场域中发挥出本国的优势，致使工业领域出现短板。其所能吸纳再就业的比例便会大大下降，城市化自然就表现出低水平，这亦解释了当前中国城市化水平为何落后于工业化进程。在城乡二元的现实时空情境下，城市化水平的降低，恰恰意味着农村劳动力大量滞留于农村场域范围内，而在现实土地报酬递减的趋势下，由于农村收入无法有效提高，城乡收入差距随之相继扩大[3]。城市化与城乡收入差距之间存在互动，这种互动性作用亦表现出长期性，一旦发展到后期阶段，互动影响作用的强度越发明显[4]。城市化水平的提高，增加了城市区域内的社会保障的财政支出，这尚未能实现改善城乡收入差距的效果，反倒是在某种意义上加剧了城乡收入差距。与此同时其影响效应的作用力和强度大小是因地而异的[5]。但是有学者与上述观点是相互异化，认为自分税制改革以来，中国城市化进程的推动主要是以地方政府为主导力量，且这种城市化的推动模式对缩小城乡收入差距的优势显而易见。中东部区域的政府推动城市化的发展模式对农村经济与社会发展是有明显的助推作用，并且有益于缩小城乡收入差距[6]。

二是对于财政分权与财政支出而言，郭平等学者认为地方政府的财政支出对城乡二元的收入差距的整合与调节效应会受到外部环境的影响，并且这种影响效应强度将随着时间的累积而发生效率质变，城镇化水平对外贸易依存关系起到正向调节作用，而人口密度、人均GDP等因素则恰恰相反[7]。尽管财政支出政策对城乡收入差距有着调节效应的存在，财政支出政策仍旧是以城市发展为主的偏向性，当支出链条延伸至基层政府层级，其效应往往比较狭小，尤其是在社保、社会救助以及医疗补贴等领域，其差异性的转移支付政策领域势必会扩大城乡收入差距[8]。

三是金融与城乡收入差距。城乡金融的差序化发展对收入差距的影响因地而异，东中区域的金融化发展会加剧城乡收入差距的恶效，且较之于中部区域东部区域的拉大效应愈发明显。而随着金融资本要素在西部区域的带动，对西部场域内的居民所产生的作用是不一样的，呈现出倒U型走势，与此同时金融资本要素内含的逐利性会对城乡发展产生拉力效应，足见其影响效应未必是线性关系趋势[9]。倘若拓宽金融服务与贷款布局、增加服务网点以及金融法人机构的数量，那么，就能有效降低农村场域下的金融服务交易成本，强化基础设施建设的外部资源与资金的投入，从而达到农民增收的目的。上述这种调节城乡收入的方法效果显著且能广泛适用于当下农村[10]。

四是劳动力与城乡收入差距的关系。从经济与社会发展实践来看，城乡收入差距是历史的产物，是由发展阶段所内生出的市场与制度性扭曲效应而造成的如此局面。而进入改革开放后，城市化进程不断加快，农村资源和人力资本不断从农村向城市转移，资源配置效率得到了显著提升。而城乡二元性的户籍结构性障碍，引致了城乡就业和社会福利的进一步割裂，其结果自然是会抑制农村劳动力的自由快速流动，并且这种二元性结构性桎梏亦会使得同一劳动力在农村和城市场域下的经济报酬存在显著性差异，因此城乡收入差距的拉大也因故而成事实[11]。对此，李宾等学者就以生命周期的理论视角去探究劳动力与城乡收入差距的关系，主要是将新型城镇化过程下的劳动力流动划分为三阶段，并通过实证和经验测度，不同的劳动力流动阶段对城乡收入差距的差异性影响仍旧比较明显，而三项综合性的影响是能够明显缩小城乡收入差距[12]。

尽管学界从不同学科和理论视角所探究城乡收入差距的内生性影响和作用机理，对城乡收入差距的研究也呈现出多样态的局面。而从现行学术研究中所能检索到的文献来看，从公共服务层面与城乡收入差距之间进行系统性研究和尝试的文献较少，并不是诸多学者不愿意尝试理论与实证研究，关键在于这种间接性影响对现实的政策制定和管理实践的益处尚未可知。因此，本文理论探究与实证研究的意义在于，通过建构相应的平滑转移模型以及后续的阈值协整来检验公共服务的均等化成效与城乡收入差距之间的转化效应是何为，并以此来揭示外生性影响。

三、实证模型的检验

(一)初始计量模型的设定

为了有效测度出城乡收入差距，学界一般采用收入方程(Revenue Equation)和经验数据模型来建构出相应的计量模型。基于当下中国地方政府的发展仍然是以经济增长为主要目标的偏向性发展，而忽视了大部分公共服务供给，为此笔者在本文中主要考究了公共服务的非均等化对城乡收入差距的影响模型，建构出如下模型：

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

(1)

在上述关系模型中，各项变量说明有如下：公共服务变量指标主要是指教育服务、政府固定投资的支出、公共医疗卫生资源、交融服务、通信交通设施等。现行公共服务的指标在城乡二元维度上的数据较为狭窄，因而数据样本显得比较小。指标代码以及具体含义如下：edu是地方政府财政支出中教育服务的支出比例；kfisc则是表示为固定投资比例中政府预算投入资金比较，集中反映在基础设施建设层面上；heal是指在政府在公共医疗卫生服务上的比例，具体是指人均医务人员的比例，客观体现出了医疗服务的优势水平；tel是指人均通信量，反映了城乡二元居民在通讯服务的水平差异；loan是城乡贷款所占GDP的二元差异比例，以期衡量金融服务水平在城乡二元的差异；但对于控制变量control以及其最终模型具体是为何种形式，则需要依据模型中所设定的检验结果来确定。

(二)平滑转移模型的实证分析

1.变量单位根的检验

基于各项变量在实证回归检验过程是存在“伪回归”现象，故需要对这部分变量进行格兰杰因果关系的检验，以此来剔除一部分的无关的变量。为此，笔者利用Augmented Dickey-Fuller的检验法，进而对城乡收入差距和公共服务变量(本文数据采集时间是从1985-2014年数据变量的)以单位根检验，数据检验见表1。

从表1中可以看出，heal、kfisc、edu、rgap以及都存在单位根，并且这些在一阶差分序列是得到平稳性检验。与此同时，edu的序列既是I(0)序列，又可以是I(1)序列。tel在水平和一阶差分等序列上均存在着单位根，但是检验却不是平稳序列。而从KPSS检验结果来看，tel亦符合I(0)序列，又可以是I(1)序列。

2.非线性模型的初步设定

笔者在本文所选择的样本年份是在1985-2014年，样本量为30个，变量选择值恰好。基于初始模型中所选的公共服务变量指标达到5个，为此所依据模型的测度可选择不将控制变量在内。尽管从理论文献的研究回顾来看，大多数学者观点亦赞同公共服务的非均等化引致了城乡收入差距的扩大之恶效，但是尚未通过经验与实证数据来证实了公共服务的均等化与城乡收入差距之间是存在负相关的直接关系，换而言之这部分变量是否存在某一个水平区间范围，城乡收入差距与公共服务非均等化亦呈现出正相关的关系。基于上述理论的质疑和猜想，从将初始模型见构成一般性模型：

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

(2)

本文的样本年份集中在1985-2014年，即为t=1985,1986,1987,…,2014。选取某一公共服务下设的指标变量作为阈值变量pub，而这阈值变量是以最终检验结果来确定。P(pubt-d,γ,th)是本文所设定的机制转移函数(Function of Mechanism Transfer)。变量说明： rgap表示为城乡收入差距，主要是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和可比性，其最终数据值是采取用城乡居民消费的价格指数来衡量。kfisc主要是在固定投资中政府预算资金的比例。而对于教育支出edu即用教育经费所占公共财政支出的比重来测定，基于教育支出在测度过程中所下文的面板数据存在异质性，在此处所测度的财政支出是不含有债务性的统计口径。heal即为辖区内每千人所拥有的医务人员，tel则是指辖区内每百人中所拥有的通讯设备，而对于其他变量均是采用实际比例来测度的。

表1 各项变量的单位根的检验①

基于上文的表征，对于机制转换函数P(pubt-d,γ,th)的具体形式，大体上可以化分为Logistic型和指数型两类，

指数型转换函数表示为：

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

(3)

而Logistic型则表示为：

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.阈值变量与位置转移参数d的选择

基于上文的陈述，笔者在公共服务变量指标所建构的变量主要集中为这5个，为此就需要选择具体的指标变量作为此阈值检验的阈值变量，进而依托于所测度的模型进行实证检验。故需要依次分别用edu、kfisc、heal、telt和loan作为阈值变量，以原点为基准并通过三阶泰勒所模型展开，并将此展开式

作为初始机制转移函数的近似数，以此迭代进入到模型M2中得以数据测度。首先，以edu作为阈值变量可以得到模型6:

(6)

表2 财政支出中教育支出比例为阈值变量的模型

(7)

因而需要进一步地确认这两项变量(和)的合理阈值变量，可将上述这两项变量分别作为阈值变量，进而以线性或是非线性检验，倘若检验结果是拒绝非线性假设，则表征出这项变量作为转换机制函数时的模型是以线性模型，那么最终要以其作为阈值变量检验必然不适合；而一旦接受非线性假设，就需要对此模型进行阈值协整估计(Threshold Cointegration Estimation)，并且依据所估计的结果来确定最终的阈值变量的合理区间与范围。根据最终的检验，对于公共服务变量所选择了edu和loan作为阈值变量。为此最终公共服务的机制转移可以划分为两种模式：一种edu是以为阈值变量的机制转移函数E(edut-1,γ,th)；另一种是以loan为阈值变量的机制转移函数L(loant-2,γ,th)。

4.机制转移函数的检验

(1)教育支出为转换变量的检验

基于上文的论证，笔者分别利用M6、M7对机制转移函数E(edut-1,γ,th)、L(loant-2,γ,th)的具体形式进行检验。以edu为阈值变量对机制转移函数E(edut-1,γ,th)最终测度出的检验结果见表3，而从表3的数据结果已然表明了：在H0:ρ1=ρ2=ρ3的原假设下，LM统计量为83.6959，而在介于10%显著水平的临界值是为256.8559，其所伴随P值是为0.5267。上述数据检验结果的统计学意义，反映出了其是不拒绝H0:ρ1=ρ2=ρ3，本质上看来以为机制转移变量，初始设定的M2实为线性模型，换而言之公共服务的均等化水平与城乡收入差距的二者关系是存在着线性关系，但却否定其非线性的存在可能。因此其与上文所判定的检验原则是相背离，由此以edu作为阈值变量的机制转移呈现出非合理性。

表3 E(edut-1,γ,th)的设定检验

(2)金融服务水平为转移变量的检验

利用M7对机制转移函数形式的检验结果有见表4，而其数据结果亦表征出：在H0:ρ1=ρ2=ρ3，LM统计量为410.8526，在1%显著水平下临界值是为227.3686，其所伴随的P值是0.0000，可见在1%置信水平下是拒绝原假设H0。而根据上文的理论判断，以loan为阈值转换变量之时，M2是为非线性模型，换而言之公共服务与城乡收入之间是存在着非线性关系。与此同时，为了更加有效地确定机制转换函数L(loant-2,γ,th)适合哪种具体形式，故需要在后续测度过程中检验三种分类式的假设。而从表3中的数据结果显示来看，当在H01假设条件下，此时的LM统计量是为28.0986，而在10%置信显著水平下的临界值却是为59.6423，所伴随的P值则为0.4100，由此可见，其接受了H01原假设(H01:ρ3=0)。同理依次可得出，接受了H02:ρ2=0|ρ3=0的假设以及拒绝了H03:ρ1=0|ρ2=0,ρ3=0的假设。因此，可以认为M2中的机制转移函数L(.)是为Logistic型的转移函数。而这又昭示了，公共服务变量与城乡收入差距的转化效应是会随着城乡金融水平loan的变化而有所不同的，当金融水平在不同水平区间内是以指数型函数而所发生机制的平滑转移。换而言之，公共服务变量是在不同机制或是不同阶段对城乡收入差距的关联影响而相互异质，并不是学界所认为的公共服务均等化对城乡收入差距之间是正相关的关系。

表4 L(loant-2,γ,th)的设定检验

根据表4中的检验结果，可以得到以为机制转移变量时的型转换函数为：

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

(8)

将上述模型中的Logistic型转换函数代入模型M2，即可得出以为阈值转移变量下公共服务与城乡收入差距的转化效应的非线性模型：

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

(9)

5.阈值模型的协整检验与再估计

(1)非线性模型的阈值协整检验

(10)

表5 阈值的协整检验结果①

(2)估计结果

基于上文的论证，在此采用NLS对模型M9进行有效迭代估计计算，一旦残差的平方和达到此值的最小值时，对模型的一致性就可以得到有效估计。所能估计到的结果见模型公式M11(公式内部的括号内是t的统计量)。

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)

从上述的M11模型公式中得出，在样本数据的年份内(1985-2014年)，edu和kfisc对城乡收入差距是呈现出正向关系，一旦提高对和的投入量，其后果必然是扩大了城乡收入的差距；heal、tel以及loan对城乡收入差距的长效作用方向即为负向性。在此之中，基于loan为不同机制转移的前提条件下，对城乡收入差距最为显著的是tel，其次是heal。

而机制转换函数L(.)的数据显示结果来看，本文所选择公共服务中的变量对城乡收入差距的长效影响作用是在所能估计loan服务水平的为0.9656，转移速度γ则为502，这亦表征出公共服务对城乡收入差距的非线性影响效应在发生机制转移的速度较为迅速，并且比较显著；与此同时当d=2时，loan服务水平随着时间的变化会引致了公共服务变量对城乡收入差距的影响效应是会在相应地滞后2年后有所形成促动效果。由此可见，公共服务的变量具体集中表征出基于loan服务发展水平所内生出的促动成效“因其”滞后而滞后。

图1 机制转换函数

四、进一步地分析与探讨

(一)面板模型的建构

为了进一步地对公共服务对城乡收入差距的转化效应的再次论证，将模型M1替换为Panel Data模型，见如下公式模型：

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)个大陆地区(除了西藏省外)；而t则表示为第t(t=2001,…,2013)年；而余下的变量ε、c分别表示为残差项以及截距项。与此同时增加了控制变量，主要包括了agriexp(公共财政支出中支农比例)、lnpgdp(以人均GDP的对数来替代经济发展水平指数)、urban(城市化水平)、open(对外开放水平)、cons(政府干预经济程度)，主要采用插值法来测算。

(二)面板模型的设定与检验

面板数据的具体设定形式是以样本需要而有所差异的，因而其所估计的准确性是依据设定形式来判定的。为了使数据检验和模型设定的无偏估计，必然需要对其所设定的模型形式进行一定的检验。为此，首先对其进行Hausman模型检验与估计，从表6中的数据结果显示，其P值是为0.3156，是不拒绝原先假设，换而言之即为不拒绝使用随机效应模型的设定。但是必须注意一点，由于Hausman检验仅仅只能界定静态面板模型(Static Panel Model)的估计，而对于动态面板模型的GMM估计尚未能有效认定。故对其用Hausman检验的效果是无效的，也非必要意义的。而为了能够真实反映出模型的有效性，对此进行个体效应、时间效应、序列相关检验。表6中可以看出，运用Breusch-Godfrey检验法对M12的面板残差进行检验，其统计量是高于1%置信水平下的临界值，这反映除了其是拒绝面板残差(Panel Residuals)不存在这自相关的原先假设；而倘若面板模型的残差是存在自相关则意味着此模型内部是存在着内生性(Endogenous)，换而言之城乡收入差距在某一程度水平上存在着时间间隔的连续性，即为现行城乡收入差距是可能因前期阶段的差距的影响而影响，故一旦采取静态模型估计的话，其估计后果必然呈现出非有效性。综上所论，M12是适用于固定效应的面板模型进行实证估计的。

表6 模型设定检验

(三)动态面板模型的GMM估计

依据表6的检验结果，进而将模型M12可以进一歩修改含个体效应的动态面板模型为:

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

(13)

在上述M13中，“ci”则是表示为个体效应，是会随着样本数据的截面变化而有所差异；而对于rgapit-1而言则是表示为被解释变量的滞后一期，现实意义在于要在滞后一期的城乡收入差距对当前差距的动态性影响。因此，笔者在本文的动态面板模型的估计是以“GMM两步法”来估计测度的，具体的估计检验数据结果见表7。

表7 模型估计结果

从表7中的数据结果来看，对于M13中的Sargan检验结果体现出在5%置信水平下是非显著性的，这说明了工具变量的有效性在此得以体现出。与此同时，M13的一、二阶自相关检验结果分别在10%和5%的显著水平下是接受原先的假设，可见M13在相应的显著水平下均不存在这自相关。

同时表7中的数据结果，体现出了各项公共服务变量对城乡收入差距的转化效应具体如何。公共服务下设的多项变量的水平提升，有助于扩大城乡收入差距。之所以发生上述的现实状况，是因为随着城乡经济与社会发展的稳态进行，虽然城乡公共服务的一体化水平有所提升，但是公共资源的配置工作尚未在二元时空情境下得到有效化解，而是仍然偏向于城镇区域，在城乡二元情境下其后果必然是公共服务资源和服务水平的非均等化之恶效。而这种非均等化的资源配置模式催生了城镇发展的“常态化”，为此城乡二元经济发展的良性化进一步地被政府外部的公共服务资源配置力所解构，城乡收入差距自然也无法避免这种结局。

五、结论与进一步地反思

基于公共服务与城乡收入差距的转化效应的实证检验，笔者同时采用平滑转移模型和面板模型，分别以平滑转移回归和GMM两步估计法得以检验公共服务对城乡收入差距的转化效应具体如何。借助于不同样本和数据，得出检验比较一致的估计结果：在平滑转移模型后的阈值协整检验过程中借助于转移函数的回归检验结果，教育支出和政府的固定投资对城乡收入差距呈现出正向性的扩大趋势。同时将金融发展水平纳入考虑变量，通过面板模型来看金融发展水平超过了转移函数回归模型中金融发展水平的阈值，换言之，通信服务和金融发展水平在转移函数的第二机制下对城乡收入差距的转化效应和动态面板数据估计结果是一致的。而对于公共服务下的其他变量对城乡收入差距的转化效应在两种检验测度方法的估计结果显示出来是有差异的。原因可能在于两种检验方法的样本数据不是同一组，所设定的模型亦存在异质性(面板数据模型还考虑了除公共服务以外的控制变量)，而平滑转移的机制转移函数回归估计仅仅考虑了单一公共服务变量在发生转移变化后对城乡收入差距的关联影响，这亦成为两种检验方法的回归估计结果发生差异性的现实样态。

城乡收入差距是当下中国快速城市化的恶效，倘若不加以缩小，其矛盾势必会逆作用于中国梦的城乡一体建设。基于上文的实证检验，公共服务对城乡收入差距的转化效应较为明显，由此看出中央政府以及各省市应当统筹资源并调动多方力量以此来实现公共服务的城乡均等化，从而进缩小城乡收入差距[13]。而要实现公共服务均等化的目标，关键在于：一是充分配置城乡教育资源的良性化流转，缩小城乡二元的教育服务差距，着重将资源和政策优惠投入到农村教育领域，实现城乡居民能享受到同等质量的教育服务。一旦农村教育服务质量上升，农村人力资本的存量也必然盘活，最终结果是促成城乡收入差距的缩小成效；二是加大对基础设施建设的项目建设。建设领域集聚在通讯、道路以及水利等方面，亦需要加大财政转移的项目资金力度，实现向“农村”场域的倾斜，从而打破固有的偏向性发展局面[14]。当前城市金融发展水平已然发展到较高水平阶段，难以继续走高，应当扶持农村金融对农村经济与社会发展的助推作用，以此来推动农村金融资本要素的快速流转，实现农村融资的窘境，提升农村场域的专业化和产业化，最终使农民能都获取增收的机会。在城乡二元时空异化的情境下，通过提升公共服务的城乡均等化，以期缩小城乡收入差距，最终加快推动城乡一体化的中国梦建设。

[1] 蔡昉. 城乡收入差距与制度变革的临界点[J]. 中国社会科学,2003,24(05):16-25.

[2] 陆铭,陈钊. 城市化、城市倾向的经济政策与城乡收入差距[J]. 经济研究,2004,39(06):50-58.

[3] 陈斌开,林毅夫. 发展战略、城市化与中国城乡收入差距[J]. 中国社会科学,2013,34( 04):81-102.

[4] 李宪印. 城市化、经济增长与城乡收入差距[J]. 农业技术经济,2011,30(08):50-57.

[5] 余菊,刘新. 城市化、社会保障支出与城乡收入差距——来自中国省级面板数据的经验证据[J]. 经济地理,2014,34(03):79-84.

[6] 李伶俐,谷小菁,王定祥. 财政分权、城市化与城乡收入差距[J]. 农业技术经济,2013,32(12):4-14.

[7] 郭平,卢玲玲. 地方财政支出调节城乡收入差距的效率评价——基于三阶段DEA模型的实证分析[J]. 财经理论与实践,2015,36( 06):85-91.

[8] 张义博,刘文忻. 人口流动、财政支出结构与城乡收入差距[J]. 中国农村经济,2012,28(01):16-30.

[9] 叶凡,邹东涛,苑西恒. 经济金融化对我国城乡收入差距的差异化影响——基于1978-2013年省级面板数据的分析[J]. 当代经济科学,2015,37(06):61-67.

[10] 丁志国,赵晶,赵宣凯,吕长征. 我国城乡收入差距的库兹涅茨效应识别与农村金融政策应对路径选择[J]. 金融研究,2011,34(07):142-151.

[11] 孙宁华,堵溢,洪永淼. 劳动力市场扭曲、效率差异与城乡收入差距[J]. 管理世界,2009,25(09):44-52.

[12] 李宾,马九杰. 劳动力流动对城乡收入差距的影响:基于生命周期视角[J]. 中国人口.资源与环境,2013,24(11):102-107.

[13] 蔡昉,杨涛. 城乡收入差距的政治经济学[J]. 中国社会科学,2000,21(04):11-22.

[14] 张新文,詹国辉. 整体性治理框架下农村公共服务的有效供给[J]. 西北农林科技大学学报(社会科学版),2016,16(03):40-50.

责任编辑、校对：李再扬

2016-04-22

本文系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)；江苏省社科规划项目“江苏农村治理的现代化研究——社会政策的视角”(14SZB016)；江苏省高校重点社科项目“社会治理创新的价值研究”(2015ZDIXM012)的阶段性成果。

詹国辉(1989-)，江西省婺源县人，南京农业大学公共管理学院博士生，研究方向：公共服务与城乡社会发展；张新文(1971-)，土家族，湖南省张家界市人，南京农业大学公共管理学院教授、博士生导师，研究方向：乡村治理与公共服务；杜春林(1989-)，安徽省六安市人，南京农业大学公共管理学院博士生，研究方向：农村公共服务与项目制。

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