合作社提高了種植戶的增收能力嗎？

王云 張光強 霍學喜

摘要：依據組織參與程度將種植戶分為非社員、普通社員和標準化社員三類，利用600份蘋果種植戶調研數據，采用偏最小二乘回歸法分別從整體和群組視角分析了蘋果生產經營行為對種植戶增收能力的影響。結果表明：種植戶的生產經營行為會對其增收能力產生影響，這種影響在三種類型種植戶間存在顯著差異；果園管理、農資采購、技術獲取、品質管理和銷售管理行為選擇是影響種植戶增收的關鍵因素；果園管理對非社員增收能力有顯著負向影響，對其他兩類種植戶的影響不顯著；技術獲取對三種類型的種植戶增收能力均有顯著正向影響；農資采購、品質管理、銷售管理對普通社員和標準化社員增收能力有顯著正向影響，對非社員的影響不顯著。因此，政府在政策的制定中，應充分考慮到異質農戶的現狀和實際需求。

關鍵詞：農業合作社；種植戶增收能力；偏最小二乘回歸法

中圖分類號：F321.42文獻標識碼：A 文章編號：1009-9107（2017）03-0095-09

引言

發軔于1978年的農村家庭聯產承包責任制通過產權調整極大地調動了農民的生產積極性，促進了農村經濟增長，提高了農民收入。國家統計數據顯示，1978-2014年，我國第一產業增加值從1 018.5億元增加到60 165.7億元，增長了58.07倍；農村家庭居民人均純收入從133.60元增長到9 892元，增長了73.04倍，相關研究也表明，“包產到戶”的責任制度在1978-1984年間對農業產出增長的貢獻約為46.89%[1]。但是，隨著經濟環境的變化和農產品國際競爭加劇，農村經濟呈現出一系列突出問題。一方面，農村家庭聯產承包責任制對農民生產的激勵作用從改革之初就釋放殆盡[24]，導致農民收入增長趨緩，1985-1991年間農民收入實際年均增長率僅為1.45%[4]。另一方面，1994年國際糧食價格開始持續走低，進入新世紀之后雖有所回升，但由于2004年國家完全放開了糧食價格，農民不擁有糧食定價權，國內糧食價格波動加劇[56]，從長期來看，糧食價格上升對農民的增收效應并不明顯[7]。另外，隨著我國經濟持續快速增長，城鄉居民收入差距卻在不斷擴大[810]。1985年城鄉收入差距為1.82∶1，2009年達到3.33∶1，2015年雖有所降低但仍高達2.90∶1[11]。農村家庭經營方式在新的經濟環境下表現出了越來越多的局限性[4]，而這些局限性最終表現為農民收入增長放緩。因此如何解決農民增收難的問題就成為解決“三農”問題的關鍵[1213]。

在上述背景下，為了提高農業經營的規模效應和農業專業化程度，進一步提高農民收入水平，縮小城鄉收入差距，必須對以家庭經營方式為主的傳統農業經營方式進行改革。2007年7月1日，《農民專業合作社法》的實施使新型農業合作組織得以蓬勃發展。截止2014年末，農民專業合作社數量已達12.88萬戶，比2010年增加了3倍多，出資總額也達2.73萬億元[4]。與此同時，學界出現了大量關于新型農民專業合作社發展的研究。農民專業合作社是將許多小規模、分散的農業家庭生產單位聯結成從事購銷、信貸和加工的經濟組織，其不僅具有家庭經營在控制勞動成本上的效率，而且能夠實現規模效應，還能夠通過將農業生產不確定性和資產專用性內部化以降低交易成本[1416]，能夠規避市場風險和維護經濟地位收益[17]。作為一種介于市場和科層之間的制度安排，農民專業合作社在建立現代農業和市場經濟發展中有其存在的必然性[1820]。然而，由于我國市場經濟發展尚不完善，農民專業合作社初期的發展并不順利，只能通過政府專項補貼、稅收優惠和金融支持等途徑來扶持其發展[19，21]，并且最初的發展模式也僅限于龍頭企業帶動型、能人帶動模式和政府發起型等[22]。直到2007年《農民專業合作社法》的實施，才極大促進了農民專業合作社的發展[4，23]。很多學者對合作社的內部治理進行了研究。合作社是一種以滿足社員利益為宗旨的自我服務組織，隨著市場競爭的加劇和供應鏈管理的出現，合作社的本質規定性可能會發生漂移[24]，但合作社必須堅持“所有者與惠顧者同一”的原則[25]。由于合作社具有社會公平和經濟效率雙重特征，因此完善治理結構就是在公平和效率之間尋找恰當的平衡點[26]。但是合作社的剩余索取權并不能開放性地交易，其成員也無個人所有權且通常也無法以市場價格賣出股份[27]，因此盈余返還和股金分紅成為合作社的主要激勵機制[17]。也有學者的研究表明我國東部沿海地區的合作社是基于一種能力和關系的合作治理結構，這不僅表明對于一般社員來說，合作社的治理結構是外生的，而且合作社可以通過親緣關系來降低內部交易費用并在復雜的社會關系中建立一種有效率的均衡[28]。這種治理結構要求一般社員放棄剩余索取權等權利，以換取市場進入和價格改進所帶來的利益，從而實現各方利益均衡，這在一定程度上保證了合作的可能性與穩定性[29]。對合作社發展因素的研究表明，由于組織發展存在搭便車、能人缺乏、成員異質性過大和缺乏信任等問題，農民專業合作社需要借助外力支持，否則很難自發形成[25]。不過，也有研究認為農民對自發組建的專業性合作組織的需求更大，這類合作社更有利于提高生產效率和收益[30]。從農戶角度來看，追求潛在的組織化利潤是其加入專業合作社的根本目的和動機[25，31]，如果組織化利潤空間過小，外部支持對合作社的發展作用也極為有限[32]。

已有文獻大多集中于農民專業合作社的功能和作用、社員的參與動機、合作社的內部治理以及發展影響因素等方面，而對合作社是否影響農戶的增收能力涉及較少。已有研究表明，現代化的大農業對農戶增收能力有很大貢獻[33]，具有生產、加工、銷售一體化服務的糧食類合作社對糧農的增收效果明顯[34]，并且資源稟賦對農戶加入合作社后的收入增加有顯著影響[4]。但其沒有回答合作社對農戶增收的途徑以及各途徑對農戶增收能力的影響程度，這一問題的研究對創新農業經營體制、提高農業現代化水平和完善農民專業合作社具有重要意義。蘋果種植戶是以蘋果生產經營為主要收入來源的專業化農戶，其生產的基本特征是產品價值高、商品化程度高、市場競爭比較充分，但投資金額大、周期長、市場風險大。在推進農業產業化經營的過程中，蘋果種植戶的自身特點誘致其創新組織模式，并達到增加收入的目標?；魧W喜等從蘋果種植戶技術選擇的視角分析影響其收入增長的微觀機理[35]，蔡榮從交易費用節約的角度研究“合作社+農戶”模式相對于市場模式對其純收入的增加效應[36]。苑鵬從農戶福利增進的視角，分析了農民專業合作社不同經營模式對種植戶福利改善的影響[37]。以上學者研究的共同特點是將蘋果種植戶作為一個同質性群體，研究結果具有普遍性，但并沒有涉及到蘋果種植戶在組織參與過程中表現出的異質性對其收入增加的影響及作用的途徑。

本文在借鑒相關文獻成果的基礎上，依據蘋果種植戶在合作社組織參與程度的情況，將蘋果種植戶分為非合作社成員、合作社普通社員和合作社標準化社員（以下分別簡稱“非社員、普通社員和標準化社員”）三類：其中，非社員不參與合作社組織的活動；普通社員參與合作社的農資統一購置和技術培訓活動，部分參與合作社的品質管理和統一銷售活動；標準化社員與合作社簽訂標準化生產協議，按協議要求參與合作社組織的各項生產管理活動，所有蘋果產品由合作社統一銷售。利用實地調查數據，對比分析影響種植戶增收能力的諸因素在三類種植戶之間的差異。

一、研究假設、數據來源與特征

蘋果的價值增值是蘋果種植戶新創造的價值，是其獲取經營收益的基本途徑，可以直觀地反應蘋果種植戶生產經營的盈利能力。國外學者Macfadyen和Rich等用價值活動成本的總額與所創造產品價值的總額之差來表示價值增值[3839]，國內學者黃祖輝、秦建軍和馬驥等用單位產品銷售價格與購入成本之差表示單位產品的價值增值[4041]，本文采用國內學者的價值增值方法來測定蘋果種植戶的增收能力。

（一）研究假設

國內學者一般從產前、產中和產后三個環節研究種植戶生產經營行為，包括果園管理、農資采購、技術獲取、品質管理和銷售管理。

錢貴霞等從經營規模與農戶收入的角度分析，發現生產規模的擴大雖然不能增加單位面積產量，但種植業收入水平上升，擴大規模可實現糧農收入增加[42]。鞏前文等對農戶施肥行為及影響因素進行分析，認為戶主從事農業生產年數、是否接受過科學施肥技術培訓等是農戶過量施肥風險認知及規避能力的主要影響因素[43]。就蘋果種植戶而言，“種植規?！薄胺N植年限”表征的管理經驗反映了種植戶的果園管理水平，果園管理可能影響蘋果的產量和收益。在調研中發現，蘋果專業合作社的社員有標準化社員和普通社員之分，社員類型是種植戶與合作社相互選擇的結果，種植規模和種植經驗影響果農參與合作社的意愿，而合作社也將種植規模和種植經驗作為選擇種植戶的重要考量因素。因此，本文用“種植規模”“種植年限”兩個變量測度種植戶果園管理水平。理論上來看，種植年限多的農戶可能積累更多的生產技術和管理經驗，人力資本水平會更高；同時，生產規模的擴大，可能會產生規模效應，兩者都會對種植戶的增收能力產生影響，并且三類種植戶的不同管理水平會對增收能力的影響也不同。

由此假設1：果園管理水平對蘋果種植戶增收能力具有正向影響，并且對從非社員、普通社員到標準化社員的影響程度逐漸增加。

農資是農藥、肥料、薄膜、農業機械等農業生產資料的簡稱，是農業生產的前提條件。農資購買渠道可以反映農戶的農資質量意識和成本控制能力，進而影響產量和收益。常向陽和談曉燕實證分析了農戶選擇農資購買渠道的影響因素，發現個體經銷商店、農資連鎖店、農業技術服務站是農戶獲取農資的主要渠道，農資的質量因子、渠道的服務保障因子、價格因子等對農戶的農資購買渠道選擇行為有顯著性影響[44]。因此，本文采用“農資采購渠道”“是否參加農資統一購置”“是否有固定的農資采購對象”三個變量來測度種植戶的農資采購行為。標準化社員在農資采購環節受到合作社強有力的外在約束，一般為批量統一購置，既降低了農資采購的成本，又節約了交易成本，進而提高了增收能力；而合作社對于普通社員的約束和服務水平也相對較低，普通社員則完全不受限制。

由此假設2：農資采購行為對蘋果種植戶增收能力具有正向影響，并且對從非社員、普通社員到標準化社員影響程度逐漸增加。

霍學喜等分析了蘋果種植戶的技術選擇行為，認為勞動密集型技術的投入回報率高于勞動節約型技術[35]。何安華等把是否加入合作社視為農戶異質性的重要表現，考察其對農戶參與農業技術培訓次數的影響，研究發現加入合作社使農戶接受到更多技術培訓，農業技術培訓政策應考慮農戶異質性，實行分層定位，提供差異化的培訓服務，增強對不同培訓目標人群的瞄準度[45]。生產技術會形成一定的增產潛力，能夠擴大技術要素的作用空間。農戶技術獲取的路徑選擇反映農戶對生產技術的需求，反映農戶技術應用程度。本文采用“技術獲取路徑”“近3年參加培訓的次數”來測度技術獲取行為。通常，一些簡單易操作的實用技術可以通過自學和與親朋好友交流獲取，但復雜的和科技含量高的技術不易掌握，需要接受專業化的培訓；參加培訓的次數多少直接影響農戶的技術掌握程度和應用效果，三類不同的種植戶在技術獲取上存在的差異，可能會導致增收能力上的差異。

由此假設3：技術獲取行為對農戶增收能力有正向影響，并且對從非社員、普通社員到標準化社員影響程度逐漸增加。

種植戶對蘋果品質的決策和管理，很大程度上決定了其在銷售過程中與客戶談判時討價還價的能力，具有較高品質的蘋果可以獲得較高的市場價格，尤其是在價格波動較大時，其優勢更加突出[4647]。優質優價是蘋果產品交易的基本原則，果實直徑長度是衡量外觀品質的一項重要指標，以果徑大小為核心指標的“優果率”，代表品質好的產品產量占總產量的比例；有資質的第三方認證可提高消費者的信任度，獲得較高的銷售溢價；標準化生產管理對生產的每個環節進行質量控制，從而建立可追溯的管理體系。本文用“優果率”“第三方品質認證”“是否參加標準化生產管理”三個變量來測度三類種植戶的品質管理水平。

由此假設4：品質管理行為對增收能力具有正向影響，并且對從非社員、普通社員到標準化社員影響程度逐漸增加。

種植戶的銷售管理可以節約交易成本，影響與下游客戶之間的關系和定價的話語權。種植戶銷售蘋果有兩種方式，一種是當季直接銷售，另一種是儲存一段時間擇機銷售。通常情形下，當季銷售價格較低，但交易容易完成；儲存后銷售預期收益高，市場風險也高；客戶對蘋果品質的要求不同，價格會有差異，通常超市和公司等收購條件較高，其價格也高；與同一客戶交易次數多可以增進相互信任與合作，其交易結果趨于公平公正。社員以其出資額在合作社中承擔相應的責任，同時享有對應的權利；標準化社員因接受合作社標準化的質量管控要求，其銷售由合作社統一管理或享受到合作社的銷售服務，對其增收能力產生積極影響。本文采用“銷售方式”“銷售對象”“近5年與同一客戶交易的次數”來測度銷售管理水平。

由此假設5：銷售管理行為對增收能力有正向顯著影響，并且對從非社員、普通社員到標準化社員影響程度逐漸增加。

（二）數據來源與特征

樣本來源于筆者于2013年7-8月在陜西省蘋果基地縣蒲城的種植戶入戶調查資料。陜西省因擁有蘋果生產的最佳地理和氣候條件，加之省政府對蘋果產業高度重視，陜西成為我國蘋果產業重要的主產省份。蒲城北部有長期種植蘋果的傳統，該區域的自然和地理環境相似，外部的產業政策相同；同時因該區域的20個自然村是果業協會13位農藝師技術指導包干的服務區域，從2005年開始，農藝師對蘋果生產管理宣傳、技術指導和培訓等活動均已覆蓋。2009年，協會改組為蘋果專業合作社，為種植戶提供產前、產中和產后服務，合作社發展相對成熟，種植戶在農資采購、技術培訓、冷庫儲存和統一銷售等生產經營活動選擇中已出現異質性的特征，因此選擇該區域作為樣本選擇區域。選擇該區域的20個樣本村展開調查可以防止單一村分析結論的偏差，增強異質農戶之間的可比性。非社員和社員種植戶的選擇采用分層抽樣的方法，在每個樣本村分別抽取非社員20戶，社員11戶，種植戶層面采用隨機抽樣的辦法。本次調查舉行訪談會18場，共訪談種植戶620戶，其中有效樣本600個，問卷有效率為96.77%。問卷調查所得數據經來自園藝站、果業局等專業顧問核實、評估后匯總，以確保數據的真實性、可靠性，減少分析結果的偏差。

（三）數據特征

如表1所示，受訪者以男性為主，占受訪者總量的80.83%，成年男性一般在家庭生產經營決策中處于主體地位。受訪者的受教育程度整體較低，以小學為主，占受訪者總量56.50%。受訪者的平均年齡為53.62歲，其中，50歲以上群體占總受訪者的60.33%。樣本種植戶生產經營行為存在異質性（篇幅關系不再列表顯示）：其中，非社員373戶，不參與合作社組織的活動，種植規模均值4.04畝，種植年限均值20年；普通社員171戶，參與合作社的農資統一購置和技術培訓活動，部分參與合作社的品質管理和統一銷售活動，種植規模均值4.94畝，種植年限均值18年；標準化社員56戶，與合作社簽訂標準化生產協議，按協議要求參與合作社組織的各項生產管理活動，所有蘋果產品由合作社統一銷售，種植規模均值5.40畝，種植年限均值15年。

二、實證分析

首先對樣本的信度和效度進行檢驗，驗證數據能否達到進一步分析的要求；然后采用偏最小二乘回歸法從整體上分析果園管理、農資采購、技術獲取、品質管理和銷售管理等因素對種植戶增收能力的影響；最后在整體分析基礎上，對比分析各影響因素對非社員、普通社員和標準化社員增收能力的影響。

（一）樣本的信度與效度分析

變量的信度通過組合信度（CR）來檢驗，變量的聚合效度用因子載荷和平均提取方差（AVE）來檢驗。如表2所示，所有變量的信度都在0.7以上，說明具有較高的信度；因子載荷大于0.7、AVE值大于0.5，說明變量具有較高的聚合效度。

區分效度用AVE平方根與對應構念間相關系數絕對值進行檢驗，如表3所示，構念的AVE平方根均大于其所在列相關系數的絕對值，說明構念之間具有較高的區分效度。

（二）整體檢驗分析

偏最小二乘回歸法（partial least square regression： PLS）通過對系統中的數據信息進行分解和篩選，提取對因變量解釋力最強的綜合變量，能辨識系統中的信息與噪聲，從而克服普通多元回歸法下無法解決的變量多重相關性的問題。本文運用SIMCA-P數據分析軟件的PLS算法，對模型的路徑系數進行顯著性檢驗。檢驗所得R2值、路徑系數和顯著性結果如圖1所示： R2值為0.653 1，表明模型整體擬合效果較好，模型具有解釋力，圖1中的路徑系數依次為果園管理、農資采購、技術獲取、品質管理和銷售管理等因素對種植戶增收能力的影響程度。從檢驗的總體情況來看，對增收能力具有顯著正影響的因素依次為品質管理、銷售管理、技術獲取、農資采購，而果園特征的影響沒有通過顯著性檢驗。

1. 果園管理對種植戶增收能力的標準化路徑系數為-0.014，且未通過顯著性檢驗，假設1未得到支持。路徑系數為負值，說明果園特征并沒有提高種植戶的增收能力，反而不利于增收能力的提高。其原因可能來自兩個方面：一方面，雖然種植戶在長期的生產管理中積累了大量經驗，但由于果園面積偏小，規模效應難以顯現。另一方面，種植戶積累的經驗不能滿足現有規模果園生產經營精細化管理的要求，從而限制了增收能力的提高。

2. 農資采購與種植戶收入增長能力的標準化路徑系數為0.017 3，通過了1%水平的顯著性檢驗，部分證實了假設2。農資采購活動對增收能力的促進作用可以從農資的質量安全和成本效益兩方面得到解釋。目前，農資市場缺乏有效監管，部分農資銷售者不具有相關專業背景和資質，農資質量良莠不齊。產品質量安全意識強的種植戶一般會選擇質量信譽好的連鎖店或農技服務站來采購農資，并在多次合作的基礎上增進彼此的信任，以獲得長期穩定的質量保障。與普通的農資相比較，質量安全性高的農資價格相對較高，一些種植戶通過與農資銷售商建立長期合作關系而獲得較為優惠的價格，合作社通過統一購置農資為社員節約支出。

3. 技術獲取與種植戶收入增長能力的標準化路徑系數為0.101 3，通過了1%水平的顯著性檢驗，部分證實了假設3。這一結果可以從要素效率提高的角度進行解釋。隨著農村勞動力要素流動性增強，很多年富力強的農村勞動力進城務工，蘋果種植的機會成本增加，留守蘋果種植業的勞動者一般年齡較大，受教育程度不高，而且大多種植戶還承擔著為子女看管小孩的家庭責任。在有效勞動力配置不足的情況下，種植戶特別重視通過培訓的方式來提高對技術的掌握程度，從而提高現有要素的生產效率，達到促進收入增長的目的。

4.品質管理與增收能力的標準化路徑系數為0.257 1，通過了1%水平的顯著性檢驗，對增值能力具有顯著正向影響，部分證實了假設4。與其他因素相比，品質管理對種植戶增收能力的影響最大，這與消費市場對食品安全要求提高的需求特征一致。消費者對蘋果產品的外觀質量可以通過觀察直觀獲得，而對更為重要的食品安全和營養水平等內在質量無法在消費之前做出判斷，因此，無論是專業機構的鑒定文件，還是標準化生產流轉卡片上的品質管理記錄，都是蘋果內在品質的寫照。適應消費市場需求，提高蘋果產品質量安全特性和銷售價格，是種植戶提高增收能力的重要途徑。

5. 銷售管理與增收能力的標準化路徑系數為0.134 7，通過1%水平的顯著性檢驗，對增收能力具有顯著正向影響，部分證實了假設5。檢驗結果說明，儲存后擇機銷售比當季直接銷售能夠獲得更多的收入，這與涂傳清關于臍橙銷售的研究結論一致[48]。然而，調查中發現，儲存后銷售只是少數信息來源廣泛、市場意識強、種植規模較大的種植戶的選擇，儲存后銷售種植戶面臨著較大的價格風險，大多數種植戶保持著當季出售的習慣。合作社、公司、超市對蘋果產品的規格和質量品質要求較高，收購的條件嚴格，收購價格相應較高，但符合條件的產品數量有限，對增收的促進作用不大。種植戶與交易對象之間還沒有形成較為穩定的合作關系，對增收的貢獻不確定。

（三）分群組檢驗分析

對比分析果園管理、農資采購、技術獲取、品質管理和銷售管理等因素對三類種植戶的增收能力。多群組模型檢驗的R2值均大于0.5，說明多群組模型具有良好的解釋力。如圖2所示，分群組樣本與所有樣本（見圖1）的分析結果存在一定的差異，具體分析與討論如下：

1.果園管理對非社員增收能力影響通過1%水平的顯著性檢驗，系數為-0.003 9，而普通社員和標準化社員都沒有通過顯著性檢驗。原因可能是非社員種植戶積累的生產經營經驗不能滿足現有種植規模追求增收的需求，而其他兩類種植戶從種植規模上獲得增收的效果還不明顯，結論沒有支持假設1。

2.農資采購對非社員的增收能力沒有通過顯著性檢驗，對普通社員的增收能力的影響通過5%水平的顯著性檢驗，對標準化社員增收能力的影響通過了1%水平的顯著性檢驗?？赡艿脑蚴牵巧鐔T沒有固定的農資采購對象、也不參與合作社農資統一購置的行為選擇，農資質量甄別和成本控制限制了非社員種植戶的增收能力，有組織的農資采購促進了普通社員和標準化社員增收能力的提高，并且對標準化社員的增收能力影響更大，結論支持了假設2。

3.技術獲取對非社員種植戶增收能力的影響通過5%水平的顯著性檢驗，普通社員和標準化社員這兩類種植戶均通過了1%水平的顯著性檢驗。標準化社員接受合作社的優質服務，技術獲取路徑更豐富，接受的培訓次數更多，因此，相比較于其他兩類種植戶通過技術培訓對增收能力的提高更為有效，與親朋鄰里討論溝通的技術獲取路徑促進了非社員種植戶的增收能力，這一結論支持了假設3。

4.品質管理對普通社員和標準化社員的增收能力都通過了1%水平的顯著性檢驗，非社員沒有通過顯著性檢驗。標準化社員的路徑系數為0.741 3，普通社員的路徑系數為0.186 9，由此說明，嚴格執行品質管理監管的標準戶增收能力大大高于沒有嚴格監管的普通社員，這一結論支持了假設4。

5.銷售管理對普通社員增收能力的影響通過了5%水平的顯著性檢驗，標準化社員通過1%水平的顯著性檢驗，非社員沒有通過顯著性檢驗。說明標準化社員在蘋果銷售方面有多種選擇來實現增收，普通社員通過銷售增收的效果不及標準化社員，但高于非社員，這一結論支持了假設5。

三、結語

本文基于陜西蒲城20個自然村600份有效問卷數據，以蘋果種植戶的增收能力作為落腳點，研究蘋果種植戶生產經營行為對增收能力的影響，并依據種植戶參與合作社的程度將種植戶細分為非社員、普通社員以及標準化社員，對比分析生產經營行為中的因素對三類種植戶增收能力的影響。結果表明：農資采購、技術獲取、品質管理和銷售管理均是影響蘋果種植戶增收能力的關鍵因素。分群組的檢驗結果表明，種植戶類型不同，生產經營行為對種植戶的增收能力影響的顯著性和程度有所不同。

基于以上結論，本文提出以下建議：（1）政府應加大對合作社的宣傳和監管，讓更多的種植戶了解合作社，讓合作社的規范運行得到更多種植戶的信任，吸引更多的種植戶參與合作社，充分發揮合作社在合作互助活動中對種植戶增收能力的提升作用。（2）政府應充分考慮到異質農戶的現狀和實際需求，在政策制定中充分瞄準農業政策的目標農戶類型，并從顯著影響農戶增收能力的因素入手，選擇合理的調控手段。

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