張鵬，于偉

（1.濟南大學(xué)管理學(xué)院濟南 250014；2.山東財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，濟南 250014）

我國農(nóng)村高等教育空間不均衡的演進和解釋
——針對人口比重的MLD指數(shù)分解和shapley值分解

張鵬，于偉

（1.濟南大學(xué)管理學(xué)院濟南 250014；2.山東財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，濟南 250014）

針對農(nóng)村高等教育人口比重的研究表明，2002-2011年間我國農(nóng)村高等教育滯后區(qū)域?qū)︻I(lǐng)先區(qū)域存在追趕效應(yīng)，東中西三區(qū)域內(nèi)部農(nóng)村高等教育不均衡程度在考察年度內(nèi)均出現(xiàn)拐點，區(qū)域間的差距仍是全國不均衡的主要根源。八地區(qū)的分解則顯示北部沿海地區(qū)內(nèi)部差距較為顯著。農(nóng)民經(jīng)濟收入、城鎮(zhèn)化水平、教育經(jīng)費投入、農(nóng)均耕地和農(nóng)村固定資產(chǎn)投入等都是影響省域間農(nóng)村高等教育差距的因素。其中，農(nóng)民經(jīng)濟收入貢獻率最大但呈弱化趨勢，城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)均耕地的貢獻率逐漸上升，教育經(jīng)費和農(nóng)村固定資產(chǎn)投入對省域間農(nóng)村高等教育差異的影響程度呈下降趨勢。因此可通過對欠發(fā)達地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、教育經(jīng)費投入和新農(nóng)村建設(shè)等縮小我國農(nóng)村高等教育發(fā)展的內(nèi)部差距。

農(nóng)村高等教育；空間差異；sharpley值分解

一、引言

提升農(nóng)民受教育水平特別是高等教育水平，是縮小城鄉(xiāng)差距和破解“三農(nóng)”難題的基本方略之一。推進高等教育通向農(nóng)村有利于發(fā)展現(xiàn)代農(nóng)業(yè)，實現(xiàn)農(nóng)村人力資本的深度開發(fā)和優(yōu)化農(nóng)村人力資本存量[1]。隨著經(jīng)濟社會發(fā)展和國家政策的大力支持，我國農(nóng)村接受大專及以上教育的勞動人口占農(nóng)村總勞動人口的比重近年來有了較大幅度的提升，以全國均值計算（本文研究數(shù)據(jù)不含西藏），2002年農(nóng)村接受高等教育的勞動人口占比僅為0.53%，2011年則上升為2.66%。與此同時，區(qū)域間差異依然較為顯著。以2011年為例，農(nóng)村接受高等教育勞動人口比重最高的北京達到13%，最低的黑龍江和云南僅為1.1%，這種差距的存在會深刻影響全國發(fā)展的空間均衡度。

農(nóng)村和農(nóng)民高等教育相關(guān)問題一直為研究者所關(guān)注，研究內(nèi)容涵蓋農(nóng)民高等教育參與影響因素、農(nóng)村高等教育投資收益、高等教育對農(nóng)村的影響以及國外經(jīng)驗借鑒等方面。農(nóng)村高等教育空間維度上的差異近年來也為部分學(xué)者所探討，但既有研究視角多基于農(nóng)民對高等教育的經(jīng)濟承受力展開。何智蘊（2007）基于2005年數(shù)據(jù)研究表明，僅有7個省份的農(nóng)村居民能夠承擔(dān)當(dāng)年高等教育費用支出，這些省份全部分布在環(huán)渤海、長三角和珠三角等經(jīng)濟發(fā)達區(qū)域，費用承擔(dān)能力差距極大地妨礙了農(nóng)村和農(nóng)民高等教育的空間均衡[2]。王一濤等（2011）基于浙江省農(nóng)村家庭的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，大部分農(nóng)村家庭就讀公辦高校的經(jīng)濟壓力較小，中高收入家庭亦能夠負(fù)擔(dān)子女在民辦高校的開支，但低收入家庭對高等教育的支付能力有待改善；作為發(fā)達地區(qū)的浙江省農(nóng)村家庭對高等教育需求具有非功利色彩，幾乎不存在“教育放棄”和“棄本讀?！爆F(xiàn)象[3]。黃幫梅等（2008）針對云南省的調(diào)查則表明當(dāng)前高等教育收費政策給欠發(fā)達地區(qū)大部分農(nóng)村家庭帶來了巨大壓力，87%以上的受訪家長無能力支付當(dāng)年孩子上大學(xué)的全部費用[4]。這些研究均表明我國農(nóng)村高等教育支付能力存在巨大空間落差，顯然，這種落差會引致農(nóng)村高等教育出現(xiàn)空間失衡?？紤]到農(nóng)村高等教育對經(jīng)濟和社會發(fā)展的整體嵌入性，這既是我國區(qū)域發(fā)展不均衡的積累性結(jié)果，也會對未來區(qū)域相對均衡化發(fā)展產(chǎn)生消極影響，甚至?xí)觿】臻g“馬太”效應(yīng)。為尋求其中的解決策略就很有必要深入探究我國農(nóng)村高等教育空間不均衡的表現(xiàn)和成因，需要回答的問題包括：我國農(nóng)村高等教育在空間維度上存在何種程度的差異？不同地帶（區(qū)）內(nèi)部和之間存在什么差別？哪些因素導(dǎo)致了我國農(nóng)村高等教育出現(xiàn)空間差異？這些因素對農(nóng)村高等教育空間不均衡的“貢獻率”存在何種動態(tài)變化？本研究嘗試以省域（省、自治區(qū)、直轄市）為基本單元通過2002-2011年數(shù)據(jù)以及Theil指數(shù)和基于回歸的shapley值分解等方法對此做出探討，以期為推動農(nóng)村高等教育的空間均衡化發(fā)展提供啟示。

二、指標(biāo)說明和研究方法

（一）指標(biāo)說明

本研究旨在衡量農(nóng)村高等教育的空間差異及成因，因此選擇農(nóng)村勞動人口中大專及以上的高等教育人數(shù)作為衡量指標(biāo)，考慮到各省域農(nóng)村人口基數(shù)存在的巨大差異，本研究選取農(nóng)村高等教育人口相對比重（農(nóng)村勞動人口中接受高等教育人數(shù)占比）進行分析以確保不同單元間具有可比性，本部分?jǐn)?shù)據(jù)均取自相應(yīng)年度的《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》。

（二）農(nóng)村高等教育MLD指數(shù)及其分解

MLD（對數(shù)偏差均值）指數(shù)亦稱泰爾零階指數(shù)，是一種常見度量不平等程度的工具。其顯著優(yōu)點之一在于能夠按照子樣本加以分解，考察組內(nèi)和組間對總體差異的貢獻度。MLD指數(shù)具體計算公式為：

其中xi，代表第i個觀察區(qū)域的農(nóng)村高等教育水平（農(nóng)村高等教育人口比重），k為觀察區(qū)域個數(shù)，u為所有觀察區(qū)域農(nóng)村高等教育水平的加權(quán)平均值，pi為第i觀察區(qū)域農(nóng)村人口占全域農(nóng)村人口的比重。MLD指數(shù)介于0和1之間，數(shù)值越大說明觀察區(qū)域間越不均衡。由于我國經(jīng)濟社會發(fā)展空間分異特征明顯，在應(yīng)用MLD指數(shù)進行分解時，可將省域按所在區(qū)域進行歸類，分別考察其內(nèi)部和之間的差距表現(xiàn)。本研究按照國家統(tǒng)計局口徑將全部省域分為三區(qū)域和八地區(qū)。其中三區(qū)域按傳統(tǒng)東、中、西部進行劃分，八地區(qū)則是指東北地區(qū)、北部沿海、東部沿海、南部沿海、黃河中游、長江中游、西南地區(qū)和大西北地區(qū)。分解公式如式（2）所示。其中，式（2）右邊復(fù)合項中第一項為組內(nèi)差距，第二項為組間差距。Wg表示第g個區(qū)域內(nèi)農(nóng)村人口占全域農(nóng)村人口比重，M（xg）表示第g組的組內(nèi)差距，M（μ1e1…，μkek）表示組間差距，WgM（xg）/M則可表示第g組對全域MLD指數(shù)貢獻度。

（三）基于回歸的shapley值分解

MLD指數(shù)分解旨在從地區(qū)結(jié)構(gòu)視角揭示我國農(nóng)村高等教育空間不均衡的成因，基于回歸的shapley值分解則要分析影響因素對我國農(nóng)村高等教育空間差異的貢獻度?；诨貧w的shapley值分解框架由Shorrocks（1999）在合作博弈理論基礎(chǔ)上提出[5]，該方法認(rèn)為MLD指數(shù)等刻畫不均衡度的指標(biāo)可以表示為其影響變量的線性組合。其基本思路是：首先確定因變量（本文為農(nóng)村高等教育水平）的決定方程，其次取某一自變量（如X1）的均值與其他自變量實際值一并帶入因變量決定方程中，計算出當(dāng)X1取均值時因變量的不均衡指數(shù)（可通過MLD指數(shù)刻畫），該指數(shù)已經(jīng)不包含X1的影響。后計算得出的不均衡指數(shù)與根據(jù)原始數(shù)據(jù)得出的不均衡指數(shù)的差額即為X1對因變量發(fā)展差距的貢獻。如果X1取均值后因變量不均衡程度縮?。〝U大），則說明X1是拉大（縮?。┎煌瑔卧g因變量差距的因素。由于在推斷X1取均值下的因變量發(fā)展差距時，其他自變量取值可以是實際值也可是平均值，因此按shapley值計算的X1對因變量不均衡指數(shù)的貢獻是一期望值。一般而言，特定自變量對因變量差距的貢獻同時取決于該自變量自身分布的均衡性及其與因變量之間的相關(guān)度，自身分布不均衡且與因變量之間的相關(guān)度較高的自變量對因變量差距的貢獻更大。鑒于此部分計算量巨大，我們通過Java程序進行計算。

三、空間結(jié)構(gòu)視角下我國農(nóng)村高等教育的差異及演變

表1報告了2002-2011年間我國農(nóng)村高等教育MLD指數(shù)及其按東、中、西分解的結(jié)果。2003年全域MLD指數(shù)為0.190，較2002年0.157有所增加，但2003年后全域MLD指數(shù)呈現(xiàn)有波動的縮小趨勢，我國省域間農(nóng)村高等教育失衡度有所減弱，農(nóng)村高等教育滯后區(qū)域?qū)︻I(lǐng)先區(qū)域形成了“追趕效應(yīng)”?；谌髤^(qū)域的考察表明，東部內(nèi)部差距在考察年度內(nèi)出現(xiàn)“減—增—減”的趨勢，拐點分別出現(xiàn)在2004年和2007點，考察末期2011年的MLD指數(shù)較2002年有所減小，東部農(nóng)村高等教育整體上更為均衡。中部內(nèi)部差距在考察年度內(nèi)出現(xiàn)“增—減—增”的趨勢，拐點出現(xiàn)在2004年和2011年，考察末期2011年的MLD指數(shù)較2002年有所增加，中部內(nèi)部農(nóng)村高等教育差距在擴大。西部內(nèi)部差距在考察年度內(nèi)出現(xiàn)“先減后增”的整體趨勢，拐點發(fā)生在2008年，考察末期MLD指數(shù)較初期減少明顯。三區(qū)域間差異以2008年為界呈現(xiàn)“先升后降”趨勢，這與國家中部崛起和西部大開發(fā)政策機遇有關(guān)。針對區(qū)域內(nèi)部和之間差異對全域差異貢獻率的考察表明，2002-2011年間三區(qū)域之間的差異是全域差異的主要來源，貢獻率均值為56.63%，其次為東部內(nèi)部差距，貢獻率均值為21.54%，西部和中部貢獻率均值分別為17.83%和4.00%，其中西部內(nèi)部差異對全國差異的相對貢獻率在考察年度內(nèi)呈現(xiàn)明顯的“先減后增”趨勢。

表1 我國農(nóng)村高等教育水平的MLD指數(shù)及東、中、西區(qū)域分解

表2 我國農(nóng)村高等教育水平的MLD指數(shù)及八地區(qū)分解

表2針對八地區(qū)的分解研究顯示，東北（黑遼吉）和北部沿海（京津冀魯）農(nóng)村高等教育MLD指數(shù)較高，這源自遼寧和北京在各自區(qū)域內(nèi)的極化地位。其他各地區(qū)MLD指數(shù)相對較低。東北地區(qū)內(nèi)部差距以2009年為界呈現(xiàn)先增后減的格局，北部沿海則以2005年和2009年為雙拐點呈現(xiàn)出“減—增—減”的趨勢。相對貢獻率的計算表明，八地區(qū)間差距在2002-2011年間相對貢獻率均值為68.56%，是全國內(nèi)部差距的主要來源，其次為北部沿海地區(qū)，貢獻率均值為11.32%且存在增長趨勢。

四、基于影響因素視角的省域間農(nóng)村高等教育差異演變的解釋

（一）農(nóng)民高等教育水平影響因素分析和回歸方程建立

作為農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展和社會進步的重要體現(xiàn)，農(nóng)村高等教育的提升是多種因素綜合作用的結(jié)果，既與地區(qū)資源稟賦、經(jīng)濟發(fā)展水平和教育基礎(chǔ)水平有關(guān)，也受到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)資料、新農(nóng)村建設(shè)和農(nóng)村家庭自身因素的影響。高偉等（2013）證實土地稟賦對農(nóng)民高等教育參與意愿有顯著影響[6]；楊文華（2009）則指出新農(nóng)村建設(shè)有助于矯正我國高等教育的“生態(tài)位”[7]；彭擁軍（2007）調(diào)查發(fā)現(xiàn)農(nóng)村人口在接受高等教育的機會具有代際傳承性特點，并與家庭文化價值觀有關(guān)[8]。盡管影響農(nóng)村和農(nóng)民高等教育的因素眾多，但如家庭文化價值觀等很難用長期面板數(shù)據(jù)衡量，因此結(jié)合先前學(xué)者的研究并基于平行數(shù)據(jù)的可得性，本文選取農(nóng)民經(jīng)濟收入、區(qū)域城鎮(zhèn)化水平、教育經(jīng)費投入、耕地面積、農(nóng)村固定資產(chǎn)投入作為影響區(qū)域農(nóng)民高等教育（FHE）的變量構(gòu)建如（3）所示的半對數(shù)面板數(shù)據(jù)模型，這些影響因素彼此間既無法相互替代，也不存在明顯的對抗性。半對數(shù)模型則可通過將常數(shù)項的適當(dāng)轉(zhuǎn)化回避其對因變量是否有貢獻的爭議。在影響因素中，農(nóng)民經(jīng)濟收入（INC）通過農(nóng)民人均收入衡量，農(nóng)民經(jīng)濟收入越高一方面能夠提供接受高等教育所必須的資源，另一方面也有助于提升對高等教育回報率的預(yù)期，從而強化對接受高等教育接受度。城鎮(zhèn)化水平（CIT）通過區(qū)域非農(nóng)人口占總?cè)丝诒戎睾饬?，城?zhèn)化水平的較高區(qū)域具有更優(yōu)的資源集約化利用能力和經(jīng)濟發(fā)展效率，傳統(tǒng)農(nóng)村也更易受到城市和城鎮(zhèn)的“輻射”，這種效應(yīng)有助于強化農(nóng)村人口接受高等教育的動機。區(qū)域教育經(jīng)費投入（EDUF）以省域人均教育經(jīng)費投入反映，這是提升農(nóng)村人口受教育水平必要的保障。教育經(jīng)費的增加有助于克服農(nóng)村基礎(chǔ)教育的發(fā)展瓶頸并拓展農(nóng)村高等教育潛在發(fā)展空間，直接針對高等教育的投入也有助于提高農(nóng)籍學(xué)生接受高等教育的概率。耕地面積（PFA）以農(nóng)均耕地衡量，盡管耕地資源作為保險機制一定程度上會增強農(nóng)戶的抗風(fēng)險能力并促進教育投資，但農(nóng)均耕地越多也會粘滯勞動力資源，此外，Wan和Chen（2001）指出我國農(nóng)村農(nóng)作物生產(chǎn)獲利空間較小甚至經(jīng)常虧損[9]，這會對農(nóng)村家庭接受高等教育的意愿產(chǎn)生抑制作用。農(nóng)村固定資產(chǎn)投入（FIX）以年度農(nóng)村固定資產(chǎn)投入量除以農(nóng)村人口數(shù)衡量。作為新農(nóng)村建設(shè)的重要表現(xiàn)，農(nóng)村固定資產(chǎn)的投入改善了農(nóng)民生產(chǎn)和生活環(huán)境，既能夠增加對農(nóng)籍高校畢業(yè)生的吸引力，也能夠有效強化農(nóng)村家庭通過接受高等教育提高生活質(zhì)量的意愿。本部分統(tǒng)計數(shù)據(jù)均取自相應(yīng)年度的《中國統(tǒng)計年鑒》和《中國農(nóng)村統(tǒng)計年鑒》，表3報告了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。

上式中自變量除城鎮(zhèn)化水平外均為絕對指標(biāo)，需要對絕對指標(biāo)取對數(shù)處理以減少異方差。i和t分別表示不同省域和年份；i=1，2…，30，t=2002…，2011。δ指代不同影響因素的影響系數(shù)。di表示反映區(qū)域個體特征的截面虛擬變量，εit為隨機擾動項。Hausman檢驗結(jié)果選擇建立固定效應(yīng)模型，為避免傳統(tǒng)OLS可能導(dǎo)致的結(jié)果失真，本文采用截面加權(quán)的GLS估計方法，最終回歸分析結(jié)果如表4所示。

表3 變量描述性統(tǒng)計

表4 回歸方程計算結(jié)果

回歸結(jié)果中F值為201.589（p=0.000），調(diào)整后的R2為0.958，這說明模型具有較好的解釋力，對影響農(nóng)村高等教育的因素具有較好的涵蓋能力。上述影響因素中，農(nóng)民經(jīng)濟收入、城鎮(zhèn)化水平、教育經(jīng)費投入和農(nóng)村固定資產(chǎn)投入對區(qū)域農(nóng)村高等教育相對人口有顯著的積極作用。換言之，隨著城鎮(zhèn)化水平的提升、國家對教育支持度的提高以及農(nóng)村經(jīng)濟發(fā)展水平和生產(chǎn)生活條件的改善，農(nóng)村高等教育將得到顯著提升。需要指出的是，農(nóng)均耕地對農(nóng)村高等教育存在一定程度的抑制作用，會通過對人口的粘滯等效應(yīng)降低區(qū)域農(nóng)村人口中的高等教育比重。從全國看，我國農(nóng)均耕地存在的“東少西多”格局與農(nóng)村高等教育“東強西弱”之間也形成了錯位。

（二）shapley值分解結(jié)果及分析

在進行分解之前需要考察式（3）選取的自變量組合對農(nóng)村高等教育空間不均衡的解釋程度。萬廣華等提出了一種評價回歸方程對因變量不均衡解釋力的方法，基本原理是測算自變量和殘差對不均衡指數(shù)的解釋比[10]。其中殘差體現(xiàn)的是式（3）自變量以外的其他因素的影響。若殘差影響為零，則不同省域農(nóng)村高等教育差異都能夠被式（3）中的自變量所解釋。但殘差通常不會為零，其絕對值與總體不均衡指數(shù)的比值即是沒有被式（3）自變量所解釋的那部分差距，換言之，1減去該值就是能夠被自變量解釋的部分。根據(jù)萬廣華等的方法計算可知，本研究選取的影響因素在考察年度內(nèi)的解釋比重均值為86.20%，最低年份也達到了71.72%，可以認(rèn)為對省域農(nóng)村高等教育差距具有較強的解釋能力。

表5 式（3）自變量對因變量差異解釋程度

使用基于回歸的shapley值分解要確定用于分解的回歸方程。半對數(shù)模型中的共同截距項對省域間農(nóng)村高等教育差異不會產(chǎn)生影響。固定效應(yīng)的截面虛擬變量可視為省域固有因素，該指標(biāo)代表回歸模型中未能反映出區(qū)域資源稟賦和長期政策特點等方面的差異。因此在分解中利用回歸方程得到的各省域截面虛擬變量構(gòu)造了新變量分析省域固有因素的影響，并將其影響系數(shù)設(shè)定為1。根據(jù)表4中的回歸分析結(jié)果，得出式（4）作為省域間農(nóng)村高等教育差異分解的回歸方程，由于該方程為半對數(shù)方程，我們要分析的是農(nóng)村高等教育而非其對數(shù)的差異，因此分解前對其進行了還原。具體分解結(jié)果如表6所示。

表6 我國農(nóng)村高等教育水平差異分解結(jié)果：MLD指數(shù)

如表6所示，農(nóng)民經(jīng)濟收入、城鎮(zhèn)化水平、教育經(jīng)費投入、農(nóng)均耕地和農(nóng)村固定資產(chǎn)投入等影響農(nóng)村高等教育的變量同時也造成了省域間農(nóng)村高等教育的不均衡。上述因素中，影響強度排第一位的是農(nóng)民經(jīng)濟收入，考察年度內(nèi)對省域間農(nóng)村高等教育不均衡的相對貢獻率介于47.15%-52.27%之間，平均貢獻率為50.74%。農(nóng)民經(jīng)濟收入相對貢獻率在考察年度內(nèi)呈現(xiàn)有波動的縮小趨勢，這源自全域范圍內(nèi)農(nóng)民經(jīng)濟收入均衡度的增加。2002-2011年間東中西各區(qū)域農(nóng)民人均收入增幅分別為10.44%、12.96%和12.56%，中西部高于東部，以MLD衡量的全域農(nóng)均收入不均衡指數(shù)也由考察初期的0.054下降為末期的0.040，不過現(xiàn)階段經(jīng)濟收入的差距仍是引致省域間農(nóng)村高等教育人口比重差異最主要的力量。相對貢獻率均值在考察期內(nèi)排第二位的是農(nóng)均耕地，達到36.82%。農(nóng)均耕地相對貢獻率在考察期內(nèi)呈現(xiàn)快速上升趨勢，到2011年成為對省域間農(nóng)村高等教育人口比重差異影響最為顯著的因素，這與我國土地城鎮(zhèn)化速度的空間差異有關(guān)。農(nóng)均耕地因其對人口的粘滯等效應(yīng)會對農(nóng)民接受高等教育產(chǎn)生阻礙性影響，由于各省域土地城鎮(zhèn)化速度的差異，“東少西多”的農(nóng)均耕地不均衡格局還存在擴大趨勢（MLD指數(shù)由2002年0.067上升為2011年的0.109），耕地對農(nóng)戶接受高等教育的粘滯作用在中西部等內(nèi)陸地區(qū)表現(xiàn)得更為明顯，從而對農(nóng)村高等教育的均衡化布局產(chǎn)生阻力。人均教育經(jīng)費的相對貢獻率均值在考察期內(nèi)排第三位并存在顯著下降趨勢。隨著國家對中西部教育的重視，2002-2011年間東中西部人均教育經(jīng)費增長率分別為13.58%、16.98%和18.56%，中部和西部增幅高于東部，以MLD指數(shù)衡量的全域教育經(jīng)費不均衡度由2002年的0.108下降為2011年的0.034。不過現(xiàn)階段地區(qū)間人均教育經(jīng)費仍存在較大的絕對差距，2011年數(shù)據(jù)顯示我國東中西人均教育經(jīng)費分別為1866元、1315元和1358元，這使得教育經(jīng)費依然是導(dǎo)致農(nóng)村高等教育空間不均衡的重要因素之一。排第四位的城鎮(zhèn)化對省域間農(nóng)村高等教育不均衡的相對貢獻率均值為29.07%，但在考察期內(nèi)呈現(xiàn)上升趨勢，這源自省域間逐漸擴大的城鎮(zhèn)化水平差距。2002-2011年間，省域人口城鎮(zhèn)化水平MLD指數(shù)由0.088上升到0.199，發(fā)達地區(qū)城市和城鎮(zhèn)對農(nóng)村高等教育的強“輻射”效應(yīng)加大了全域內(nèi)部的農(nóng)村高等教育的差距。農(nóng)村固定資產(chǎn)投入對省域間農(nóng)村高等教育不均衡的相對貢獻率排第五位，考察年度內(nèi)均值為12.34%，年度貢獻率以2004年為拐點“先升后降”，這與全域農(nóng)村固定資產(chǎn)投入的整體均衡程度密切相關(guān)，2004年后隨著國家一系列針對相對欠發(fā)達地區(qū)的政策實施，全域范圍內(nèi)農(nóng)村固定投入差距呈縮小趨勢。農(nóng)村固定資產(chǎn)投資MLD指數(shù)由2002年的0.240上升到2004年的0.344，隨后逐年下降至2011年的0.171。地區(qū)固有因素對農(nóng)村高等教育差異的相對貢獻率為負(fù)，這意味著地區(qū)固有因素在考察年度內(nèi)成為彌補差距的力量，該因素代表著區(qū)域資源稟賦和長期政策傾斜等方面的差異，其中國家對中西部欠發(fā)達地區(qū)的長期政策傾向有力的推動了中西部農(nóng)村高等教育的進步。

由于本研究使用的MLD指數(shù)對底層數(shù)據(jù)較為敏感，我們再次分別使用對中層和上層數(shù)據(jù)較為敏感的Gini系數(shù)和Theil指數(shù)進行分解。如表7所示，Gini系數(shù)和Theil指數(shù)分解的結(jié)果與MLD指數(shù)具有高度一致性，均顯示農(nóng)民經(jīng)濟收入是引致省域農(nóng)村高等教育差異最重要因素，但貢獻率呈逐漸弱化趨勢；城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)均耕地的貢獻率上升，教育經(jīng)費和農(nóng)村固定資產(chǎn)投入對省域農(nóng)村高等教育差異的影響程度下降。這也證實了本研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 我國農(nóng)村高等教育水平差異分解結(jié)果：Gini系數(shù)和Theil指數(shù)

五、結(jié)論和討論

農(nóng)村高等教育對破解“三農(nóng)”難題和提升農(nóng)業(yè)農(nóng)村發(fā)展質(zhì)量具有十分重要的意義。本研究基于2002-2011年農(nóng)民高等教育相對人口指標(biāo)的分析表明，2003年后我國省域間農(nóng)村高等教育不均衡程度有所減弱，農(nóng)村高等教育滯后區(qū)域?qū)︻I(lǐng)先區(qū)域存在“追趕效應(yīng)”。東部和中部內(nèi)部農(nóng)村高等教育不均衡程度在考察年度內(nèi)出現(xiàn)“雙拐點”，中部考察末期較初期不均衡度上升。西部內(nèi)部存在“先減后增”趨勢，考察末期不均衡程度較初期減少明顯，三區(qū)域之間的差距仍是全域差異的主要來源。八地區(qū)的分解則顯示地區(qū)間差距是全國差距的主要來源，北部沿海地區(qū)內(nèi)部差距較為顯著。農(nóng)民經(jīng)濟收入、城鎮(zhèn)化水平、教育經(jīng)費投入、農(nóng)均耕地和農(nóng)村固定資產(chǎn)投入等都是影響省域間農(nóng)村高等教育差距的因素。其中，相對貢獻率均值最高的是農(nóng)民經(jīng)濟收入，但其影響呈現(xiàn)弱化趨勢；城鎮(zhèn)化水平和農(nóng)均耕地的貢獻率上升，教育經(jīng)費和農(nóng)村固定資產(chǎn)投入對省域間農(nóng)村高等教育差異的相對貢獻率呈下降趨勢。

本文的研究能夠為促進全域范圍農(nóng)村高等教育的相對均衡化發(fā)展提供啟示。盡管現(xiàn)階段我國省域農(nóng)村高等教育差異的形成具有歷史依賴性，但能夠通過產(chǎn)業(yè)升級、教育經(jīng)費投入和新農(nóng)村建設(shè)等縮小差距。中西部需要充分利用“西部大開發(fā)”和“中部崛起”的政策優(yōu)勢，積極承接來自東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移，提高農(nóng)民收入和其對參加高等教育的預(yù)期回報率；繼續(xù)加大教育投入特別是針對中西部地區(qū)的農(nóng)村教育投入，完善農(nóng)村教育基礎(chǔ)工程；繼續(xù)深入推動新農(nóng)村建設(shè)，提高農(nóng)村吸收和整合外部資源的能力，優(yōu)化農(nóng)業(yè)和農(nóng)村發(fā)展的效率等。此外，高等院校等也應(yīng)強化對欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)籍學(xué)生的支持度，適當(dāng)減輕農(nóng)籍大學(xué)生的家庭負(fù)擔(dān)。

本研究分析了我國農(nóng)村高等教育空間差異的表現(xiàn)和成因，未來研究內(nèi)容包括向省域內(nèi)部進行拓展，分析農(nóng)村高等教育空間差異在不同省域內(nèi)部的表現(xiàn)；將更多影響農(nóng)村高等教育的因素納入考察并探究影響因素間的相互作用，分析我國農(nóng)村高等教育空間差異的系統(tǒng)動力機制；對農(nóng)村高等教育空間差異進行追蹤分析，對影響因素的作用機理和強度進行預(yù)測并提出針對性建議。

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The Evolution and Interpretation of Rural Higher Education Inequality in China: Based on MLD Index and Shapley Value Decomposition about Population

Proportion ZHANG Peng1,YU Wei2

Based on rural higher education relative population,the paper shows that there is"pursue effect"between lagging areas and advanced areas in rural higher education in China during 2002-2011.The rural higher education inequality presents inflection point in east area,the same with middle area and west area.The inequality among areas is the main part of total inequality.Decomposition of eight areas shows there is significant gap in the northern coastal regions.The income of the farmers,urbanization,education funding,per-farmer cultivated land and rural fixed assets investment are the factors that affect the gap among the provincial rural higher education.The income of the farmers has the largest contribution rate with weakened trend,the contribution rates of urbanization and per-farmer cultivated land raise gradually,the contribution rates of education funding and rural fixed assets investment decrease.Industry transferring,more education funding and new rural construction to lagging areas are the ways to decrease rural higher education inequality.

rural higher education inequality；spatial difference；Sharpley value decomposition

F08；G40-054

A

1003-4870(2014)06-0033-07

責(zé)任編輯范先佐

2014-06-20

本文是教育部人文社會科學(xué)研究青年基金項目“我國城市化質(zhì)量空間差異的成因和優(yōu)化策略”（項目批準(zhǔn)號：14YJCZH191）的部分研究成果。

張鵬，男，博士，濟南大學(xué)管理學(xué)院講師，研究方向為管理科學(xué)與工程；于偉，男，博士，山東財經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院副教授，研究方向為創(chuàng)新管理。