趙紅霞 杜國龍 王迎香

(1.石河子大學 師范學院 新疆 石河子 832003；2.集美大學 師范學院 福建 廈門 361000)

一、引言

改革開放四十多年來，中國始終保持著蔚為壯觀的經(jīng)濟增長繁榮景象。在國民經(jīng)濟總量高速增長的同時，人們貧富差距也在不斷擴大。根據(jù)國家官方和學術機構抽樣統(tǒng)計調(diào)查的數(shù)據(jù)測算，我國居民收入的基尼系數(shù)自20世紀90年代以來便超過了0.4的國際警戒線，并呈現(xiàn)出逐年上升的趨勢。[1]收入不平等狀況不僅影響個體教育等社會結果的獲得與代際流動率，而且關涉到社會政治穩(wěn)定、經(jīng)濟轉型與可持續(xù)發(fā)展以及社會生育水平與人口結構等重大社會問題。[2-4]黨的十九大報告指出，我國社會的主要矛盾已經(jīng)轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分的發(fā)展之間的矛盾。在新的發(fā)展階段背景下，將收入差距縮小至合理水平，實現(xiàn)發(fā)展與共享的統(tǒng)一、效率與公平的和諧是共同富裕的本質(zhì)要求。

由于我國城鄉(xiāng)之間長期存在的二元結構分割，以及伴隨市場經(jīng)濟轉型而來具有城市偏好國家政策的實施，使得城鄉(xiāng)差距成為收入不平等的主要根源。[5-6]故而關注城鄉(xiāng)收入不平等狀況及其形成機制成為經(jīng)濟不平等研究的重要切入點。

對于城鄉(xiāng)收入不平等變化的近期趨勢，學者們主要從國家制度性安排、規(guī)律性社會變遷等宏觀層面和人力資本理論微觀機制進行理論闡釋和實證分析。[7-10]值得注意的是，其中經(jīng)典的人力資本理論認為，教育可以提高勞動者的知識和技能，從而提升其勞動生產(chǎn)率，是影響個人收入的重要因素。在市場經(jīng)濟的條件下，甚至可以說教育等人力資本是決定個人收入及其分配的最主要因素。[11]所以從這個角度說，通過提升勞動力的平均受教育水平，促進人力資本的積累與發(fā)展，為解決城鄉(xiāng)收入差距問題提供了一個有價值的分析路徑。

依據(jù)人力資本的分析理路，有研究證實教育不平等是中國城鄉(xiāng)收入差距擴大的最主要成因，且隨著市場經(jīng)濟改革進程的深入，其貢獻率呈不斷上升趨勢。[12]根據(jù)教育分層的最大化維持理論，隨著教育系統(tǒng)的不斷擴張，小學和初中階段的教育不平等水平顯著下降，而義務教育分流后的高中教育和高等教育階段不平等是教育分層的關鍵所在。農(nóng)村出生群體在教育機會獲得方面處于相對劣勢地位，主要集中在中等職業(yè)院校和高等職業(yè)院校，這一理論在中國得到了驗證。[13-14]考慮到城鄉(xiāng)居民人均收入比值過大，主要是由于農(nóng)村居民人均收入水平過低所致，因而改善收入不平等狀況的關鍵在于提高農(nóng)村居民收入。進一步可以認為，農(nóng)村勞動者人力資本增值與轉化的主要路徑在于職業(yè)教育，通過加大職業(yè)教育財政投入可有效提升農(nóng)村勞動者的知識技能與就業(yè)能力，從而改善農(nóng)村勞動者收入過低的狀況。但遺憾的是，以往針對中國的多數(shù)經(jīng)驗研究僅從公共政策層面探討了教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的平均影響效應，缺乏從不同教育類型著手進行更為細致的考察，尤其是職業(yè)教育在縮小城鄉(xiāng)收入差距方面的成效檢驗。

有鑒于此，本文將基于2009—2019年我國31個省級的面板數(shù)據(jù)，探討職業(yè)教育財政投入(包括中等和高等職業(yè)教育)對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應，并進一步考察區(qū)域異質(zhì)性問題，以期為提高職業(yè)教育財政投入合理性和資源配置效率，縮小城鄉(xiāng)收入差距進而實現(xiàn)共同富裕提供有效支撐。

二、文獻綜述

目前，學者們圍繞教育財政投入與城鄉(xiāng)收入差距的關系進行了諸多有益探索，其主要成果圍繞教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其作用機制問題展開。本文對上述研究問題做了文獻系統(tǒng)性梳理，希冀從二者關系的一般性認識出發(fā)，為研究職業(yè)教育財政投入的收入分配成效提供有價值的探討。

學術界普遍的一種觀點認為，教育財政投入具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟效應，二者呈現(xiàn)出一種負相關關系。有研究從政治經(jīng)濟學視角探究政府財政支出與城鄉(xiāng)收入差距的關系，發(fā)現(xiàn)政府財政支出的增加并不必然導致城鄉(xiāng)收入差距的縮小，只有傾向增加科教文衛(wèi)支出比重的政府財政支出結構，才能有效改善城鄉(xiāng)收入差距過大的狀況。[15]同樣，有研究基于2009—2018年省級面板數(shù)據(jù)，利用雙向固定效應模型進行經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，地方政府教育公共服務水平對縮小城鄉(xiāng)收入差距具有顯著的積極效應，加大教育財政支出，可以保障教育公共服務高質(zhì)量供給，是降低城鄉(xiāng)收入差距的重要作用機制。[16]隨著相關研究的深入考察，進一步區(qū)分不同教育階段教育經(jīng)費政策的經(jīng)濟效用成為教育公共支出與城鄉(xiāng)收入分配狀況議題的重要發(fā)展方向。有研究基于2001—2011年省級面板數(shù)據(jù)庫的實證分析發(fā)現(xiàn)，不同教育階段(小學、初中和高中)的財政經(jīng)費投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響效應存在顯著異質(zhì)性，只有加大初中教育公共投入支持力度，縮小城鄉(xiāng)初中教育經(jīng)費的差距，才能有效降低城鄉(xiāng)教育不平等，從而作用于城鄉(xiāng)收入不平等狀況的緩解。[17]

公共教育制度與收入再分配關系問題，除了探討教育財政經(jīng)費投入是否具有收入再分配的調(diào)解效應外，教育財政經(jīng)費投入對緩解城鄉(xiāng)收入差距的作用機制問題，也應是重點討論的方向。在梳理現(xiàn)有研究的基礎上，可以從教育收益率和勞動力轉移兩種解釋路徑出發(fā)，闡述作為人力資本干預的重要途徑，教育經(jīng)費投入是如何通過發(fā)揮人力資本效應來改善城鄉(xiāng)收入分配狀況的。第一，人力資本的收益效應認為，教育對收入分配影響力的大小主要體現(xiàn)為教育收益率高低，教育財政經(jīng)費投入增加，勢必會對農(nóng)村勞動者的受教育年限產(chǎn)生重要影響，增加人力資本積累和發(fā)展水平，進而提升其在勞動力市場中的勞動效率和工資回報[18]；第二，人力資本的勞動力轉移效應認為，教育財政經(jīng)費投入增加導致人力資本投資增加，有效降低勞動者跨部門轉移成本從而促使農(nóng)村勞動力合理流動，增加其就業(yè)機會和質(zhì)量，逐步減輕城鄉(xiāng)收入差距[19]。

然而，也有研究發(fā)現(xiàn)教育經(jīng)費投入政策并非有效調(diào)節(jié)城鄉(xiāng)收入分配的利器，公共教育支出反而對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生了拉大效應。[20]有學者基于2002年CHIP數(shù)據(jù)庫的實證研究發(fā)現(xiàn)，1981—2001年城鄉(xiāng)生均教育經(jīng)費投入總量雖在不斷加大，但二者比值長期保持在2倍以上，城市偏向的教育經(jīng)費投入政策是城鄉(xiāng)收入差距擴大的重要決定因素。同時也有研究證實，公共教育支出未能發(fā)揮縮小城鄉(xiāng)收入差距、維護社會公平的職能，其根源在于城鄉(xiāng)二元體制的制度性分割。[21]此外，教育公共支出對收入不平等影響效應的方向和大小有可能受到其他因素的制約，促使二者呈現(xiàn)出一種非線性關系，譬如政府治理水平[22]和教育成本[23]。

結合上述文獻分析，教育財政經(jīng)費投入與城鄉(xiāng)收入差距的關系是復雜的，其影響效應方向和大小受到多個因素的制約，教育經(jīng)費投入既有可能加大原有的城鄉(xiāng)收入差距，也有可能發(fā)揮調(diào)節(jié)收入分配的職能進而縮小城鄉(xiāng)收入差距。厘清教育經(jīng)費投入與城鄉(xiāng)收入差距二者關系的關鍵要點有二:其一，教育經(jīng)費投入的城市偏向政策導致過多的教育財政經(jīng)費涌向城市學校，使得農(nóng)村學校教育經(jīng)費偏低的現(xiàn)狀并未得到有效改觀，換言之，如若教育經(jīng)費支出偏向或結構保持不變，即使教育財政經(jīng)費投入總量不斷提升，也并不能有效使農(nóng)村學子受益，從而無法改善城鄉(xiāng)收入差距過大狀況；其二，教育財政投入與城鄉(xiāng)收入差距之間的關聯(lián)性可能會受到其他因素的干預，由線性相關轉變?yōu)榉蔷€性相關，這一點有必要結合我國具體國情加以探討。

據(jù)上文的論證分析，家庭資源處于劣勢的農(nóng)村學生主要集中在職業(yè)教育學校，而加大職業(yè)教育投入力度，可以增加貧困學生的教育機會和改善學校教育教學環(huán)境，促進農(nóng)村勞動者人力資本的累積與發(fā)展，從而提升其工資回報，改善城鄉(xiāng)收入不平等狀況?；诖?，職業(yè)教育財政支出政策可視為具有農(nóng)村傾向性，并最終縮小城鄉(xiāng)收入差距。利用省級面板數(shù)據(jù)進行經(jīng)驗研究，考察職業(yè)教育財政投入能否縮小城鄉(xiāng)收入差距成為本文關注的第一個問題。此外，不同于發(fā)達經(jīng)濟體趨于完備與穩(wěn)定的產(chǎn)業(yè)結構，我國正處于產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的重要關頭，教育的經(jīng)濟效應會受到產(chǎn)業(yè)結構化的制約[24]，立足于這一客觀發(fā)展現(xiàn)狀，本文構建面板門檻模型，以產(chǎn)業(yè)結構為門檻變量，探討由于產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展程度差異是否會導致職業(yè)教育投入與城鄉(xiāng)收入差距之間的關系具有非線性特征成為本文關注的第二個問題。在此基礎之上，進一步分析二者非線性關聯(lián)的區(qū)域異質(zhì)性，是本文關注的第三個問題。

三、模型設定和數(shù)據(jù)說明

(一)模型構建

研究主要討論中等職業(yè)教育財政投入和高等職業(yè)教育財政投入與城鄉(xiāng)收入差距之間的非線性關系，Hansen提出的門檻效應模型能夠以設定的不同門檻值為界限，呈現(xiàn)各個門檻區(qū)間內(nèi)變量關系的變化趨勢。為了檢驗門檻值是否存在，研究將以中等職業(yè)教育經(jīng)費投入(ZZ)和高等職業(yè)教育經(jīng)費投入(GZ)為核心解釋變量，構建如下門檻面板模型:

如上述所見，CJit為i省份t年份的城鄉(xiāng)收入差距；ZZit表示i省份t年份中等職業(yè)教育財政投入，GZit表示i省份t年份高等職業(yè)教育財政投入；ISit表示i省份t年份的產(chǎn)業(yè)結構水平，為門檻變量；r1、r2、……、rn表示n個門限值；α1、α2、……、αn和β1、β2、……、βn表示為解釋變量在門限區(qū)間的回歸系數(shù)；Xit為所有控制變量；θ和δ為控制變量的回歸系數(shù)。為使表述更加簡潔，下文將使用模型I和模型II分別指代中職經(jīng)費和高職經(jīng)費兩個核心解釋變量的模型。

(二)變量選取

1.被解釋變量:城鄉(xiāng)收入差距(CJ)。參照已有研究，本研究最終選取城鎮(zhèn)居民人均可支配收入/農(nóng)村居民人均可支配收入為城鄉(xiāng)收入差距量化指標。

2.核心解釋變量:高等職業(yè)教育財政投入(GZ)和中等職業(yè)教育財政投入(ZZ)。結合《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，選擇地方普通高職高專生均公共財政教育經(jīng)費支出(高職經(jīng)費)和地方中等職業(yè)學校生均公共財政教育經(jīng)費支出(中職經(jīng)費)作為量化指標?？紤]到基礎建設支出波動幅度較大，為了保證數(shù)據(jù)的有效性，研究僅選取事業(yè)費用支出數(shù)據(jù)。

3.控制變量包括:①經(jīng)濟發(fā)展增速，即(當年GDP-前一年GDP)/前一年GDP，記作ZS；②對外開放程度，即進出口貿(mào)易總額占當?shù)厣a(chǎn)總值的比值，記作OP；③城鎮(zhèn)化率，采用地區(qū)城鎮(zhèn)人口與總人口的比值，記作UR；④產(chǎn)業(yè)結構(IS)，即非農(nóng)業(yè)產(chǎn)值與總產(chǎn)值的比值，并采用產(chǎn)業(yè)結構(IS)為門檻變量。

(三)數(shù)據(jù)來源

本研究所有變量的數(shù)據(jù)均源于《中國統(tǒng)計年鑒》《中國教育經(jīng)費統(tǒng)計年鑒》以及國家統(tǒng)計局，涉及中國31個省市(不包含港澳臺地區(qū))。由于2006年與2007年職業(yè)教育經(jīng)費支出統(tǒng)計口徑變化，且存在部分數(shù)據(jù)缺失，研究最終選取2009年至2019年的數(shù)據(jù)。此外，在數(shù)據(jù)分析之前，對中職經(jīng)費和高職經(jīng)費的數(shù)據(jù)做對數(shù)化處理以減少異方差問題，對城鄉(xiāng)收入差距、產(chǎn)業(yè)結構、經(jīng)濟發(fā)展增速、對外開放程度和城鎮(zhèn)化率采用水平數(shù)據(jù)。

四、實證分析

(一)Hausman檢驗和門檻效應檢驗

1.Hausman檢驗。根據(jù)檢驗結果顯示，模型的P值小于0.001。因此，本研究模型符合固定效應模型條件，可以使用門檻模型。

2.門檻效應檢驗。借助Stata16.0統(tǒng)計軟件，對分析數(shù)據(jù)采用Bootstrap自助抽樣法重復抽樣300次，驗證中、高等職業(yè)教育經(jīng)費與城鄉(xiāng)收入差距之間是否具有門檻效應。檢驗結果如表1所示，模型I為顯著的雙門檻效應，其對應的F值分別為50.86和25.12，P值分別小于0.01和0.05；模型II為單門檻效應，對應的F值為34.49，P值小于0.05，而繼續(xù)雙門檻檢驗時，模型未能拒絕單門檻假設。在檢驗門檻效應是否存在的基礎上，進而可以得到模型I的兩個門檻值相繼為83.3和99.2，模型II的門檻值為83.3。

表1 全國性面板門檻效應檢驗

(二)全國面板模型結果分析

1.全國門檻面板模型結果分析

表2是以產(chǎn)業(yè)結構化為門檻變量的模型估計結果。統(tǒng)計結果顯示，模型I和模型II的擬合優(yōu)度R2分別為0.781和0.763，表明模型較好地解釋了職業(yè)教育財政投入與城鄉(xiāng)收入差距的非線性關系。

表2 全國性門檻檢驗估計值

根據(jù)表2的模型估計結果，首先，從全國樣本來看，在產(chǎn)業(yè)結構水平處于任意門檻區(qū)間的情況下，中等職業(yè)教育財政投入和高等職業(yè)教育財政投入作用系數(shù)顯著為負，均通過1%的顯著性檢驗。表明無論是中等職業(yè)教育投入，抑或高等職業(yè)教育投入均具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟效應。其次，在考慮了經(jīng)濟發(fā)展增速、對外開放程度、城鎮(zhèn)化水平等控制變量的情況下，可以發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)業(yè)結構水平處于任意門檻區(qū)間，中職教育財政投入作用系數(shù)絕對值均明顯高于高職教育財政投入作用系數(shù)絕對值，這表明就目前我國經(jīng)濟社會發(fā)展而言，與高等職業(yè)教育財政投入相比，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟抑制效應更大?？赡艿脑蚴?一方面，由于教育成本、機會成本、學習能力等因素的影響，接受中職教育的農(nóng)村勞動力人口規(guī)模高于高職教育，這也意味著中職、高職農(nóng)村人力資本存量的差異，致使農(nóng)村勞動者從中職教育財政投入中獲益較多，而從高職教育財政投入中獲益較少。另一方面，基于教育人力資本回報率的城鄉(xiāng)差異視角，接受中職教育的農(nóng)村個體回報率要高于城市個體，而接受高職教育的農(nóng)村個體回報率低于城市個體，中職和高職教育回報率的城鄉(xiāng)非均衡性可能會削弱高職教育財政經(jīng)費的城鄉(xiāng)收入再分配效應。

模型I為以產(chǎn)業(yè)結構化為門檻變量，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的模型估計結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有雙門檻特征，該特征具體表現(xiàn)為，當產(chǎn)業(yè)結構化低于第一個門檻值83.3，即處于普通水平階段時，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的負向效應，作用系數(shù)為-0.215(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構化高于第一個門檻值83.3且低于第二個門檻值99.2，即處于中等水平階段時，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應進一步擴大，作用系數(shù)為-0.255(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構化高于第二個門檻值99.2，即處于高級水平階段時，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應有所降低，作用系數(shù)為-0.207(P＜0.001)。從中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有門檻特征的動態(tài)變化趨勢可以看出，隨著產(chǎn)業(yè)結構化水平的提升，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈現(xiàn)出先增大后減小的倒U型變化趨勢。

模型II為以產(chǎn)業(yè)結構化為門檻變量，高等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的模型估計結果。可以發(fā)現(xiàn)，高等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有單門檻特征，該特征具體表現(xiàn)為，當產(chǎn)業(yè)結構化低于門檻值83.3，即處于較低水平階段時，高等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的負向影響，作用系數(shù)為-0.110(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構化高于門檻值83.3，即處于較高水平階段時，高等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應進一步擴大，作用系數(shù)為-0.143(P＜0.001)。從高等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響具有門檻特征的動態(tài)變化趨勢可以看出，隨著產(chǎn)業(yè)結構化水平的提升，高等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈現(xiàn)出邊際遞增的變化趨勢。

以上實證檢驗結果說明，產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平制約著職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響，在產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展的不同階段，中職和高職教育財政投入的邊際效應也有較大差異。造成這種差異的原因可能在于，隨著工業(yè)和服務業(yè)的快速發(fā)展，勞動密集型產(chǎn)業(yè)和工業(yè)制成品生產(chǎn)對掌握一定專業(yè)知識和技能的中等職業(yè)教育人才有更多的需求，加大中職教育財政投入力度，可以促使中職教育規(guī)模擴張，轉移大量農(nóng)村剩余勞動力，從而緩解勞動力市場供需結構的矛盾，帶來農(nóng)村勞動者的收入提升和城鄉(xiāng)收入差距下降。隨著我國經(jīng)濟發(fā)展方式的轉變和產(chǎn)業(yè)結構的優(yōu)化與升級，服務業(yè)知識經(jīng)濟發(fā)展和新興工業(yè)化技術升級都對高級化人力資本提出新的要求，導致對技術技能型人才的需求結構發(fā)生了深刻變化，表現(xiàn)為對中等層次的職業(yè)人才需求度有所降低，同時對高等層次的職業(yè)人才需求逐漸提升，加大高職教育財政經(jīng)費投入，可以為勞動力市場提供數(shù)量更多、質(zhì)量更優(yōu)的高層次技能型人才，從而為接受過高等職業(yè)教育的農(nóng)村勞動者提供更有競爭力的收入報酬，使中職、高職教育經(jīng)費投入的邊際效應分別呈現(xiàn)先升后降、邊際遞增的變化趨勢。

2.穩(wěn)健性檢驗

上述實證研究結果表明，職業(yè)教育財政投入與城鄉(xiāng)收入差距之間存在顯著的門檻效應。為保證研究的可靠性，采用剔除極端值和變量替換成為多數(shù)研究者進行穩(wěn)健性檢驗的常用策略，本文考慮到模型中變量較多，可能會對模型估計結果產(chǎn)生影響，因而借鑒曹允春和王尹君[25]的檢驗方法:在已有門檻模型的基礎上逐個剔除控制變量中的產(chǎn)業(yè)結構、對外開放程度和經(jīng)濟增速，進而觀測結果的變化情況以檢驗結果的穩(wěn)健程度。在分別剔除某控制變量后，模型I均通過了雙重門檻效應檢驗，模型II也通過了單門檻效應檢驗，且除模型I中產(chǎn)業(yè)結構變量被替換后門檻值變?yōu)?9.5，其他門檻估計值與先前結果基本保持一致。如表3所示，兩個模型的解釋變量系數(shù)估計值在符號、變化趨勢上與先前結果并不存在顯著差異，仍然分別為IS2＞IS0＞IS1與IS0＞IS1，表明模型回歸結果具有較強的穩(wěn)健性。

表3 穩(wěn)健性檢驗結果

(三)區(qū)域差異性結果分析

為排除區(qū)域異質(zhì)性因素的干擾，并進一步驗證產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平在中職、高職教育財政投入與城鄉(xiāng)收入差距的門檻效應，本文將上述31個省份進一步劃分為東、中和西三大區(qū)域，分別進行門檻效應檢驗和門檻模型估計。模型統(tǒng)計結果如表4所示，可以看出，東部地區(qū)的中職、高職教育財政投入兩個模型均通過以產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平為門檻變量的單門檻檢驗，門檻值均為99.2，中部地區(qū)中職、高職教育財政投入模型分別通過以產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平為門檻變量的雙重門檻和單門檻檢驗，門檻值分別為87.3、93.9和87.3，西部地區(qū)中職教育財政投入模型通過以產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平為門檻變量的單門檻檢驗，門檻值為83.3，高職教育財政投入模型未通過門檻效應檢驗。

表4 分區(qū)域門檻效應檢驗結果及其估計值

(1)就東部地區(qū)而言，當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平低于門檻值時，中職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的負向效應，作用系數(shù)為-0.249(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平高于門檻值時，中職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應出現(xiàn)下降，作用系數(shù)為-0.198(P＜0.001)。這說明，隨著產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平的提升，我國東部地區(qū)中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈現(xiàn)出邊際遞減的變化趨勢。

當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平低于門檻值時，高職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的負向效應，作用系數(shù)為-0.138(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平高于門檻值時，高職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應進一步擴大，作用系數(shù)為-0.167(P＜0.001)。這說明，隨著產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平的提升，我國東部地區(qū)高等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈現(xiàn)出邊際遞增的變化趨勢。

出現(xiàn)上述差異的原因可能在于，東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉型升級步伐較快，隨著高新技術產(chǎn)業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)等知識密集型產(chǎn)業(yè)的不斷發(fā)展，對中等層次的技能型人才需求有所降低，同時對高等層次的技能型人才需求不斷上升，繼續(xù)提升中職教育財政經(jīng)費投入規(guī)模，加快中職教育發(fā)展水平，并不能有效解決勞動力供給與需求的結構性矛盾，導致對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈邊際遞減態(tài)勢。而選擇對高等職業(yè)教育加大財政投入，一方面可以促使高職教育規(guī)模擴張，以滿足勞動力市場對高等層次技能型人才的數(shù)量需求；另一方面可以加快高職教育高質(zhì)量發(fā)展，使之培養(yǎng)的高素質(zhì)技能型人才更加契合于東部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展的要求，從而幫助農(nóng)村居民獲得更多的就業(yè)機會，致使對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈邊際遞增態(tài)勢。

(2)就中部地區(qū)而言，中職教育財政投入模型估計結果顯示，當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平低于第一個門檻值時，中職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的負向效應，作用系數(shù)為-0.195(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平跨過第一個門檻值但低于第二個門檻值時，中職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應進一步擴大，作用系數(shù)為-0.217(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平跨過第二個門檻值之后，中職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應出現(xiàn)下降，作用系數(shù)為-0.192(P＜0.001)。這說明，隨著產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平的提升，我國中部地區(qū)中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈現(xiàn)出先增大后減小的倒U型變化趨勢。

高職教育財政投入模型估計結果顯示，當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平低于門檻值時，高職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的負向效應，作用系數(shù)為-0.098(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平高于門檻值時，高職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應有所上升，作用系數(shù)為-0.130(P＜0.001)。這說明，隨著產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平的提升，我國中部地區(qū)高等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈現(xiàn)出邊際遞增的變化趨勢。

出現(xiàn)上述差異的原因可能在于，中部地區(qū)在承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移的同時，也在著力打造重要先進制造業(yè)基地，建設中高端產(chǎn)業(yè)集群，產(chǎn)業(yè)結構進入“二三一”的高級化發(fā)展階段，勞動力市場對中職、高職技能型人才的需求并存，但中部地區(qū)職業(yè)教育規(guī)模較大，由于競爭性市場的存在，高職技能型人才供給的相對增加將相對降低報酬較高中職技能的工資，減少中職教育回報率，產(chǎn)生一種工資擠壓效應，形成中職對城鄉(xiāng)收入差距的倒U型抑制效應和高職對城鄉(xiāng)收入差距的邊際遞增抑制效應。

(3)就西部地區(qū)而言，中職教育財政投入模型估計結果顯示，當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平低于門檻值時，中職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距產(chǎn)生顯著的負向效應，作用系數(shù)為-0.290(P＜0.001)；當產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平高于門檻值時，中職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的負向效應出現(xiàn)上升，作用系數(shù)為-0.328(P＜0.001)。這說明，隨著產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平的提升，我國西部地區(qū)中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的抑制效應呈現(xiàn)出邊際遞增的變化趨勢。

高職教育財政投入模型估計結果顯示，未通過門檻效應檢驗，且高職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距未能產(chǎn)生顯著性影響。原因可能在于，自西部大開發(fā)戰(zhàn)略實施以來，西部地區(qū)也在積極進行產(chǎn)業(yè)結構升級優(yōu)化，積極承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移，但產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平仍然偏低，勞動密集型產(chǎn)業(yè)和傳統(tǒng)服務業(yè)比重較高，對高層次職業(yè)人才吸納能力有限，因此高職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的抑制作用不顯著，同時近年來西部地區(qū)經(jīng)濟增速較快，對中等層次技能型人才的需求日益增加。西部地區(qū)中職教育規(guī)模較小，加大中職教育財政經(jīng)費投入力度，促進中職教育發(fā)展水平，能夠幫助更多農(nóng)村居民提升職業(yè)技能，提升在非農(nóng)部門就業(yè)的機會、增加非農(nóng)收入，進而降低城鄉(xiāng)收入差距，所以中職對城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟抑制效應呈邊際遞增態(tài)勢。

五、結論與建議

基于2009—2019年我國31個省級的面板數(shù)據(jù)，以產(chǎn)業(yè)結構為門檻變量，構建面板回歸門檻模型進行經(jīng)驗研究，考察職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的影響及其區(qū)域異質(zhì)性，得出如下結論與建議。

(一)研究結論

第一，職業(yè)教育財政投入具有縮小城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟效應，與高等職業(yè)教育財政投入相比，中等職業(yè)教育財政投入的經(jīng)濟抑制效應更加明顯。這一方面表明，通過加大職業(yè)教育財政投入，提高職業(yè)教育發(fā)展水平，能夠有效改善農(nóng)村勞動者的收入水平，有益于城鄉(xiāng)收入分配格局的轉變和共同富裕目標的實現(xiàn)；另一方面說明，中職教育對農(nóng)村人力資本增長彈性更大，在服務于城鄉(xiāng)收入分配格局中貢獻更高，應當繼續(xù)堅持中等職業(yè)教育在職業(yè)教育體系中的基礎性地位，提高中等職業(yè)教育發(fā)展水平。

第二，中職和高職教育財政投入與城鄉(xiāng)收入差距之間存在顯著的產(chǎn)業(yè)結構門檻效應。從全國范圍看，隨著產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平的提升，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟抑制效應呈現(xiàn)出先增大后減小的倒U形變化趨勢，當產(chǎn)業(yè)結構水平處于第二個門檻區(qū)間時，中職教育財政投入的經(jīng)濟抑制效應達至最大，而高等職業(yè)教育財政投入隨著產(chǎn)業(yè)結構水平的提升對城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟抑制效應呈現(xiàn)出邊際遞增的變化趨勢。這說明產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平制約著職業(yè)教育財政投入的經(jīng)濟抑制效應的發(fā)揮，產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平不同，不同類型職業(yè)教育財政投入的邊際效應也有差異。

第三，區(qū)域異質(zhì)性分析表明，不同地區(qū)產(chǎn)業(yè)結構發(fā)展水平對中職、高職教育財政投入經(jīng)濟抑制效應的發(fā)揮存在顯著差異。在產(chǎn)業(yè)結構水平約束下，對東部地區(qū)而言，中職、高職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟抑制效應分別呈現(xiàn)邊際遞減和邊際遞增變化趨勢；在中部地區(qū)，中職、高職教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟抑制效應分別呈現(xiàn)先增大后減小的倒U形變化趨勢和邊際遞增變化趨勢；在西部地區(qū)，中等職業(yè)教育財政投入對城鄉(xiāng)收入差距的經(jīng)濟抑制效應呈邊際遞增變化趨勢，而高等職業(yè)教育財政投入并未表現(xiàn)出顯著影響。

(二)建議

第一，著力推動職業(yè)教育高質(zhì)量發(fā)展，為經(jīng)濟社會的高質(zhì)量發(fā)展提供人才支撐。一方面，建立職業(yè)教育經(jīng)費投入逐年遞增機制，根據(jù)職業(yè)院校的辦學規(guī)模、培養(yǎng)成本、質(zhì)量聲譽等指標確立相匹配的政府教育財政經(jīng)費動態(tài)投入體制，同時結合減免企業(yè)稅收等政策手段，鼓勵其他社會主體以直接或間接的資金形式參與職業(yè)教育，構建多元化融資模式；另一方面，各區(qū)域要立足于本地經(jīng)濟社會發(fā)展需求，動態(tài)調(diào)整職業(yè)教育財政支出結構，對職業(yè)教育的發(fā)展規(guī)模、結構、專業(yè)設置等進行統(tǒng)籌規(guī)劃，實現(xiàn)職業(yè)教育發(fā)展與經(jīng)濟社會需求間的供需平衡，提升職業(yè)教育對地方經(jīng)濟建設和社會發(fā)展的服務效能。

第二，穩(wěn)步推進產(chǎn)業(yè)結構升級，促使職業(yè)教育財政經(jīng)費投入的邊際效應最大化發(fā)揮。一方面，不斷提高非農(nóng)產(chǎn)業(yè)特別是高端制造業(yè)和現(xiàn)代服務業(yè)的比重，推動產(chǎn)業(yè)結構轉型升級，同時加快推進現(xiàn)代服務業(yè)、先進制造業(yè)與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)向深度發(fā)展，促使產(chǎn)業(yè)內(nèi)部結構優(yōu)化升級，營造高技能與創(chuàng)新能力的高素質(zhì)技能型人才的勞動力市場；另一方面，各地區(qū)要立足于本地經(jīng)濟稟賦，因地制宜、制定差異化產(chǎn)業(yè)升級戰(zhàn)略，東部地區(qū)在優(yōu)化營商環(huán)境的同時，要加快關鍵核心技術攻關，以高新技術催生高水平產(chǎn)業(yè)集群發(fā)展，促進新一輪產(chǎn)業(yè)結構迭代升級，中西部地區(qū)應繼續(xù)承接東部地區(qū)產(chǎn)業(yè)轉移，進一步調(diào)整優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結構，積極參與國內(nèi)國際雙循環(huán)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構跨越式升級。