“糧改飼”試點政策的農戶增收效應研究

摘要：“糧改飼”試點政策是優化農業結構、助推草食畜牧業高質量發展的重要途徑，也是保障農戶收入的重要手段。本研究基于農牧交錯帶陜西、甘肅兩省1464個農戶調查數據，運用內生轉換回歸模型（Endogenous switching regression model，ESR），實證檢驗了“糧改飼”試點政策對農戶收入的影響及其異質性。研究發現：在反事實假設情境下，如果參與“糧改飼”試點政策的農戶未參與該試點政策，其收入將下降17.91%；這一增收效應在不同收入水平的農戶之間存在差異，具體體現在“糧改飼”試點政策對高收入農戶的增收效應更為明顯。進一步地，異質性分析證實，農戶參與“糧改飼”試點政策的增收效應在不同改種程度（青貯玉米種植面積占全部耕種面積的比重）和不同養殖規模間均存在顯著差異（Plt;0.01），表現為改種程度在75～100之間、養殖規模在30～100個羊單位之間的農戶群體增收效應最大，分別為0.946和0.660。

關鍵詞：“糧改飼”試點政策；農戶增收效應；內生轉換回歸模型

中圖分類號：F327 """""""文獻標識碼：A """""""文章編號：1007-0435（2025）03-0919-10

Research on the Income Increasing Effect of Farmers in the “Replace Grain Crop with Feed Crop”"Pilot Policy

ZHANG Wen-e¹，"XIE Xian-xiong²，"ZHAO Yin-bo³，"CHEN Shuai⁴，"ZHAO Min-juan^5，6*

（1.College of Finance and Economic，"Gansu Agricultural University，"Lanzhou，"Gansu Province 730000，"China；"2.College of Economic，"Hunan Agricultural University，"Changsha，"Hunan Province 410000，"China；"3.Zhenyuan County Livestock and Veterinary Station Gansu Province，"Qingyang，"Gansu Province 744500，"China；"4.Shaanxi Provincial Livestock Industry Experimental Demonstration Center，"Xi’an，"Shaanxi Province 713702，"China；"5.College of Economics amp; Management，"Northwest Aamp;F University，"Yangling，"Shaanxi Province 712100，"China；6.Xi’an University of Finance and Economics，"Xi’an，"Shaanxi Province 710000，"China）

Abstract：The pilot policy of “replace grain crop with feed crop”"is an important way to adjust and optimize the agricultural structure and promote the high-quality development of animal husbandry，"and ensuring farmers’"income is an important prerequisite for the implementation and continuous promotion of the pilot policy of “replace grain crop with feed crop”. Based on the survey data of 1464 farmers in Shaanxi and Gansu provinces in the agro-pastoral zone，"this paper used an endogenous switching regression model （ESR）"to empirically test the impact and heterogeneity of the “replace grain crop with feed crop”"pilot policy on farmers’"income. Research found that："under the counterfactual assumption scenario，"if farmers who have participated in the pilot policy of “replace grain crop with feed crop”"did not participate，"their income would decrease by 17.91%. This income increasing effect varies among farmers with different income levels，"specifically the more significant income increasing effect of the “replace grain crop with feed crop”"pilot policy on high-income farmers. In addition，"heterogeneity analysis confirms that there are significant differences in the income increasing effect of farmers’"participation in the “replace grain crop with feed crop”"pilot policy among different levels of planting （the proportion of silage corn planting area to total cultivated area）"and different livestock farming scales（Plt;0.01）. Specifically，"the group of farmers with planting levels between 75 and 100 and livestock farming scales between 30 and 100 sheep units has the greatest income increasing effect，"with values of 0.946 and 0.660，"respectively.

Key words：“replace grain crop with feed crop”"pilot policy；The effect of increasing farmers’"income；Endogenous switching regression model

2015年，中央一號文件首次提出開展“糧改飼”試點工作。所謂“糧改飼”試點政策，就是以經濟補償方式激勵農戶開展青貯玉米等優質飼草料種植，引導試點區畜牧養殖從籽粒玉米飼喂向青貯玉米飼喂的適度轉變。該政策的宏觀目標在于通過種養結合的方式推動試點區域農業結構調整^［1］，微觀層面則以促進農戶增收為主要目標。農戶作為落實“糧改飼”試點政策的關鍵利益方，穩定并提升其收入是該項政策得以持續推進的重要前提^［2］。理論上，若農戶因參與“糧改飼”試點政策而降低家庭收入，短期來看將會挫敗農戶參與“糧改飼”試點政策的積極性；長期來看將會加劇農戶對該試點政策的負面預期，這都會嚴重制約該試點政策的有效性和持續性。

“糧改飼”試點政策已實施8年，在農戶層面是否實現了穩收增收的目標并不明朗。實踐中，部分農戶參與“糧改飼”試點政策的積極不高，中途退出現象時有發生。農戶作為理性經濟人，增收是其行為決策的主要依據。基于這一現實背景，亟需探明參與“糧改飼”試點政策對農戶收入的影響，這不僅有助于研判“糧改飼”試點政策的實施效果，也對完善政策實施方案以激勵農戶持續參與具有重要的現實意義。

梳理國內外現有文獻發現，目前研究主要圍繞各地區“糧改飼”試點政策的實施現狀、問題與成效^［3-4］、“糧改飼”試點政策的技術保障措施^［5-6］、“糧改飼”政策的實施效果^［7-9］等問題開展。以農戶收入視角開展“糧改飼”試點政策效果評價的文獻鮮見。基于此，本文利用農牧交錯帶的實地調研數據，采用ESR模型，實證檢驗參與“糧改飼”試點政策對農戶收入的影響及其在不同群組之間的異質性。

1 理論分析與研究方法

1.1 理論分析

理論上，農戶參與“糧改飼”試點政策可通過直接和間接兩種作用機制影響農戶收入。

1.1.1 直接作用機制 參與“糧改飼”試點政策主要通過影響轉移性收入和種植業收入進而影響農戶收入。一方面，農戶作為“糧改飼”試點政策參與主體，為彌補部分生產成本和激勵農戶參與“糧改飼”試點政策的積極性，國家通過財政手段給予項目實施主體必要的資金補貼（主要為青貯玉米種植補貼，不超過60元·t^-1。補貼資金打入農戶的“一卡通”賬戶，直接增加了農戶當年的轉移性收入。另一方面，“糧改飼”試點政策的實施方式為調減籽粒玉米種植面積，增加青貯玉米的種植面積。調查發現，中等農田種植籽粒玉米產量基本在6000～11 250 kg·hm^-2，而種植青貯玉米產量可達60 000～120 000 kg·hm^-2。按當年籽粒玉米（2.2 元·kg^-1）和青貯玉米（0.32元·kg^-1）的市場價格計算，中等農田種植籽粒玉米的收入為13 200～24 750 元·hm^-2，種植青貯玉米的收入為19 200～38 400 元·hm^-2。理論上，農戶通過參與“糧改飼”試點政策，可直接提升當年的種植業收入。

1.1.2 間接作用機制 參與“糧改飼”試點政策主要通過影響農戶家庭的土地、資本、勞動力等可變生產要素間接影響農戶收入。首先，與種植籽粒玉米相比，種植青貯玉米不僅可提前1～2月完成收割，省去了種植籽粒玉米時追肥、打藥、脫粒、晾曬等環節；同時，還提高了農業機械化程度，實現對勞動力的部分替代^［10］，減輕了勞動力在種植業生產中的投入時間和投入強度^［11］。這些勞動力、資本等可變要素在家庭內部經過再調整被分配至其他生產部門，以實現家庭收益最大化：一是，在以農牧業收入為主要生計方式的農牧交錯帶，這部分因種植青貯玉米被擠出的勞動力和資本要素更多被配置于畜牧業生產，增加畜牧業投資，如購買家畜、修建飼草料貯存基地和家畜保暖棚圈等；同時，農戶通過種植青貯玉米轉變了家畜飼喂模式，提高了家畜生產性能^［12-13］，進而增加畜牧業收入。二是，由于畜牧業吸收了大部分勞動力，因此降低了勞動力在非農部門的分配比重，家庭非農就業人數減少，使得非農收入下降。三是，在政府推動青貯玉米規模化種植的背景下，農戶更傾向轉入耕地或者減少耕地轉出以達到青貯玉米種植效益的最大化，進而減少了農戶的財產性收入。由此可見，參與“糧改飼”試點政策對農戶收入影響的間接作用機制主要表現為增加畜牧業收入、減少非農收入和財產性收入三條路徑。

綜上所述，在理論層面，農戶參與“糧改飼”試點政策至少能夠從以上直接和間接兩條作用機制對農戶收入產生影響，但最終影響效應如何，尚需運用經驗事實予以檢驗。

1.2 研究方法

1.2.1 數據來源 本文數據來源于課題組2022年8月對北方農牧交錯帶陜西、甘肅兩省開展的“糧改飼”實地調查。因為這一地區種養脫節問題突出，農業結構調整已刻不容緩。調查采用分層和隨機抽樣相結合的方法。首先，在綜合考慮試點區域種養規模、經濟發展水平等因素的基礎上，分別從陜西、甘肅兩省選取榆林市和慶陽市作為樣本市，并根據兩市“糧改飼”試點情況，分別從每個市選取2～3個試點縣作為樣本縣區；其次，在每個樣本縣區選取4～5個樣本鄉鎮，在樣本鄉鎮內選取3～4個樣本行政村；最后，在每個樣本村中隨機選擇14～17個玉米種植戶進行一對一隨機訪談，訪談內容包括農戶及家庭基本特征、農牧業投入產出情況、農戶對“糧改飼”試點政策認知等。此次調查共涉及2省2市5縣24個鄉鎮96個行政村，剔除關鍵信息不匹配、變量缺失嚴重等問卷后，得到有效農戶問卷1464份，問卷有效率為91.5%。

1.2.2 變量設置 因變量借鑒已有文獻^［14-15］，本文的因變量為農戶總收入，包括種植業收入、畜牧業收入、非農收入、轉移性收入和財產性收入。

自變量 是否參與“糧改飼”試點政策"根據問卷中“2021年是否種植青貯玉米并獲得補貼”進行判斷，若農戶回答“是”，賦值為1，反之賦值為0。

控制變量 參考張童朝等^［16］、蘇嵐嵐等^［17］、李坦等^［18］、王煜鑫等^［19］、柴智慧等^［20］等相關文獻，本文控制受訪者個人特征（年齡、受教育程度、風險偏好）、家庭特征（勞動力人數、社會網絡、借款難易度）、農牧業經營特征（畜牧業經營年限、承包地面積、轉入地面積、玉米種植面積、家畜養殖規模、小型機械數量、畜牧棚圈數量、家畜銷售難易度）、政策環境特征（糧改飼政策宣傳、糧改飼技術培訓、政策落實條件、政策落實程度）等影響農戶收入的變量，以厘清農戶參與“糧改飼”試點政策對其收入的凈影響。

工具變量 為了保證模型的可識別性，本文借鑒Yang等^［21］做法，選擇“村莊地形”作為工具變量。基于以下考慮，青貯玉米需要專業的青貯機械進行收割與貯存，而村莊內地表起伏在一定程度上增加了青貯機械作業的難度。一般來說，山區地塊面積較小、形狀不規則且坡度較大，青貯機械田間可達性低，降低農戶參與“糧改飼”試點政策的可能性。但地形又是一個村莊內天然存在的重要自然條件，是在“糧改飼”試點政策實施之前就客觀存在的，并不會對農戶收入產生直接影響。因此，選擇“村莊地形”作為工具變量滿足外生性條件。

由于調查數據未滿足正態分布，因而表1匯報了農戶參與和未參與“糧改飼”試點政策兩組樣本間的非參數Mann-Whitney U檢驗結果。如表1所示，未控制農其他經濟特征的情況下，是否參與“糧改飼”試點政策對農戶收入的影響在1%統計水平上顯著為正（Plt;0.01）。此外，統計結果還顯示，“糧改飼”試點政策參與農戶表現為年齡較小、家庭借款較容易、畜牧業經營年限短、耕地面積和家畜養殖規模大、“糧改飼”試點政策實施環境好等特征。本文同時采用參數t檢驗對兩組樣本進行檢驗，結果與非參數Mann-Whitney U檢驗相近。

1.2.3 模型構建 本文重點關注參與“糧改飼”試點政策對農戶收入的影響，故構建如下基本方程：

（1）

其中，表示第i個農戶的收入；為控制變量；為農戶是否參與“糧改飼”試點政策；為待估參數；為擾動項。由于（1）式中，變量是農戶基于預期效益分析的自選擇，因而參與決策可能會受到某些不可觀測因素如管理能力、個體偏好、進取精神的影響，而這些因素又與結果變量（農戶收入）有關，這將導致（1）式中和相關，不能被視為外生變量。在此情況下，不考慮自選擇問題直接估計（1），參數的估計結果將是有偏的。鑒于此，本文借鑒Ma and Abdulai^［22］，Takam-Fongang等^［23］的研究，采用內生轉換回歸模型來分析參與“糧改飼”試點政策對農戶收入的影響。原因在于：一是，內生轉換模型在解決自選擇問題與內生性問題的同時，還考慮了不可觀測因素的影響，減少有效信息遺漏問題，因而比傾向得分匹配法的估計結果更加有效；二是，能同時估計農戶參與“糧改飼”試點政策的決策方程和收入方程，并能得到一致的標準誤差；三是，構建反事實情景估計框架，避免信息遺漏。

通常情況下，內生轉換回歸模型分兩階段估計。第一階段：使用Probit/Logit模型估計農戶參與的決策方程；第二階段：建立農戶收入方程，估計農戶參與“糧改飼”試點政策導致的收入水平變化。決策方程為：

（2）

其中，為二分類變量，表示農戶是否參與“糧改飼”試點政策；為影響農戶參與決策的因素；為工具變量；為隨機誤差項。

參與者的收入方程為：

（3）

未參與者的收入方程為："（4）

（3）式、（4）式中，、分別表示兩個樣本組的農戶收入，、表示影響農戶收入的因素，、為農戶收入的誤差項。ESR模型運用完全信息最大似然法對（2）式、（3）式、（4）式進行聯立估計。

農戶參與“糧改飼”試點政策的收入效應估計。本文基于反事實框架，通過對比真實情景和反事實情景下參與“糧改飼”試點政策農戶和未參與“糧改飼”試點政策農戶收入水平的期望值，估計參與“糧改飼”試點政策對農戶收入影響的平均處理效應。

真實情形：參與“糧改飼”試點政策農戶收入的期望值：

（5）

（6）

同時考慮反事實情形：參與戶未參與“糧改飼”試點政策情形下農戶收入的期望值：

（7）

（8）

則通過（5）式和（7）式之差，得到參與“糧改飼”試點政策農戶收入的平均處理效應：

-=（-）+（-）"（9）

通過（8）式和（6）式之差，得到未參與“糧改飼”試點政策農戶收入的平均處理效應：

-=

（-）+（-）"（10）

2 結果與分析

2.1 農戶參與模型和農戶收入模型聯立估計

如表2所示，兩階段獨立性LR檢驗在1%水平上拒絕了參與模型與收入模型相互獨立的原假設（Plt;0.01）；模型擬合優度wald檢驗在1%的統計水平上顯著（Plt;0.01），且誤差項相關系數ρ_ua、ρ_un在1%統計水平上顯著（Plt;0.01），表明農戶是否參與“糧改飼”試點政策決策是根據成本收益分析的自選擇，并非隨機發生。此外，ρ_ua顯著為正，表明參與戶的收入高于樣本中一般農戶的收入水平；ρ_un顯著為負，表明未參與戶的家庭收入低于樣本中一般農戶的收入水平。

2.1.1 農戶參與“糧改飼”試點政策決策模型估計結果 受訪者個人特征中，年齡（Plt;0.01）、受教育程度（Plt;0.05）對農戶參與“糧改飼”試點政策的決策有顯著的負向影響，即年齡越大、受教育程度越高，參與“糧改飼”試點政策的概率越低。家庭特征中，借款難易度對農戶是否參與“糧改飼”試點政策有顯著的正向影響（Plt;0.05），意味著，農戶借款越容易，其參與“糧改飼”試點政策的可能性越大。農牧業經營特征中，畜牧業經營年限、玉米種植面積在1%的顯著性水平上負向影響農戶“糧改飼”試點政策的參與決策（Plt;0.01）；而自家承包地面積（Plt;0.05）、轉入地面積（Plt;0.01）、家畜養殖規模（Plt;0.01）對農戶參與“糧改飼”試點政策的決策有顯著的正向影響，這說明耕地經營面積越大、家畜養殖數量越多的農戶，其參與“糧改飼”試點政策的可能性越大。此外，小型機械數量（Plt;0.05）、畜牧棚圈數量（Plt;0.01）一定程度上代表了農戶家庭的物質資本，且兩個變量均對農戶參與“糧改飼”試點政策的決策有顯著的正向影響。政策環境特征中，糧改飼技術培訓對農戶參與決策具有顯著的正向影響（Plt;0.01）；政策落實程度在1%的統計水平上顯著正向影響農戶參與“糧改飼”試點政策的決策（Plt;0.01）。

工具變量：首先，第一階段工具變量的估計結果顯著影響內生解釋變量，且F值為23.145，表明工具變量不是弱工具變量。其次，過度識別檢驗的P值為0.718，不顯著，沒有拒絕“所有工具變量均外生”的原假設。因此，本文認工具變量的選擇是合適的。表3中，村莊地形變量在1%的統計水平上顯著（Plt;0.01），且估計系數為負。這表明，地形越平坦，越有利于青貯機械進入，農戶參與“糧改飼”試點政策的概率越高。

2.1.2 農戶收入模型估計結果 受訪者個人特征中，年齡對“糧改飼”參與戶的收入具有顯著負向影響（Plt;0.01），對未參與戶收入的影響未通過顯著性檢驗。這表明，相比于未參與“糧改飼”試點政策的農戶，參與戶的年齡對其收入的影響更大。家庭特征中，勞動力人數對“糧改飼”參與戶（Plt;0.01）和未參與戶（Plt;0.05）的收入均有顯著的正向影響。社會網絡（Plt;0.1）和借款難易度（Plt;0.05）對“糧改飼”參與戶的收入有顯著正向影響，而對未參與戶收入的影響未通過顯著性檢驗。農牧業經營特征中，玉米種植面積在1%的統計水平上對“糧改飼”參與戶的收入產生顯著負向影響（Plt;0.01），對未參與戶收入的影響不顯著。而自家承包地面積（Plt;0.05）、轉入地面積（Plt;0.01）、家畜養殖數量（Plt;0.1）對“糧改飼”參與戶收入的影響有顯著的正向作用，對未參與戶收入的影響不顯著。此外，小型機械數量（Plt;0.05）和畜牧棚圈數量（Plt;0.01）對未參與“糧改飼”試點政策的農戶收入有顯著影響，對參與“糧改飼”試點政策的農戶收入影響不顯著。政策環境特征中，可能存在時間成本的問題，“糧改飼”政策宣傳對未參與戶收入呈顯著負向影響（Plt;0.1）。

2.2 參與“糧改飼”試點政策對農戶收入影響的處理效應

由表3可知，參與“糧改飼”試點政策對農戶收入影響的平均處理效應在1%的統計水平上顯著為正（Plt;0.01），即參與組農戶的平均處理效應（Average treatment effect on the treated，ATT）估計值為0.513，t值為10.26。這表明，在反事實假設框架下，對于實際參與“糧改飼”試點政策的農戶而言，倘若不參與“糧改飼”，其收入將下降0.513，下降比例為17.91%，即由人均2865元下降到2352元。而未參與組農戶的平均處理效應（Average treatment effect on the untreated，ATU）的結果表明，當未參與“糧改飼”試點政策的農戶參與“糧改飼”時，其收入將上升0.561，即由從1225元上升到1785元，上升比例為45.80%。這表明，參與“糧改飼”試點政策可以顯著提升農戶收入。

2.3 穩健性檢驗

本文使用傾向得分匹配法進行穩健性檢驗。由表4檢驗結果可知，參與戶的平均處理效應在0.917～0.963之間，均通過了10%統計水平的顯著性檢驗（Plt;0.1），表明參與“糧改飼”試點政策對農戶收入具有顯著的正向影響，這與基準模型的估計結果一致。

2.4 參與“糧改飼”試點政策對不同收入群體的收入效應分析

本文根據2021年農戶總收入，對樣本農戶進行分位數回歸，估計結果見表5。回歸結果表明，參與“糧改飼”試點政策對農戶收入的影響隨著分位數不斷升高呈現出由負轉正且系數增大的變化趨勢。顯著性水平在15%～25%的分位數水平上為負（Plt;0.01，Plt;0.05），在85%～95%的分位數水平上為正（Plt;0.1）。這表明，參與“糧改飼”試點政策顯著降低了收入低于25分位數農戶群體的收入，提升了收入高于85分位數農戶群體的收入。總體來看，參與“糧改飼”試點政策對高收入農戶的增收效應大于對低收入農戶的增收效應。

2.5 異質性分析

事實上，不同農戶對“糧改飼”試點政策紅利的分享不會是同質、等量的狀態。因此，有必要對農戶參與“糧改飼”試點政策的增收效應做異質性分析。

2.5.1 改種程度 不同改種程度（青貯玉米種植面積占農戶全部耕地面積的比重），農戶所得到的青貯補貼金不同。表6結果表明，無論改種程度如何，參與“糧改飼”試點政策對農戶收入均產生顯著的正向影響（Plt;0.01），且隨著改種程度的不斷擴大呈現倒“U”型特征。改種程度在75到100之間農戶群體的增收效應最大，而改種程度在25以下群體的增收效應最小，為0.346。

2.5.2 養殖規模 一方面，不同養殖規模的農戶，對優質飼草料的需求量不同，導致改種程度不同；另一方面，養殖規模較大的農戶，在“糧改飼”過程中易形成規模效應，節約生產成本。由表7可以看出，參與“糧改飼”試點政策對養殖規模大于30個羊單位的農戶群體收入均有顯著影響（Plt;0.01）。其中，養殖規模介于30和100之間的農戶增收效應最高，為0.660。

3 討論

北方農牧交錯帶處于農耕業與畜牧業交錯地帶。長期以來，該區域種養脫節問題嚴重，農業增產與農民不增收矛盾突出，因而農業結構調整已成為該區域刻不容緩的戰略問題。2020年農業農村部將“糧改飼”重點區域從鐮刀灣地區和黃淮海玉米主產區轉移到北方農牧交錯帶，旨在調整優化該地區種養殖結構，促使農牧民增產增收。研究發現，農戶參與“糧改飼”試點政策能夠顯著提高其收入。據理論分析，這一增收效應是通過影響農戶收入結構而實現，這與崔亞楠等^［24］、謝先雄等^［14］同類研究結果類似。因此，為使農戶持續穩定的實現增產增收，應在以下幾方面做出努力：首先，調研發現，由于補貼標準較低（60元·t^-1），目前轉移性收入對農戶收入的促進作用較小，因而可適當提高青貯補貼標準，增加轉移性收入占比，提高農戶參與“糧改飼”試點政策的積極性；其次，政府應積極創造有利條件鼓勵和引導“收貯企業/養殖大戶+農戶（青貯種植）”訂單模式的發展，加強收貯企業/養殖大戶與農戶緊密的利益聯結機制，促進收貯企業/養殖大戶與農戶的長期合作，確保農戶種植青貯的銷路通暢，保障農戶種植收入。再次，應建立飼料糧調控機制，有效緩解飼料糧價格波動給畜牧業帶來的負面影響；同時，利用期貨市場的遠期價格功能規劃合理飼養量，有效規避價格風險，穩定農戶畜牧業收入；此外，還應謹防非農收入和資產性收入下降對農戶收入造成的不利影響，一方面可為有需求者提供非農就業幫扶；另一方面應培育良好、功能完善的土地流轉市場，建立健全土地流轉服務體系。

研究表明，不管改種程度還是養殖規模，均在形成規模化經營后，農戶參與“糧改飼”試點政策的增收效應更強。可能的解釋是，一方面，對于規模化種植青貯玉米的農戶來說，不僅能夠獲得較多的轉移性收入，而且能夠緩解耕地破碎化對青貯機械作業的不利影響，青貯機械通過規范化操作，減少飼料在加工和儲存過程中的浪費，提高青貯收割效率，進而降低生產成本增加農戶收入，這與楊冠軍^［25］的研究結果相吻合；另一方面，養殖形成中等規模后，可通過規模化和集約化的經營模式，實現養殖設備、飼料購買及配送、銷售渠道等方面的優化，減少產前、產中和產后的交易費用，節省生產成本從而增加農戶收入，這與王慧等^［26］的研究結果類似。鑒于此，一是，應繼續在農牧交錯地區推廣“糧改飼”試點政策，加大對“糧改飼”試點政策的宣傳力度，提高農戶參與率、擴大參與規模；二是，通過鼓引導和鼓勵農戶規模化利用一批鹽堿荒地，通過訂單種植等方式，推動青貯生產向規模化、集約化發展，形成規模效益；三是，政府通過貼息貸款、物化補助、防疫、政府購買社會化服務等政策，引導小規模養殖戶向養殖大戶、養殖合作社、家庭農場等適度規模的新型畜牧業經營主體轉變。

4 結論

本文基于農牧交錯帶1464個農戶的調研數據，運用內生轉換回歸模型（ESR），實證檢驗了參與“糧改飼”政策政策對農戶收入的影響，并剖析了這一影響效應的異質性。結果表明，參與“糧改飼”政策政策有助于提高農戶收入，且對高收入群體的增收效應更強；同時，參與“糧改飼”政策政策對規模化種植青貯玉米（改種程度在75%～100%之間）、養殖家畜（養殖數量在30～100之間）的農戶家庭增收效果更為明顯。此外，年齡、勞動力人數、社會網絡、借款難易度、自家承包地面積、轉入地面積、玉米種植面積、家畜養殖數量是影響參與戶收入提升的主要因素。其中，勞動力人數、社會網絡、借款難易度、自家承包地面積、轉入地面積、家畜養殖數量對參與戶收入的影響為正，這意味著，隨著家庭勞動力人數、社會資本、耕地面積和養殖數量的增加，參與“糧改飼”試點政策對農戶收入的提升作用更強。

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（責任編輯""付宸）

引用格式：張文娥， 謝先雄， 趙銀波，"等.“糧改飼”試點政策的農戶增收效應研究[J].草地學報，2025，33（3）：919-928

Citation：ZHANG Wen-e， XIE Xian-xiong， ZHAO Yin-bo， et al.Research on the Income Increasing Effect of Farmers in the “Replace Grain Crop with Feed Crop”"Pilot Policy[J].Acta Agrestia Sinica，2025，33（3）：919-928

基金項目：國家燕麥蕎麥產業技術體系（CARS-07-F-1）資助

作者簡介：張文娥（1993-），女，漢族，甘肅定西人，博士，主要從事農業經濟管理研究，E-mail：Zhangwe19@nwafu.edu.cn；"*通信作者Author for correspondence，E-mail："minjuan.zhao@nwsuaf.edu.cn