我國城市化進程與農村教育人力資本的動態(tài)關系及其區(qū)域差異

張鵬 于偉

摘要：明確城市化進程與農村教育人力資本的動態(tài)關系對促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展具有重要意義。基于2005—2016年數(shù)據(jù)和面板向量自回歸模型（PVAR）證實全國范圍內城市化進程與農村教育人力資本存在滯后的互促影響，脈沖響應顯示，城市化進程與農村教育人力資本相互作用強度均表現(xiàn)出先升后降趨勢，方差分解表明二者相互貢獻度呈增長趨勢，城市化進程與農村教育人力資本的動態(tài)關系還存在區(qū)域差異。因此，須完善城市化發(fā)展和農村教育人力資本積累的積極聯(lián)動，建立農村教育人力資本積累的長效機制，因地制宜制定農村教育支持政策體系。

關鍵詞：城市化;農村教育人力資本;面板向量自回歸;動態(tài)關系

中圖分類號： F323文獻標志碼： A

文章編號：1002-1302（2019）21-0325-07

收稿日期：2019-05-06

基金項目：國家自然科學基金（編號：71673109）;教育部人文社科研究項目（編號：16YJCZH149）。

作者簡介：張鵬（1980—），男，山東濟南人，博士，副教授，主要研究方向為農村教育發(fā)展。E-mail：zhangpeng4@126.com。

通信作者：于偉，博士，副教授，主要研究方向為區(qū)域發(fā)展戰(zhàn)略。E-mail：longkouyuwei@sina.com。

農村教育在破解“三農”難題和實現(xiàn)鄉(xiāng)村振興中具有基礎性作用。近年來，隨著農村教育資源的不斷充實和農村教育環(huán)境的持續(xù)改善，我國農村教育事業(yè)取得長足發(fā)展，為農村整體進步和新型城鎮(zhèn)化發(fā)展提供了有效動力。但須要看到的是，長期以來“城市偏向”的教育供給使得我國教育資源分布存在顯著的“中心-邊緣”格局，城鄉(xiāng)教育存在較大發(fā)展落差，城市化快速發(fā)展則進一步導致教育資源城鄉(xiāng)間配置格局發(fā)生深刻變化，對農村教育人力資本積累和城鄉(xiāng)教育協(xié)調發(fā)展產(chǎn)生深遠影響。在新型城鎮(zhèn)化發(fā)展和鄉(xiāng)村振興共同背景下，明確城市化進程與農村教育人力資本的動態(tài)關系無疑具有重要意義。

城鄉(xiāng)二元結構背景下城市化發(fā)展對農村教育人力資本積累影響深遠，城市化發(fā)展和農村教育人力資本積累關系亦為研究者所深入關注，既有探討多圍繞城市化背景下農村教育的存在問題和改善方略展開。城市化背景下農村教育在目標定位、持續(xù)發(fā)展、發(fā)展規(guī)律及教育質量方面面臨著諸多現(xiàn)實困境，須建立和完善政府、學校、家庭和各界廣泛參與的農村教育公平保障機制[1]，基于需求配置農村教育人財物資源，多元主體共擔農村生源弱勢群體教育責任[2];城鄉(xiāng)教育統(tǒng)籌須要建立多元農村教育投入和分類管理制度，通過建立特色內涵學校和良性互動機制促進城鄉(xiāng)教育資源交流[3]，推動公民教育權益與戶籍脫鉤、資源布局重心提高和投入主體上移[4]，從社會環(huán)境、政策體系、教育內部要素等方面共同著力破解城鄉(xiāng)教育不公平現(xiàn)象[5];城鄉(xiāng)教育一體化發(fā)展須要建立與服務型政府相適應的財政和管理體制，完善城鄉(xiāng)教育一體化的制度供給和政策體系[6]，根據(jù)城市化背景下農村人口變動趨勢妥善調整農村教育空間布局[7];針對城市化背景下鄉(xiāng)村教育的主體、環(huán)境、文化和場域危機，須重視鄉(xiāng)村和鄉(xiāng)土教育，融合現(xiàn)代理念并強化文化記憶[8]，重視農村教育實現(xiàn)農村學生社會進階融合功能并讓農村學生習得現(xiàn)代科技與生活方式的作用[9]。這些分析為城市化背景下農村教育優(yōu)化提供了較好的啟示，但既有研究中針對城市化進程和農村教育關系的量化研究仍較少，特別是缺少針對城市化發(fā)展與農村教育可能存在的雙向耦合關系的定量刻畫，缺少從時序和空間維度全面揭示我國城市化和農村教育互動發(fā)展特征事實，而厘清二者動態(tài)關系是優(yōu)化教育資源空間布局和完善農村教育供給的重要依據(jù)。據(jù)此，本研究聚焦城市化進程和農村教育人力資本，擬采用面板向量自回歸模型（PVAR）從時空綜合視角對二者互動關系進行分析。研究邊際貢獻一是基于PVAR模型刻畫城市化和農村教育人力資本之間的雙向作用，彌補既有缺少二者關系量化分析的不足，二是剖析城市化和農村教育人力資本相互作用的時空特征，為優(yōu)化鄉(xiāng)村教育發(fā)展?jié)撃芎痛龠M城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展提供參考。

1城市化進程與農村教育人力資本影響機制

教育發(fā)展和社會進步互為條件和動因[10]。從系統(tǒng)論視角看，城市化進程和農村教育發(fā)展都是開放系統(tǒng)，存在相互影響的內在機制。作為農村教育生態(tài)系統(tǒng)的重要影響因素，城市化對農村教育能夠產(chǎn)生資源移出和示范反哺2種方向相反的效應。一方面，城鄉(xiāng)間固有的發(fā)展落差對農村教育資源存在移出效應，導致區(qū)域農村教育部分出現(xiàn)“離農”傾向和“內卷化”現(xiàn)象[11]。這種資源移出不僅體現(xiàn)在教學師資、學校資源和高層次教育人力資本等教育領域，對農村創(chuàng)新發(fā)展資源的吸納也整體上削弱了農村教育發(fā)展?jié)撃埽档娃r戶持續(xù)教育支付能力和意愿。另一方面，城市化進程產(chǎn)生的“農轉非”激勵作用和城市教育發(fā)展的示范效應有利于增強農戶持續(xù)教育意愿，以城帶鄉(xiāng)的教育反哺機制也有助于通過教學資源共享等直接優(yōu)化農村教育供給體系。此外，在農村教育投入以財政資金為主的背景下，城市化發(fā)展帶動的區(qū)域產(chǎn)業(yè)結構升級和發(fā)展動能優(yōu)化有助于擴充財政收入來源，增加對區(qū)域農村教育供給的潛能。動態(tài)地看，城市化發(fā)展對農村教育人力資本2種效應強度與城市化進程、農村教育基礎和政策調節(jié)等因素密切相關，城市化發(fā)展初期盡管存在對農村教育發(fā)展的示范效應，但資源由村向城的凈流動，特別是城市發(fā)展對農村高層次教育人力的“撇脂”，使得城市化發(fā)展對農村教育人力資本積累存在下行壓力，隨著城市化發(fā)展和政策調節(jié)強度增加，城市化對農村教育的反哺機制逐漸強化，既表現(xiàn)為優(yōu)質教育資源城鄉(xiāng)共享，也表現(xiàn)為對農村教育環(huán)境、硬件和師資等要素的整體優(yōu)化。

城鄉(xiāng)二元背景下農村教育對城市化規(guī)模和質量均能夠產(chǎn)生顯著影響，長期以來教育人力資本積累是農村個體“農轉非”的重要渠道。宏觀視角下農村教育事業(yè)發(fā)展還能夠通過創(chuàng)新涌現(xiàn)和擴散等方式改善農業(yè)生產(chǎn)效率和鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)結構，推動農業(yè)剩余人口有序轉移和區(qū)域工業(yè)化發(fā)展，并緩解城市化進程中因新舊城市居民教育水平差異導致的城市內部二元結構和“半城市化”問題，提升城市化發(fā)展質量。此外，農村教育人力資本積累推動的農村和農業(yè)創(chuàng)新生態(tài)的改善還有助于推動城市創(chuàng)新要素回流，促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展，進而優(yōu)化區(qū)域城市化發(fā)展深層次動力。

2研究方法和數(shù)據(jù)來源

本研究采用PVAR模型和2005—2016年數(shù)據(jù)分析我國城市化進程和農村教育人力資本的動態(tài)關系，鑒于我國區(qū)域間存在明顯的發(fā)展不均衡現(xiàn)象，二者關系分析還將按照東部、中部、西部（國家統(tǒng)計局口徑）展開。作為重要的時間序列分析方法，向量自回歸（VAR）將研究多變量均視為內生變量，將各變量及其滯后項作為解釋變量刻畫變量間互動關系，PVAR將VAR模型向面板數(shù)據(jù)進行拓展，綜合考慮了時間效應和固定效應，提高了結果的精確度，在經(jīng)濟問題分析中得到廣泛應用[12]。PVAR模型分析在平穩(wěn)性檢驗和滯后階數(shù)選擇的基礎上，通過模型估計、脈沖響應和方差分解全面分析變量間互動關系。其中，模型估計通常通過廣義矩估計（generalized method of moments，簡稱GMM）進行，初步報告變量間相互影響關系;脈沖響應衡量特定變量隨機擾動沖擊對其自身和其他變量當前及未來值的影響;方差分解測度特定變量沖擊對所有變量變化解釋度，進一步辨識變量間的相互作用。本研究構建PVAR模型如下：

Yit=γ0+∑kj=1γjYit-j+αi+βi+εit。（1）

式中：Y為包含城市化進程（Urb）和農村教育人力資本（Redu）的二維列向量，均取對數(shù)處理以消除序列可能存在的異方差;i和t分別指代省域和時間變量;γ0和εit分別為截距項向量和隨機擾動項;αi和βi分別為個體效應和時間效應向量;j指代滯后階數(shù);γj為滯后第j階的參數(shù)矩陣。本研究中城市化進程通過非農人口占總人口比重刻畫，農村教育人力資本通過6歲以上農村居民人均受教育年限測度，其中小學、初中、高中、大專及以上分別賦值6、9、12、16年。原始數(shù)據(jù)（不含港澳臺和西藏）取自《中國統(tǒng)計年鑒》《中國農村統(tǒng)計年鑒》和《中國人口和就業(yè)統(tǒng)計年鑒》，個別缺失值通過插值法補齊。2005—2016年各省域農村教育人力資本均呈現(xiàn)平穩(wěn)上升趨勢，2005、2016年省域農村教育人力資本變異系數(shù)（CV）分別為0.103、0.076，受惠于國家傾斜性區(qū)域政策，考察期內省際農村教育人力資本差異存在縮小趨勢。

3實證結果與分析

3.1平穩(wěn)性檢驗和滯后階數(shù)選擇

面板數(shù)據(jù)帶有時間序列數(shù)據(jù)性質的時間趨勢，往往并不符合經(jīng)濟模型中數(shù)據(jù)平穩(wěn)性要求，導致估計結果缺少說服力，因此有必要進行變量平穩(wěn)性檢驗以避免偽回歸現(xiàn)象。為確保結果穩(wěn)健性，運用Stata 15.0軟件分別對lnUrb和lnRedu及其一階差分序列ΔlnUrb和ΔlnRedu進行IPS檢驗（異質單位根）和LLC檢驗（同質單位根），結果如表1所示。全國及東部、中部、西部3個區(qū)域樣本lnUrb序列大多數(shù)情況下無法拒絕變量非平穩(wěn)的原假設，lnUrb和lnRedu的一階差分序列ΔlnUrb和ΔlnRedu均拒絕了變量非平穩(wěn)的原假設，可認為ΔlnUrb和ΔlnRedu為平穩(wěn)序列。

為保證估計參數(shù)有效性，須確定PVAR模型最優(yōu)滯后期，通常PVAR模型期選擇并無嚴格依據(jù)，多根據(jù)AIC、BIC和HQIC統(tǒng)計量最小值所在滯后期加以確定。如表2所示，全國和中部地區(qū)AIC、BIC和HQIC統(tǒng)計量均建議選擇建立滯后4期的PVAR模型，東部和西部地區(qū)則建議選擇滯后2期，考慮到便于區(qū)域間對比以及較小滯后期能夠避免損失樣本自由度，加之全國和中部滯后4期和2期統(tǒng)計量結果差距較小，本部分將全國及各區(qū)域樣本滯后期數(shù)均確定為2期。

3.2PVAR模型估計

為考察滯后項對變量的影響，本研究采用廣義矩估計法（GMM）對PVAR模型進行估計。在模型估計前先分別采用均值差分法和前向均值差分法（helmert）過程去除時間效應和固定效應以避免系數(shù)估計有偏[13]。基于Stata 15.0的估計結果如表3所示，其中hΔlnUrb和hΔlnRedu為消除固定效應后的相應序列，前綴L1和L2分別指代滯后1期和滯后2期變量。

表3顯示，全國范圍內以城市化為被解釋變量，滯后1期城市化對自身影響系數(shù)為0.113，且通過15%邊緣顯著水平檢驗，這表明我國城市化對自身發(fā)展具有正向影響，即城市化發(fā)展存在一定慣性特征，全國范圍內滯后1、2期農村教育人力資本對城市化影響系數(shù)均在至少10%水平下顯著為正，這表明農村教育人力資本積累對城市化發(fā)展產(chǎn)生促進作用，農村教育發(fā)展推動的農業(yè)剩余勞動力轉移和產(chǎn)業(yè)升級構成城市化發(fā)展動力。全國范圍內滯后1期城市化發(fā)展對農村教育人力資本影響在15%水平下為正，滯后2期城市化發(fā)展的影響則通過5%顯著水平檢驗，考察期內城市化發(fā)展的激勵作用、示范效應和反哺機制推動了農村教育人力資本積累，城鄉(xiāng)教育統(tǒng)籌的制度設計和政策實施一定程度上弱化了城市化發(fā)展對農村教育人力資本的虹吸。全國范圍內滯后1期農村教育人力資本對自身影響為負但并不顯著，農戶持續(xù)教育意愿仍有待強化，在義務教育普及背景下農戶對后義務教育支付能力和意愿仍有待系統(tǒng)提升，農村教育滯后2期的影響則顯著為正，我國農村教育人力資本積累也存在一定程度的慣性特征和自增強機制，但這種效應發(fā)揮存在較長周期。

分地區(qū)研究顯示，以城市化為被解釋變量，滯后1期城市化對自身影響僅在中部地區(qū)顯著為正，這也說明了我國城市化進程存在區(qū)域差異，東部地區(qū)快速城市化進程對后續(xù)增速產(chǎn)生了部分回調作用，西部地區(qū)特別是“胡煥庸線”西側地區(qū)相對滯后的發(fā)展基礎和分散的人口密度一定程度上抑制了城市化進程的持續(xù)發(fā)展，中部城市化的快速發(fā)展則受到國家傾斜性政策推動和中部地區(qū)既有的發(fā)展基礎的共同推動。城市化滯后2期對自身影響在東部、中部、西部3個地區(qū)均不顯著。滯后1期農村教育人力資本在中部地區(qū)對城市化影響顯著為正，滯后2期農村教育人力資本對城市化影響在3個地區(qū)均顯著為正，這進一步證實農村教育人力資本積累對城市化發(fā)展具有長期促進作用，農村教育人力資本積累能夠通過轉移農業(yè)剩余人口、促進產(chǎn)業(yè)結構升級和縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距等方式推動區(qū)域城市化有序發(fā)展。以農村教育人力資本為被解釋變量，東部滯后2期和中部地區(qū)滯后1、2期城市化發(fā)展的影響均顯著為正，中東部地區(qū)城市化發(fā)展推動了農村教育進步;西部地區(qū)滯后1、2期城市化發(fā)展對農村教育人力資本影響均不顯著，這與西部相對滯后的農村教育基礎和城市化進程有關，城市化發(fā)展對農村教育的溢出和反饋機制并未有效建立，對西部地區(qū)而言，既須要進一步夯實農村教育基礎，在鞏固義務教育成果基礎上結合區(qū)域實際拓展高中和職業(yè)教育，也須要通過產(chǎn)業(yè)升級和交通設施建設等系統(tǒng)推進城市化發(fā)展，并使農村教育和城市化發(fā)展產(chǎn)生互促循環(huán)。西部地區(qū)滯后1期農村教育人力資本對自身影響顯著為正，在農村義務教育普及和后義務教育投入不斷加大前提下，西部地區(qū)相對薄弱的農村教育基礎得以改善，農戶教育支付能力和意愿均有所提升，推動了農村人均教育年限增長，值得注意的是，中部地區(qū)滯后1期農村教育人力資本對自身影響并不顯著，東部地區(qū)影響則顯著為負，筆者推測部分原因在于，按本研究教育年限賦值大部分中東部地區(qū)農村居民人均受教育年限接近義務教育9年，增收壓力、農村后義務教育資源的相對缺失和非農就業(yè)機會增多等因素共同作用很大程度上抑制了農戶的后義務教育支付意愿，因而完善涉農后義務教育生態(tài)系統(tǒng)建設對進一步優(yōu)化農村教育發(fā)展空間和提升農村教育人力資本意義重大。需要說明的是，PVAR模型參數(shù)的廣義矩估計只能較為宏觀地反映變量間動態(tài)模擬過程，無法具體刻畫變量間動態(tài)傳導機制和沖擊變量的貢獻度，須要通過脈沖響應函數(shù)和方差分解工具進一步考察。

3.3脈沖響應分析

PVAR模型中某內生變量隨機擾動項經(jīng)過一個標準差沖擊能夠通過脈沖響應函數(shù)較為直觀地展示對所有內生變量的動態(tài)影響軌跡。考慮到本研究面板數(shù)據(jù)時間序列長度，將沖擊作用期限設定為6期，通過500次蒙特卡洛（Monte-Carlo）模擬得出全國及各區(qū)域城市化和農村教育人力資本的脈沖響應圖，結果如圖1至圖4所示。其中橫坐標代表滯后期數(shù)，縱坐標代表信息沖擊響應度，中間曲線為脈沖響應趨勢，上下兩側曲線為蒙特卡洛模擬得到的95%置信區(qū)間。

圖1顯示，城市化在受到自身一個標準差沖擊后各期均大于0，即城市化發(fā)展能夠對自身產(chǎn)生正向影響，這種影響在當期達到最大值，并在滯后1期快速減小，隨后表現(xiàn)出平穩(wěn)特征，這說明我國城市化發(fā)展存在慣性特征，但強度有所減弱。農村教育人力資本在受到自身一個標準差沖擊后在當期表現(xiàn)出最大值，在滯后1期減小為負值，隨后表現(xiàn)出一定的反彈趨勢，與廣義矩估計法結論相印證，前期教育人力資本對滯后1期產(chǎn)生了不利影響，但長期范圍等能夠產(chǎn)生自我驅動效應，現(xiàn)階段農戶持續(xù)教育意愿仍有待提高。圖1-b顯示，農村教育人力資本在受到城市化一個標準差沖擊后先表現(xiàn)出先升后降趨勢，并隨時間推移趨近為0，峰點出現(xiàn)在滯后2期。城市化發(fā)展對農村教育存在擴張效應但隨后趨弱，一方面，通過教育提升知識資本成為農村居民向城市和城鎮(zhèn)轉移的重要渠道，加之城市對農村教育存在反哺機制，城市化進程能夠推動農村教育發(fā)展;另一方面，因后義務教育資源在城鄉(xiāng)間分布不均衡，當農村教育人力資本積累到特定閾值后會表現(xiàn)出部分“離農”特征，城市化對農村教育人力資本積累的驅動作用逐漸弱化，城市化發(fā)展對農村教育的長期持續(xù)性積極影響仍待增強。圖1-c顯示，城市化在受到農村教育人力資本一個標準差沖擊后表現(xiàn)出明顯的上升趨勢。教育人力資本積累是個體由鄉(xiāng)向城轉移的重要方式，農村教育事業(yè)的發(fā)展推動的農業(yè)技術進步也有助于轉移農業(yè)剩余人口。農村教育人力資本對城市化的影響在滯后2期后出現(xiàn)回落，部分原因在于快速城市化進程下城市和城鎮(zhèn)發(fā)展出現(xiàn)擁擠效應，加之鄉(xiāng)村發(fā)展投入資源增長，一定程度上抑制了農村高層次教育人口向城市和城鎮(zhèn)轉移。

東部（圖2）、中部（圖3）、西部（圖4）3個區(qū)域相應脈沖曲線形狀與全國相似，城市化受到自身一個標準差沖擊的當期反應達到最大值，并在滯后1期后快速下降并趨近于0，城市化發(fā)展存在慣性驅動。東部和中部農村教育人力資本受自身一個標準化沖擊后在滯后1期下降為負值并在隨后出現(xiàn)反彈，中東部地區(qū)農戶持續(xù)教育意愿須進一步強化，西部地區(qū)農村教育人力資本受自身一個標準化沖擊后呈下降趨勢但并未出現(xiàn)負值，西部地區(qū)教育人力資本對自身存在強度逐漸弱化的持續(xù)正向影響，這意味西部地區(qū)在補齊農村義務教育“短板”基礎上仍須結合自身實際持續(xù)優(yōu)化農村教育人力資本。東部地區(qū)農村教育人力資本在受到城市化一個標準差沖擊后表現(xiàn)平緩，東部地區(qū)城市化對農村教育存在的反哺和虹吸2種效應相對均勢，城市化對農村教育的促進作用仍須持續(xù)強化。中部和西部地區(qū)農村教育人力資本在受到城市化一個標準差沖擊后以滯后2期為界表現(xiàn)出先升后降趨勢?中西部地區(qū)城市和城鎮(zhèn)發(fā)展的示范效應有效推動了農村教育發(fā)展，但隨時間推移強度趨弱。中東部城市化在受到農村教育人力資本一個標準差沖擊后均表現(xiàn)出先升后降趨勢，西部則表現(xiàn)為“降—升—降”趨勢，短期內農村教育人力資本積累有助于城市化發(fā)展，但城市發(fā)展成本的增長和鄉(xiāng)村振興的深入實施等因素也能夠抑制城市化發(fā)展對農村教育人力資本的轉移。

3.4方差分解

通過方差分解可將每個內生變量預測誤差的方差按照其成因分解為與各個內生變量相關聯(lián)的組成部分，進而可評估各個沖擊對系統(tǒng)內生變量變化的解釋力，表4列出了500次蒙特卡洛模擬生成的95%置信水平下的方差分解結果。其中滯后10期和滯后15期分解結果相差不大，這意味著滯后10期以后變量波動已趨于穩(wěn)定。全國范圍內城市化進程方差分解中，滯后1期城市化自身貢獻了100%解釋能力，滯后5期城市化和農村教育人力資本分別貢獻93.9%和6.1%的解釋能力，滯后10期則分別變?yōu)?3.8%和6.2%，跨期對比顯示我國城市化發(fā)展主要依靠自身慣性，但農村教育人力資本的貢獻度呈現(xiàn)微弱增長趨勢，農村教育發(fā)展帶動的人口流動構成城市化發(fā)展的動力之一。東部地區(qū)滯后5期和滯后10期農村教育人力資本對城市化的解釋能力均為3.5%，尚不足5%，農村教育人力資本對城市化的驅動作用在東部并不明顯，部分原因在于東部地區(qū)相對較好的農村發(fā)展基礎對農村高層次教育人力資源形成了留滯作用，此外東部地區(qū)城市發(fā)展對農村的反哺作用也能夠抑制教育人力資本由鄉(xiāng)村向城市的凈流動。中部地區(qū)滯后5期城市化進程和農村教育人力資本分別貢獻92.1%和7.9%的解釋能力，滯后10期則分別變?yōu)?1.5%和8.5%;西部地區(qū)滯后5期城市化進程和農村教育人力資本分別貢獻93.8%和6.2%的解釋能力，滯后10期則分別變?yōu)?3.7%和6.3%解釋能力，中西部地區(qū)農村教育人力資本對城市化影響相對較大。中西部地區(qū)快速城市化發(fā)展形成了對農村教育人力資本的虹吸效應，從促進城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展出發(fā)，促進中西部農村教育發(fā)展意義重大。

全國范圍內農村教育人力資本方差分解中，城市化進程在滯后1、5、10期分別貢獻2.2%、12.1%、12.3%的解釋能力，東部地區(qū)城市化進程對農村教育人力資本3期貢獻度分別為4.3%、15.8%、15.8%，中部地區(qū)城市化進程貢獻度依次為6.0%、29.0%、30.5%，中東部城市化發(fā)展對農村教育人力資本的支持作用隨時間推移增長明顯，西部地區(qū)城市化進程貢獻度則依次為0、1.8%、1.8%，西部地區(qū)城市化對農村教育人力資本影響較弱，這與西部地區(qū)相對滯后的農村教育基礎和城市化發(fā)展進程有關，西部地區(qū)農村教育發(fā)展動力機制仍有待完善。比較顯示，中東部地區(qū)城市化對農村教育人力資本的影響強度大于農村教育人力資本的反向影響，西部地區(qū)則表現(xiàn)出相反特征。中東部地區(qū)較高的城市化發(fā)展水平和城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展能力在一定程度上推動了教育資源由城市向鄉(xiāng)村流動，有助于積累農村教育人力資本，西部地區(qū)現(xiàn)階段城市化發(fā)展仍存在移出農村教育資源特征，西部農村教育資源集聚和可持續(xù)發(fā)展能力須要深入關注。

4研究結論和政策啟示

本研究基于2005—2016年數(shù)據(jù)和PVAR模型實證分析了我國城市化與農村教育人力資本的動態(tài)關系及其區(qū)域差異，研究結論如下：（1）PVAR模型估計表明，中部地區(qū)城市化發(fā)展和西部地區(qū)農村教育人力資本存在依賴自身慣性現(xiàn)象，城市化發(fā)展對農村教育人力資本的帶動作用在東部和中部地區(qū)明顯，在西部地區(qū)并不顯著，農村教育人力資本對城市化的促進作用在中部地區(qū)顯著，在東部和西部地區(qū)僅在滯后2期顯著。（2）脈沖響應分析表明，全國及東中西區(qū)域城市化發(fā)展自身慣性的驅動強度隨時間推移有所減弱，農村教育人力資本的自身慣性驅動表現(xiàn)出先負后正的反彈趨勢，城市化對農村教育人力資本的影響以及農村教育人力資本對城市化的影響均表現(xiàn)出先升后降趨勢。（3）方差分解結果表明，全國樣本和中西部地區(qū)農村教育人力資本對城市化進程的貢獻度呈現(xiàn)增長趨勢，全國樣本和中東部地區(qū)城市化發(fā)展對農村教育人力資本的支持作用隨時間推移增長明顯，西部地區(qū)城市化發(fā)展對農村教育人力資本的動態(tài)支撐仍有待強化。

農村教育發(fā)展對推動鄉(xiāng)村振興和縮小城鄉(xiāng)發(fā)展差距都具有重要意義。根據(jù)本研究結論，提出如下政策啟示。

（1）完善城市化發(fā)展和農村教育人力資本積累的積極聯(lián)動，形成正反饋效應。城鄉(xiāng)協(xié)調發(fā)展視角下農村教育發(fā)展須要強化城市發(fā)展高地的溢出效應，推動城市和城鎮(zhèn)優(yōu)質教育資源反哺農村，強化財政資金對農村教育的投入力度，鼓勵社會資金投向農村教育領域，提升城鄉(xiāng)教育基本公共服務均等化水平。另外，通過農村教育發(fā)展推動全社會范圍內教育人力資本積累，縮小由鄉(xiāng)入城人口與既有城市人口間的教育資本差距，克服城鄉(xiāng)教育差距導致的“半城市化”等問題，助力高質量城市化發(fā)展。

（2）優(yōu)化農村后義務教育供給體系，建立農村教育人力資本積累的長效機制。本研究顯示，農村教育人力資本對自身和城市化進程的長期影響趨弱，重要原因在于農村后義務教育發(fā)展仍相對滯后，因此須要在鞏固農村義務教育成果基礎上建立多元有序的鄉(xiāng)村教育體系，切實提升后義務教育水平。適當調整后義務教育資源“城市偏向”布局，結合區(qū)域發(fā)展實際鼓勵農村高中和職業(yè)教育發(fā)展，增加涉農后義務教育資源投入，通過精準幫扶提升農戶后義務教育支付能力，優(yōu)化農村信息基礎設施建設。通過鄉(xiāng)村振興和新農村建設增加農村對教育資源和高層次教育人力資本的吸引能力，強化科技興農的示范效應，形成農村教育人力資本積累的綜合驅動力。

（3）基于區(qū)域城市化發(fā)展實際，因地制宜制定農村教育支持政策體系。本研究證實城市化與農村教育人力資本積累的動態(tài)關系存在區(qū)域差異。對中東部地區(qū)而言，須強化城市和城鎮(zhèn)發(fā)展對農村教育生態(tài)系統(tǒng)的正反饋效應，在教育資源投入、課程建設和教育成果產(chǎn)出等方面縮小城鄉(xiāng)教育差距，在鞏固義務教育成果基礎上優(yōu)化農村后義務教育供給。對城市化進程和農村教育發(fā)展均相對滯后的西部地區(qū)而言，須要通過傾斜性政策綜合推動城鄉(xiāng)發(fā)展，鼓勵中東部地區(qū)和西部中心城市優(yōu)質教育資源向西部腹地輻射，夯實西部城鄉(xiāng)教育發(fā)展基礎，進一步完善對西部農戶家庭教育幫扶力度和多元化援助機制，克服因經(jīng)濟貧困造成的教育不足問題，提升其對高層次教育的支付意愿和能力。

本研究分析了城市化與農村教育人力資本的動態(tài)關系及其區(qū)域差異，未來主要從如下幾個方面進行研究：一是基于“投入-過程-產(chǎn)出”視角建立農村教育綜合評價體系，全面分析城市化發(fā)展與農村教育的動態(tài)關系;二是將研究尺度向省域內部拓展，分析省域內部城市化與農村教育的關系，為縮小省域內部城鄉(xiāng)教育差距和優(yōu)化城市化動能提供依據(jù);三是增加策略仿真研究，分析不同策略（組合）下城市化進程與農村教育的關系，為綜合提升城市化發(fā)展質量和農村教育水平提供借鑒。

參考文獻：

[1]王廣飛. 城鎮(zhèn)化進程中農村教育公平狀況分析：價值向度、多重困境與機制保障[J]. 農村經(jīng)濟，2015（9）：115-119.

[2]秦玉友. 不讓農村教育成為中國未來發(fā)展的短板[J]. 教育與經(jīng)濟，2018，34（1）：13-18.

[3]郭少榕. 城鎮(zhèn)化背景下我國農村基礎教育優(yōu)化發(fā)展的政策思考——以福建等地為例[J]. 教育研究，2011（12）：25-27，36.

[4]杜文靜，葛新斌. 統(tǒng)籌城鄉(xiāng)義務教育發(fā)展面臨的困境與戰(zhàn)略選擇[J]. 教育發(fā)展研究，2016，32（18）：18-24.

[5]金久仁. 精準扶貧視域下推進城鄉(xiāng)教育公平的行動邏輯與路徑研究[J]. 教育與經(jīng)濟，2018，34（4）：30-36，45.

[6]鄔志輝. 當前我國城鄉(xiāng)義務教育一體化發(fā)展的核心問題探討[J]. 教育發(fā)展研究，2012（17）：8-13.

[7]凡勇昆，鄔志輝. 我國農村教育發(fā)展方向的困境與出路——基于文化的視角[J]. 華東師范大學學報（教育科學版），2012，30（4）：26-30.

[8]聶清德，董澤芳. 一個值得高度關注的問題：城鎮(zhèn)化背景下鄉(xiāng)村教育生態(tài)危機[J]. 教育研究與實驗，2015（5）：8-12.

[9]周兆海. 提供可期待的教育：城鎮(zhèn)化背景下農村教育發(fā)展指向的省思[J]. 教育理論與實踐，2018，38（13）：15-18.

[10]馬飛. 城鎮(zhèn)化背景下鄉(xiāng)村教育變遷研究的回溯、反思與展望[J]. 繼續(xù)教育研究，2018（7）：34-41.

[11]劉雨. 目前我國農村教育“內卷化”的社會學分析[J]. 教育探索，2012（3）：11-12.

[12]Holtz-Eakin D，Newey W，Rosen H S. Estimating vector autoregressions with panel data[J]. Econometrica，1988，56（6）：1371-1395.

[13]Love I，Zicchino L. Financial development and dynamic investment behavior：evidence from panel VAR[J]. The Quarterly Review of Economics and Finance，2006，46（2）：190-210.