農村公共產品成本分擔對農戶收入差距的影響機理與實證研究

楊 斌，史耀波

(1.西北大學經濟管理學院，陜西西安 710127;2.西安理工大學經濟與管理學院，陜西西安 710054)

農村公共產品成本分擔對農戶收入差距的影響機理與實證研究

楊 斌1，史耀波2

(1.西北大學經濟管理學院，陜西西安 710127;2.西安理工大學經濟與管理學院，陜西西安 710054)

增加農村公共產品提供可以用來縮小農戶間收入差距嗎?通過構建簡要兩期生產模型，揭示農村公共產品不同成本分擔模式對農戶收入差距影響機理，并采用陜西5個縣20個村400戶農戶調研數據驗證了公共產品提供對農村居民收入差距的影響。發現:僅有通過對農村居民征收收入稅的方式來提供消費性公共產品，才會縮小收入差距;通過政府撥款方式或通過農戶一事一議集資提供農村生產性公共產品，都會拉大收入差距;而通過合作社集資方式提供農村生產性公共產品，對農戶收入差距的最終影響須視具體情況而定。

農村居民;收入差距;農村公共產品提供

一、引 言

農村居民的整體收入水平得到大幅提高的同時，收入差距卻在不斷拉大。無論是農村總體收入差距、區域間收入差距、還是區域內收入差距，都呈現持續擴大的趨勢［1］。我國農村內部按五等分的最高收入戶和最低收入戶人均純收入差距達7倍左右，全國農村基尼系數由1978年的0.21攀升至2010年的0.45。在一個農村人口占絕大多數、農村居民整體收入水平偏低且“不患寡而患不均”觀念根深蒂固的國家，收入差距過大可能誘致農村居民的“相對剝奪感”，降低農戶滿意度，也成為提高農戶福利的一個重要障礙［2］。農村居民收入差距不斷擴大的問題，成為我國改革開放以來社會各界共同關注的焦點。

對農村居民收入差距這一問題的研究，主要圍繞著差距的變化特征和差距的成因兩條思路展開。關于農村居民收入差距的變化特征，大多認為我國農村居民的收入差距在不斷拉大［3－4?，尤其是東中西部地區間的收入差距在迅速擴大［5］;而有關農村居民收入差距成因的觀點卻存在分歧，蘭萍［6］，王永平［7］，唐平［8］等學者認為主要原因是非農產業的發展和產業結構的不合理;高夢滔［9］，王姮［10］等學者認為主要原因是教育和在職培訓體現出的農村居民人力資本差異，而靳衛東［11］，李大勝［12］，張東輝［13］等學者卻認為主要原因在于公共財政政策。因此，基本主張政府應該加大對農村的公共產品投入，如擴大農村教育投資、加快農業技術革新、提供勞務輸出信息組織并保護農村勞務輸出［14］、加大農業基礎設施投資以進一步改善農業生產條件等［8，15］。然而，在稅費改革后，公共產品的籌資模式發生了根本性變化，農戶承擔的成本與以往有很大不同，增加農村公共產品提供就一定能夠縮小農村居民的收入差距嗎?對此，不管是在理論層面還是在實證層面，至今尚無文獻進行專門探討。因此，本文從理論層面就農村公共產品提供對農村居民收入差距的影響進行了初步探討。

本文其余部分安排如下，第二部分對農村公共產品相關特征及農戶收入差距的衡量方法進行界定，第三部分是一個兩期生產模型，第四部分是對模型結果的討論，第五部分是實證分析，最后是文章結論。

二、概念界定與理論模型構建

(一)相關概念界定

按農村公共產品功能可以將其分為消費性和生產性公共產品兩大類。消費性公共產品可以改善農村居民的生活條件，但對農業生產和農戶收入沒有直接影響;農村生產性公共產品能夠通過提高農業生產效率，節約私人生產成本等方式影響農戶的收入、農村消費性進而導致出現農戶間的收入差距。

由于當前農村存在不同籌資渠道，農戶承擔成本是不同的，收入就會出現顯著差異。根據承擔成本的差異，將公共產品的融資渠道分為兩大類:⑴農戶承擔供給成本，如農戶“一事一議”集資和合作社籌資提供等;⑵農村居民不承擔供給成本，如國家專項撥款、非政府組織、企業、個人捐贈等①由于通過市場融資并提供的農村公共產品，雖然農戶不需要付出提供成本，但使用者必須付費，因此，更多具有私人產品的特征，本文不將它作為此文研究對象。。盡管通過農戶集資或合作社提供公共產品，其提供成本都由農村居民承擔，但差異在于:合作社籌資基本是采用收入稅的形式征收，鄉村“一事一議”集資通常采用人頭稅的形式征收［16］。

對收入差距的衡量方法有很多，常用的有基尼系數、泰爾指數和余期望系數、變異系數、方差等等。不同衡量方法在研究中各具優勢，沒有明顯的優劣之分，通常根據研究問題的需要來選擇合適的衡量方法。出于理論研究的需要，本文使用農村居民純收入的方差來衡量農村居民的收入差距。

(二)理論模型構建

本文假設每戶只有一人，每個農戶就是一個獨立的生產單位。此時，農村居民間的收入差距就是農戶間的收入差距。考慮一個兩期經濟，t=1，2。在時期t=1，農戶獲得收入Y，該區域提供農村公共產品，農戶分攤成本為X;在時期t=2，農戶利用上期該區域提供的農村公共產品進行生產，并獲得純收入Z。接下來本文將先根據農戶t=1期的收入Y和改期承擔成本情況，求得農戶1期的純收入，再通過生產函數求得農戶2期的純收入。此基礎上求得農戶兩期總的純收入以及特定區域內農戶收入的方差，并作進一步分析。

1.t=1期農戶純收入

t=1期得農戶獲得收入Y，該收入是農戶生產收入與生產成本的差值。為體現農戶t=1期收入的差異，假定Y是一個隨機變量，在區間［a1，a2］上服從均勻分布。其中a1、a2為常數，0＜a1＜a2。農戶純收入等于農戶收入減去農戶上繳的農村公共產品成本，即I=Y－X。下面分情況討論農戶1期純收入:

(1)當該區域不提供農村公共產品時，農戶上繳費用X=0。此時，農戶1期純收入Z10=Y。

(2)當該區域提供的農村公共產品通過國家專項資金、捐贈等不需農戶承擔成本的方式融資時，農戶上繳費用X=0。此時，農戶1期純收入Z11=Y。

(3)當該區域提供的農村公共產品由稅收、集資等需要農戶承擔成本的方式融資時，可以分“一事一議”人頭稅和合作社收入稅兩種具體籌資方式討論此時的農戶純收入。若采用對農戶征收人頭稅方式籌資，每個農戶需上繳固定數額的人頭稅c，因此有X=c，此時農戶1期純收入為Z12=Y－c;若采用對農戶征收收入稅方式籌資，假定稅率為α，0＜α＜1，則農戶需上繳收入稅αY，因此有X=αY，此時農戶1期純收入為Z13=(1－α)Y。

由于農戶1期收入Y為隨機變量，而變量Z10、Z11、Z12和Z13都是隨機變量Y的函數，因此，上述變量都是隨機變量。

2.t=2期農戶純收入

時期t=2，農戶進行生產并獲得收入。若t=1期農戶所處村級層面沒有公共產品提供，則農戶僅依靠私人投入品進行生產;若t=1期農戶所處區域提供的是農村消費性公共產品，由于農村消費性公共產品對農戶生產沒有直接影響，因此，農戶此時也只能依靠私人投入品進行生產;若t=1期農戶所處區域提供的是農村生產性公共產品，則農戶生產過程中使用私人投入品的同時還將使用該公共產品，且不需對該公共產品的使用付費。

本文假定農戶的生產函數為y=φ(l，k)，且農戶的生產函數具有不變生產規模。其中，l為農戶的勞動投入量，k為農戶對生產投入品的投入數量，y為農戶的農產品產出。由于每個農戶只有一人，因此可以將農戶所提供的勞動看作是固定的，農戶的生產函數就可以簡寫為 y=f(k)。進一步，同 Romer［17］一樣，本文假定農戶的生產函數是 AK生產函數，即f(k)=AK，其中A為一正常數。此外，假定農產品市場和私人投入品市場都是完全競爭市場，農產品價格為p1，私人生產投入品E1的價格為p2，并假設p1A＞p2＞0以保證農戶生產有利可圖。為使分析簡化，假定農村生產性公共產品E2為私人生產投入品E1的完全替代品。此外，本文還假定農戶將t=1期收入的固定比例β用于消費，β＞0，且有β+α＜1，βY+c＜a1同時成立。該條件既能保證農戶需要承擔農村公共產品提供成本時能夠進行生產，又能防止農戶生產規模無限擴大。時期t=2，農戶生產的目標是利潤最大化。

接下來將分t=1期不提供農村公共產品、提供消費性公共產品以及提供生產性公共產品三種情況，討論農戶t=2期純收入。

a.不提供農村公共產品

若t=1期該區域不提供任何農村公共產品，此時，農戶的私人生產投入金額為(1－β)Y，農戶對私人投入品E1的投入數量為k1=(1－β)Y/p2。生產利潤π1可以表示為:

由于t=2期農戶純收入就等于農戶生產利潤，因此，若t=1期不進行任何農村公共產品提供時，t=2期農戶純收入為:

b.提供消費性公共產品

若t=1期該區域提供消費性公共產品，此時農戶在t=2期的私人生產投入金額、農戶純收入等，都要根據t=1期農戶是否承擔公共產品的提供成本以及承擔時的稅收方式來確定。

(1)若t=1期，農戶不需承擔消費性公共產品提供成本。此時，農戶在2期的私人投資金額不受影響。由于消費性公共產品對2期生產不產生直接影響，因此，農戶在2期的純收入為:

(3)若t=1期，對農戶征收收入稅為農村消費性公共產品融資。此時，農戶在2期的私人投資金額為(1－α－β)Y，農戶對私人投入品E1的投入數量為k1=(1－α－β)Y/p2。由于t=2期農戶純收入等于農戶生產利潤，因此，農戶t=2期純收入為:

c.提供農村生產性公共產品

若t=1期提供農村生產性公共產品，由于農村生產性公共產品是私人生產投入品E1的完全替代品，且農戶不需為t=2期的使用付費，因此農戶在2期的生產中使用私人投入品的同時，會盡最大能力利用E2。由于不同農戶的能力，包括對生產性公共產品的利用能力客觀上存在差異，為體現此差異，本文假定農戶對農村生產性公共產品E2的利用量k2為一隨機變量，在閉區間［d1，d2］服從均勻分布。其中0≤d1＜d2，且k2與Y獨立。農戶在2期的生產投入為私人品投入量與公共產品利用量之和，其總量為k=k1+k2。此時農戶在t=2期的私人投入金額和純收入，同樣須視t=1期農戶是否承擔公共產品成本以及在承擔成本條件下的征稅方式而定。

(1)若t=1期，農戶不承擔農村生產性公共產品的提供成本。由于假定p1A＞p2，因此農戶私人投資的邊際產品收益不受對生產性公共產品使用的影響，且生產總是有利可圖。此時農戶私人投資金額為(1－β)Y，農戶對私人投入品z1的投入數量為k1=(1－β)Y/p2，農戶的生產投入總量k=(1－β)Y/p2+k2。由于t=2期農戶收入就等于農戶生產利潤，因此，農戶t=2期純收入為:

(2)若t=1期，對農戶征收人頭稅為農村生產性公共產品提供融資。此時，農戶在2期的私人投資金額為(1－β)Y－c，農戶對私人投入品E1的投入量為k1=［(1－β)Y－c］/p2，農戶的生產投入總量k= ［(1 －β)Y －c］/p2+k2。由于t=2期農戶收入就等于農戶生產利潤，因此，農戶t=2期純收入為:

(3)若t=1期，對農戶征收收入稅為農村生產性公共產品提供融資。此時，農戶在2期的私人投資金額為(1－α－β)Y，農戶對私人投入品E1的投入量為k1=(1－α－β)Y/p2，農戶的生產投入總量k=(1－α－β)Y/p2+k2。由于t=2期農戶收入就等于農戶生產利潤，因此，農戶在時期t=2純收入為:

由于，1期收入Y和2期對生產性公共產品的利用量 k2都是隨機變量，因此，變量 Z210、Z221、Z222、Z223、Z231、Z232和 Z233都是隨機變量。

三、模型結果分析

將上節得到的農戶兩期純收入直接加總可得農戶兩期總的純收入。在不引起混淆的前提下，本文將農戶兩期總的純收入稱為農戶總收入。接下來本節將給出該區域內不同情況下農戶總收入的表達式，同時通過積分得到該區域農戶總收入的方差。為表達更加簡潔，本文令φ=(p1A－p2)2×Var(K2)=(p1A －p2)2·(d2－d1)2/12，φ =Var(Y)=(a2－a1)2/12。農戶總收入、總收入方差的計算結果及其表達式詳見表1。

表1 不同情況下的農戶總收入及區域內農戶總收入方差

根據表1，將不同情況下的農戶總收入方差進行比較，發現它們之間存在如下關系:v0=v1=v2;v3＜v0;v0＜v4=v5。v0=v1=v2表明，不提供農村公共產品時的農戶總收入方差與通過不承擔成本方式和通過人頭稅方式提供消費性公共產品時的農戶總收入方差相等;v3＜v0表明，通過收入稅方式提供消費性公共產品時的農戶總收入方差小于不提供公共產品時的農戶總收入方差;v0＜v4=v5表明，不提供農村公共產品時的農戶總收入方差大于通過不承擔成本的方式和通過人頭稅方式提供農村生產性公共產品時的農戶總收入方差。

由于同一區域內農戶收入的方差是對該區域農戶收入差距的衡量，方差越大表明該區域農戶收入差距越大，方差越小則表明該區域農戶收入差距越小。根據上述分析，本文得出如下命題:

命題1:在特定區域，通過農村居民不承擔成本的方式提供消費性公共產品以及通過對農村居民征收人頭稅的方式(“一事一議”)提供消費性公共產品，都不會影響該區域內的農村居民收入差距;若在該區域通過對農村居民征收收入稅(村級合作社)的方式提供消費性公共產品，則會縮小該區域內農村居民的收入差距。

命題2:在某區域，通過農村居民不承擔成本的方式以及通過對農村居民征收人頭稅的方式提供生產性公共產品，都會拉大該區域內農戶間收入差距。

此外，當通過對農戶征收收入稅的方式提供農村生產性公共產品時，將區域內農戶總收入的方差與不提供公共產品時農戶總收入的方差相比有:

由于(9)式第一項的值小于0，而第二項值φ大于0，因此v6與v0兩者的大小關系需視具體情況而定。由命題1可知，(9)式第一項v3－v0為負，它反映的是征收收入稅對農戶收入差距的調節作用;第二項φ為正，它反映的是農村生產性公共產品對農戶收入差距的拉大作用。v3－v0值越大，表明征收收入稅對農戶收入差距的調節作用越弱;φ值越大，表明生產性公共產品對農戶收入差距的拉大作用越強。

命題3:在某區域，通過對農村居民征收收入稅的方式提供生產性公共產品時，若此時調節作用強于拉大作用，則會縮小該區域農村居民的收入差距;否則就會擴大該區域農村居民的收入差距;當兩種力量相當時，不會對農村居民的收入差距產生影響。

農戶能力差異對生產性公共產品提供的收入差距擴大作用的影響。由于區域內農戶對生產性公共產品E2的利用量k2在閉區間［d1，d2］服從均勻分布，因此區間長度d2－d1反映了農戶能力的差異程度。將φ對農戶能力的差異程度變量d2－d1求偏導得:

命題4:在某區域提供生產性公共產品(不管以何種方式提供)，該區域農村居民對公共產品利用能力的差異越大，則生產性公共產品對農戶收入差距的拉大作用也越強。

四、實證分析

本文數據來自中國科學院農業政策研究中心于2005和2008年對于全國5個省25個縣101個村的跟蹤調查，問卷圍繞中國農村生產發展和公共投資。本文選取陜西省內5個縣20個村的400戶農戶，以2005、2008年2次的調查數據作為本研究的依據。

(一)變量設定

1.被解釋變量

被解釋變量是村級農戶間收入的差距，指同一個村的農戶間的家庭人均純收入的差距，由于本文的數據來源于對農戶的抽樣調查數據，因此，本文使用樣本村的被調查農戶的家庭人均純收入的樣本標準差來衡量村級農戶間收入差距，本文將此被解釋變量記作Va。

2.解釋變量

國家撥款、他人捐贈融資提供的村級公共消費品總金額記作Dc1;市場融資提供的農村公共消費品總金額變量記作Dc2;以人頭稅形式融資提供的農村公共消費品總金額記作Dc3;Dp1為國家專項撥款、他人捐贈融資提供的農村生產性公共產品總金額;Dp2為市場(融資)方式供給的生產性公共產品金額;Dp3為通過對農戶征收人頭稅方式籌資的村級生產性公共產品提供總金額。

3.控制變量

(1)村外出務工勞動力占本村勞動力的比例。為了與農戶家庭主要勞動力平均外出務工時間比例相區別，記作Wo1。當農戶外出務工時，由于農戶外出務工收入高于純粹從事農業生產的收入，此外農戶外出務工獲取收入的機遇有很大差異，這些都可能導致同村農戶間的可支配收入差距擴大，因此外出務工勞動力比例越高可能會導致農戶間收入差距越大。

(2)從事工商經營的家庭占整個村家庭總數的比例，為了與農戶家庭主要勞動力平均從事非農經營時間比例相區別，記作Bu1。從事非農經營通常比從事純粹農業生產更加高的收入，此外，同是從事自營工商經營，不同家庭的經營收入又可能存在巨大差異，因此從事非農經營的工商戶的比例越高可能會導致農戶間收入差距越大。

(3)行政村少數民族人口所占比例，為了與農戶的民族特征變量相區別，記作Ra1。由于不同民族的經濟觀念有差異，因此也會在一定程度上影響農戶間收入的差距。

(4)村離最近城鎮的距離反映了村參與社會經濟活動的區位因素，不同農戶對這些機遇的利用能力存在差異，因此離城距離越近農戶間收入差距可能越大，記作Di1。

(二)多元線性回歸分析

本文設定如下多元線性回歸模型來研究村級公共產品提供對農戶間收入差距的影響:

其中，β0為模型的截距項，β1、β2、β3、β4分別是村外出務工勞動力比例、村自營工商戶比例、村少數民族人口比例和村離最近城鎮的距離等四個控制變量對應的影響系數;T為以2005年調查統計數據為參照年的一個年度虛擬變量，當數據來源于2005年調查數據時取0，否則取1，該虛擬變量用于控制年度差異，βT為其影響系數;E'代表由村級公共產品提供的相應解釋變量組成的解釋變量列向量，βE為解釋變量相應影響系數構成的系數行向量;εi為模型的隨機擾動項，它服從均值為0、方差為σ2的標準正態分布。

表1中模型1考察了控制變量對農戶間收入差距的影響，模型2考察了通過國家撥款、他人捐贈渠道提供村級公共消費品對農戶間收入差距的影響，模型3考察了通過稅費、集資渠道融資的村級公共消費品提供對農戶間收入差距的影響，模型4考察了村級生產性公共產品提供對農戶間收入差距的影響，模型5和模型6則分別考察了通過國家專項撥款、他人捐贈渠道融資的村級生產性公共產品提供和通過稅費、集資渠道融資的村級生產性公共產品提供對農戶間收入差距的影響，模型7是一個綜合模型。各個模型的擬合優度依次為0.229、0.233、0.225、0.238、0.224、0.232 和 0.236，相應的 F 統計量是顯著的，且各模型的方差膨脹因子VIF統計量的值均處于合理范圍之內。

表1 村級公共產品提供對農戶間收入差距影響的回歸結果

從模型1來看，除兩個控制變量Di1和T外，常數項、變量Wo1、Bu1和Ra1的系數均在0.10水平下顯著，模型的擬合優度、方差膨脹因子均處于合理范圍之內，并且各個控制變量的系數都與預期相同，有趣的是，變量Ra1的系數為負并且在0.10的水平下顯著，也就是說隨著村少數民族人口比例的增加村農戶間收入差距在縮小，這表明在陜西省少數民族農戶的可支配收入差距低于漢族農戶。另外T的系數為正，然而其系數估計量并未通過顯著性檢驗，這表明隨著時間的推移，陜西省村級農戶間的可支配收入差距有擴大的趨勢，但是該趨勢從短期來看還不是太明顯。變量Di1的系數為負，這與前面的理論預期相符，而其系數估計量沒有通過顯著性檢驗，這表明盡管村離城市的距離越遠村農戶間收入差距有縮小的趨勢，然而該趨勢卻不明顯。變量Wo1和Bu1的系數為正，與前面的理論預期相符，并且都通過了水平為0.05的顯著性檢驗，表明勞動力外出打工比例和村從事工商經營的家庭比例都是影響村農戶間收入差距的重要因素，并且對村農戶間收入的差距有明顯的擴大作用。

從模型2的回歸結果可以看出，國家撥款、他人捐贈融資提供的村級公共消費品數量變量Dc1的系數為正，沒能通過10% 顯著性檢驗。這表明增加通過國家撥款、他人捐贈融資的村級公共消費品提供，對村級農戶間的可支配收入差距沒有明顯的影響。從模型3的回歸結果來看，市場融資提供的農村公共消費品數量變量Dc2系數為正，但系數估計量同樣未能通過水平為0.1的顯著性檢驗。實證結果與理論預期一致。這表明，通過市場融資增加村級公共消費品提供對村級農戶間收入差距沒有明顯影響。這樣就可得出結論:增加通過人頭稅籌資提供的農村公共消費品不會對村級農戶間的純收入差距產生明顯影響。此外，從模型4的回歸結果來看，人頭稅形式融資提供的農村公共消費品數量的變量Dc3系數為負，但系數估計量同樣未能通過10%顯著性檢驗。實證結果與理論預期一致。這表明，通過對農戶征收人頭稅形式融資增加村級公共消費品提供對村級農戶間的純收入差距沒有明顯影響。這樣就可得出結論:增加通過人頭稅籌資提供的農村公共消費品不會對村級農戶間的純收入差距產生明顯影響。

模型5、模型6和模型7分別考察了國家專項撥款、他人捐贈渠道融資的村級生產性公共產品提供、市場融資的村級生產性公共產品提供和通過對農戶征收人頭稅方式籌資的村級生產性公共產品提供對農戶間收入差距的影響。從回歸結果來看，與理論預期一致，變量Dp1、Dp2和Dp3的系數均為正，且都在0.01的水平下顯著。這表明在通過國家專項撥款、他人捐贈、市場融資以及通過對農戶征收人頭稅方式籌資提供村級生產性公共產品會擴大同村農戶間收入差距。

(三)農村公共產品供給對農戶間收入差距的影響

實證結果表明，村級公共消費品提供，不管是農戶不承擔任何最初成本的方式(市場融資、政府專項撥款和他人捐贈)還是農戶需要承擔費用的方式(通過征收人頭稅方式)都對村級農戶間的收入差距沒有明顯的影響。原因主要有兩個，一是農戶不承擔成本或者對農戶征收人頭稅，都不會從農戶稅費負擔層面對農戶純收入的差距造成影響，另一方面，農村公共消費品不會對農戶的生產產生影響，因此也就不會通過農戶收入來對農戶間的純收入差距產生影響。此外，村級生產性公共產品的提供，包括通過農戶不承擔任何最初成本的市場融資和政府專項撥款、他人捐贈融資的村級生產性公共產品提供和通過農戶承擔成本的人頭稅籌資的村級生產性公共產品提供，都會導致村級農戶間收入差距擴大。出現這種情況的原因是，農戶不承擔成本或者對農戶征收人頭稅，都不會從農戶稅費負擔層面對農戶純收入的差距造成影響，然而，由于農戶間的能力差異尤其是因為農戶間對生產性公共產品的利用能力的差異，造成了村級生產性公共產品提供拉大了農戶間收入差距。

實證研究結果還發現:在當前陜西省村級公共產品主要依靠對農戶征收人頭稅方式籌資的情況下，村級公共消費品提供不會影響農戶間收入差距，但是村級生產性公共產品提供會擴大農戶間的收入差距。具體來看，通過市場融資、國家專項撥款、他人捐贈以及通過采取征收人頭稅方式籌資提供村級公共消費品，不會影響農戶間的收入差距;然而，如果提供村級生產性公共產品時情況卻截然不同，不管是以需要農戶承擔成本的方式提供，如采用對農戶征收人頭稅方式融資提供村級生產性公共產品，還是農戶不需承擔成本的方式提供，如市場融資、國家專項資金和他人捐贈融資提供村級生產性公共產品，都會導致農戶間收入差距擴大。

五、研究結論與展望

通過構建兩期生產模型和采用陜西省400戶農戶的調研數據，本文發現，農村公共產品提供對農村居民收入差距的影響，要根據提供的公共產品種類以及農戶通過什么方式承擔等條件而定。具體而言，若提供消費性公共產品，則只有通過對農戶征收收入稅(合作社集資)的方式融資，才會縮小農村居民的收入差距;若提供生產性公共產品，則不管是通過農村居民不承擔成本的方式融資還是通過對農村居民征收人頭稅(一事一議)的方式融資，都會拉大農村居民的收入差距。農村居民自身能力的差異越大，則生產性公共產品提供對農戶收入差距的拉大作用也會越強。應該指出的是，若通過征收收入稅的方式融資提供生產性公共產品，則它對農村居民收入差距的影響須視具體情況而定:當稅收對收入差距的調節作用強于生產性公共產品對收入差距的拉大作用時會縮小農村居民的收入差距，否則會擴大該差距。此外，本文也發現，通過對農村居民征收收入稅的方式提供農村公共產品時，提高稅率會增強收入稅對收入差距的調節作用。

由研究結論可知，農村公共產品提供對農村居民收入差距的縮小作用是有限度的，并且該作用的發揮是有條件的。試圖通過農村公共產品提供特別是農村生產性公共產品提供來縮小農村居民收入差距，可能難以達到預期的效果。

由于農村公共產品能夠對農村居民增收起到重要作用［18－19］，因此確實應該增加農村公共產品提供以提高農村居民收入，但與此同時，我們必須對可能由此引發的農村居民收入差距擴大問題采取必要的預防措施。為減小農村公共產品提供帶來的農村居民收入差距拉大的弊端，理論上，我們至少有兩種方法可以嘗試。其一，在提供農村公共產品時，采用對農村居民征收收入稅的方式融資，因此要大力發展農戶互助合作組織。其二，可以在提供生產性公共產品的同時，努力縮小農村居民的能力差異尤其是對生產性公共產品利用能力的差異。

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The Effect of the Cost Sharing of Rural Public Goods on the Income Gap of Farmers and Positive Research

YANG bin1，SHI Yao－bo2
(1.School of Economic Management，Northwest University，Xi'an 710127，China;2.School of Economics and Management，Xi'an University of Technology，Xi'an 710054，China)

We should provide more public goods to reduce the income gap of farmers?This paper discloses the effect of different cost sharing patterns of rural public goods on the income gap of farmers by building simple two－period production model and verifies the influence of provision of public goods on the income gap of rural residents by the research data of 400 farmers in 20 villages of 5 counties in Shaanxi.We find that only by providing consumptive public goods by means of levying income tax from rural residents can the income gap be narrowed.The income gap will be enlarged if providing productive rural public goods by means of government appropriation or raising funds by farmers on case－by－case basis.If providing productive rural public goods by raising funds by co－operatives，the final effect on the income gap of farmers depends on the concrete situation.

Rural Residents;Income Gap;Provision of Rural Public Goods

A

1002－2848－2013(02)－0088－08

2012－12－14

國家自然科學基金項目(71033003);國家社科基金青年項目(11CJY054);教育部第51批博士后基金項目(2012M512018)和陜西省青年科技新星項目(2012KJXX－36)。

楊斌(1970－)，陜西省府谷縣人，西北大學經濟管理學院博士，研究方向:農村公共投資與農村公共政策。史耀波(1979－)，陜西省榆林市人，西安理工大學經濟與管理學院，講師，博士后;研究方向:公共產品理論、農村公共投資與農戶福利。

責任編輯、校對:李再揚