“糧改飼”試點(diǎn)政策的農(nóng)戶增收效應(yīng)研究

摘要：“糧改飼”試點(diǎn)政策是優(yōu)化農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)、助推草食畜牧業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的重要途徑，也是保障農(nóng)戶收入的重要手段。本研究基于農(nóng)牧交錯(cuò)帶陜西、甘肅兩省1464個(gè)農(nóng)戶調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型（Endogenous switching regression model，ESR），實(shí)證檢驗(yàn)了“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響及其異質(zhì)性。研究發(fā)現(xiàn)：在反事實(shí)假設(shè)情境下，如果參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的農(nóng)戶未參與該試點(diǎn)政策，其收入將下降17.91%；這一增收效應(yīng)在不同收入水平的農(nóng)戶之間存在差異，具體體現(xiàn)在“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)高收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)更為明顯。進(jìn)一步地，異質(zhì)性分析證實(shí)，農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的增收效應(yīng)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(yǎng)殖規(guī)模間均存在顯著差異（Plt;0.01），表現(xiàn)為改種程度在75～100之間、養(yǎng)殖規(guī)模在30～100個(gè)羊單位之間的農(nóng)戶群體增收效應(yīng)最大，分別為0.946和0.660。

關(guān)鍵詞：“糧改飼”試點(diǎn)政策；農(nóng)戶增收效應(yīng)；內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型

中圖分類號(hào)：F327 """""""文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A """""""文章編號(hào)：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(hào)文件首次提出開(kāi)展“糧改飼”試點(diǎn)工作。所謂“糧改飼”試點(diǎn)政策，就是以經(jīng)濟(jì)補(bǔ)償方式激勵(lì)農(nóng)戶開(kāi)展青貯玉米等優(yōu)質(zhì)飼草料種植，引導(dǎo)試點(diǎn)區(qū)畜牧養(yǎng)殖從籽粒玉米飼喂向青貯玉米飼喂的適度轉(zhuǎn)變。該政策的宏觀目標(biāo)在于通過(guò)種養(yǎng)結(jié)合的方式推動(dòng)試點(diǎn)區(qū)域農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整^［1］，微觀層面則以促進(jìn)農(nóng)戶增收為主要目標(biāo)。農(nóng)戶作為落實(shí)“糧改飼”試點(diǎn)政策的關(guān)鍵利益方，穩(wěn)定并提升其收入是該項(xiàng)政策得以持續(xù)推進(jìn)的重要前提^［2］。理論上，若農(nóng)戶因參與“糧改飼”試點(diǎn)政策而降低家庭收入，短期來(lái)看將會(huì)挫敗農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的積極性；長(zhǎng)期來(lái)看將會(huì)加劇農(nóng)戶對(duì)該試點(diǎn)政策的負(fù)面預(yù)期，這都會(huì)嚴(yán)重制約該試點(diǎn)政策的有效性和持續(xù)性。

“糧改飼”試點(diǎn)政策已實(shí)施8年，在農(nóng)戶層面是否實(shí)現(xiàn)了穩(wěn)收增收的目標(biāo)并不明朗。實(shí)踐中，部分農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的積極不高，中途退出現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生。農(nóng)戶作為理性經(jīng)濟(jì)人，增收是其行為決策的主要依據(jù)?；谶@一現(xiàn)實(shí)背景，亟需探明參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響，這不僅有助于研判“糧改飼”試點(diǎn)政策的實(shí)施效果，也對(duì)完善政策實(shí)施方案以激勵(lì)農(nóng)戶持續(xù)參與具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

梳理國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，目前研究主要圍繞各地區(qū)“糧改飼”試點(diǎn)政策的實(shí)施現(xiàn)狀、問(wèn)題與成效^［3-4］、“糧改飼”試點(diǎn)政策的技術(shù)保障措施^［5-6］、“糧改飼”政策的實(shí)施效果^［7-9］等問(wèn)題開(kāi)展。以農(nóng)戶收入視角開(kāi)展“糧改飼”試點(diǎn)政策效果評(píng)價(jià)的文獻(xiàn)鮮見(jiàn)?；诖?，本文利用農(nóng)牧交錯(cuò)帶的實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)，采用ESR模型，實(shí)證檢驗(yàn)參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響及其在不同群組之間的異質(zhì)性。

1 理論分析與研究方法

1.1 理論分析

理論上，農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策可通過(guò)直接和間接兩種作用機(jī)制影響農(nóng)戶收入。

1.1.1 直接作用機(jī)制 參與“糧改飼”試點(diǎn)政策主要通過(guò)影響轉(zhuǎn)移性收入和種植業(yè)收入進(jìn)而影響農(nóng)戶收入。一方面，農(nóng)戶作為“糧改飼”試點(diǎn)政策參與主體，為彌補(bǔ)部分生產(chǎn)成本和激勵(lì)農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的積極性，國(guó)家通過(guò)財(cái)政手段給予項(xiàng)目實(shí)施主體必要的資金補(bǔ)貼（主要為青貯玉米種植補(bǔ)貼，不超過(guò)60元·t^-1。補(bǔ)貼資金打入農(nóng)戶的“一卡通”賬戶，直接增加了農(nóng)戶當(dāng)年的轉(zhuǎn)移性收入。另一方面，“糧改飼”試點(diǎn)政策的實(shí)施方式為調(diào)減籽粒玉米種植面積，增加青貯玉米的種植面積。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，中等農(nóng)田種植籽粒玉米產(chǎn)量基本在6000～11 250 kg·hm^-2，而種植青貯玉米產(chǎn)量可達(dá)60 000～120 000 kg·hm^-2。按當(dāng)年籽粒玉米（2.2 元·kg^-1）和青貯玉米（0.32元·kg^-1）的市場(chǎng)價(jià)格計(jì)算，中等農(nóng)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(nóng)戶通過(guò)參與“糧改飼”試點(diǎn)政策，可直接提升當(dāng)年的種植業(yè)收入。

1.1.2 間接作用機(jī)制 參與“糧改飼”試點(diǎn)政策主要通過(guò)影響農(nóng)戶家庭的土地、資本、勞動(dòng)力等可變生產(chǎn)要素間接影響農(nóng)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(shí)追肥、打藥、脫粒、晾曬等環(huán)節(jié)；同時(shí)，還提高了農(nóng)業(yè)機(jī)械化程度，實(shí)現(xiàn)對(duì)勞動(dòng)力的部分替代^［10］，減輕了勞動(dòng)力在種植業(yè)生產(chǎn)中的投入時(shí)間和投入強(qiáng)度^［11］。這些勞動(dòng)力、資本等可變要素在家庭內(nèi)部經(jīng)過(guò)再調(diào)整被分配至其他生產(chǎn)部門，以實(shí)現(xiàn)家庭收益最大化：一是，在以農(nóng)牧業(yè)收入為主要生計(jì)方式的農(nóng)牧交錯(cuò)帶，這部分因種植青貯玉米被擠出的勞動(dòng)力和資本要素更多被配置于畜牧業(yè)生產(chǎn)，增加畜牧業(yè)投資，如購(gòu)買家畜、修建飼草料貯存基地和家畜保暖棚圈等；同時(shí)，農(nóng)戶通過(guò)種植青貯玉米轉(zhuǎn)變了家畜飼喂模式，提高了家畜生產(chǎn)性能^［12-13］，進(jìn)而增加畜牧業(yè)收入。二是，由于畜牧業(yè)吸收了大部分勞動(dòng)力，因此降低了勞動(dòng)力在非農(nóng)部門的分配比重，家庭非農(nóng)就業(yè)人數(shù)減少，使得非農(nóng)收入下降。三是，在政府推動(dòng)青貯玉米規(guī)?；N植的背景下，農(nóng)戶更傾向轉(zhuǎn)入耕地或者減少耕地轉(zhuǎn)出以達(dá)到青貯玉米種植效益的最大化，進(jìn)而減少了農(nóng)戶的財(cái)產(chǎn)性收入。由此可見(jiàn)，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入影響的間接作用機(jī)制主要表現(xiàn)為增加畜牧業(yè)收入、減少非農(nóng)收入和財(cái)產(chǎn)性收入三條路徑。

綜上所述，在理論層面，農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策至少能夠從以上直接和間接兩條作用機(jī)制對(duì)農(nóng)戶收入產(chǎn)生影響，但最終影響效應(yīng)如何，尚需運(yùn)用經(jīng)驗(yàn)事實(shí)予以檢驗(yàn)。

1.2 研究方法

1.2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源 本文數(shù)據(jù)來(lái)源于課題組2022年8月對(duì)北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶陜西、甘肅兩省開(kāi)展的“糧改飼”實(shí)地調(diào)查。因?yàn)檫@一地區(qū)種養(yǎng)脫節(jié)問(wèn)題突出，農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整已刻不容緩。調(diào)查采用分層和隨機(jī)抽樣相結(jié)合的方法。首先，在綜合考慮試點(diǎn)區(qū)域種養(yǎng)規(guī)模、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等因素的基礎(chǔ)上，分別從陜西、甘肅兩省選取榆林市和慶陽(yáng)市作為樣本市，并根據(jù)兩市“糧改飼”試點(diǎn)情況，分別從每個(gè)市選取2～3個(gè)試點(diǎn)縣作為樣本縣區(qū)；其次，在每個(gè)樣本縣區(qū)選取4～5個(gè)樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)，在樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)內(nèi)選取3～4個(gè)樣本行政村；最后，在每個(gè)樣本村中隨機(jī)選擇14～17個(gè)玉米種植戶進(jìn)行一對(duì)一隨機(jī)訪談，訪談內(nèi)容包括農(nóng)戶及家庭基本特征、農(nóng)牧業(yè)投入產(chǎn)出情況、農(nóng)戶對(duì)“糧改飼”試點(diǎn)政策認(rèn)知等。此次調(diào)查共涉及2省2市5縣24個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)96個(gè)行政村，剔除關(guān)鍵信息不匹配、變量缺失嚴(yán)重等問(wèn)卷后，得到有效農(nóng)戶問(wèn)卷1464份，問(wèn)卷有效率為91.5%。

1.2.2 變量設(shè)置 因變量借鑒已有文獻(xiàn)^［14-15］，本文的因變量為農(nóng)戶總收入，包括種植業(yè)收入、畜牧業(yè)收入、非農(nóng)收入、轉(zhuǎn)移性收入和財(cái)產(chǎn)性收入。

自變量 是否參與“糧改飼”試點(diǎn)政策"根據(jù)問(wèn)卷中“2021年是否種植青貯玉米并獲得補(bǔ)貼”進(jìn)行判斷，若農(nóng)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(guān)文獻(xiàn)，本文控制受訪者個(gè)人特征（年齡、受教育程度、風(fēng)險(xiǎn)偏好）、家庭特征（勞動(dòng)力人數(shù)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、借款難易度）、農(nóng)牧業(yè)經(jīng)營(yíng)特征（畜牧業(yè)經(jīng)營(yíng)年限、承包地面積、轉(zhuǎn)入地面積、玉米種植面積、家畜養(yǎng)殖規(guī)模、小型機(jī)械數(shù)量、畜牧棚圈數(shù)量、家畜銷售難易度）、政策環(huán)境特征（糧改飼政策宣傳、糧改飼技術(shù)培訓(xùn)、政策落實(shí)條件、政策落實(shí)程度）等影響農(nóng)戶收入的變量，以厘清農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)其收入的凈影響。

工具變量 為了保證模型的可識(shí)別性，本文借鑒Yang等^［21］做法，選擇“村莊地形”作為工具變量?；谝韵驴紤]，青貯玉米需要專業(yè)的青貯機(jī)械進(jìn)行收割與貯存，而村莊內(nèi)地表起伏在一定程度上增加了青貯機(jī)械作業(yè)的難度。一般來(lái)說(shuō)，山區(qū)地塊面積較小、形狀不規(guī)則且坡度較大，青貯機(jī)械田間可達(dá)性低，降低農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的可能性。但地形又是一個(gè)村莊內(nèi)天然存在的重要自然條件，是在“糧改飼”試點(diǎn)政策實(shí)施之前就客觀存在的，并不會(huì)對(duì)農(nóng)戶收入產(chǎn)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(diào)查數(shù)據(jù)未滿足正態(tài)分布，因而表1匯報(bào)了農(nóng)戶參與和未參與“糧改飼”試點(diǎn)政策兩組樣本間的非參數(shù)Mann-Whitney U檢驗(yàn)結(jié)果。如表1所示，未控制農(nóng)其他經(jīng)濟(jì)特征的情況下，是否參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正（Plt;0.01）。此外，統(tǒng)計(jì)結(jié)果還顯示，“糧改飼”試點(diǎn)政策參與農(nóng)戶表現(xiàn)為年齡較小、家庭借款較容易、畜牧業(yè)經(jīng)營(yíng)年限短、耕地面積和家畜養(yǎng)殖規(guī)模大、“糧改飼”試點(diǎn)政策實(shí)施環(huán)境好等特征。本文同時(shí)采用參數(shù)t檢驗(yàn)對(duì)兩組樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果與非參數(shù)Mann-Whitney U檢驗(yàn)相近。

1.2.3 模型構(gòu)建 本文重點(diǎn)關(guān)注參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響，故構(gòu)建如下基本方程：

（1）

其中，表示第i個(gè)農(nóng)戶的收入；為控制變量；為農(nóng)戶是否參與“糧改飼”試點(diǎn)政策；為待估參數(shù)；為擾動(dòng)項(xiàng)。由于（1）式中，變量是農(nóng)戶基于預(yù)期效益分析的自選擇，因而參與決策可能會(huì)受到某些不可觀測(cè)因素如管理能力、個(gè)體偏好、進(jìn)取精神的影響，而這些因素又與結(jié)果變量（農(nóng)戶收入）有關(guān)，這將導(dǎo)致（1）式中和相關(guān)，不能被視為外生變量。在此情況下，不考慮自選擇問(wèn)題直接估計(jì)（1），參數(shù)的估計(jì)結(jié)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(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型來(lái)分析參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響。原因在于：一是，內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型在解決自選擇問(wèn)題與內(nèi)生性問(wèn)題的同時(shí)，還考慮了不可觀測(cè)因素的影響，減少有效信息遺漏問(wèn)題，因而比傾向得分匹配法的估計(jì)結(jié)果更加有效；二是，能同時(shí)估計(jì)農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的決策方程和收入方程，并能得到一致的標(biāo)準(zhǔn)誤差；三是，構(gòu)建反事實(shí)情景估計(jì)框架，避免信息遺漏。

通常情況下，內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型分兩階段估計(jì)。第一階段：使用Probit/Logit模型估計(jì)農(nóng)戶參與的決策方程；第二階段：建立農(nóng)戶收入方程，估計(jì)農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策導(dǎo)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(nóng)戶是否參與“糧改飼”試點(diǎn)政策；為影響農(nóng)戶參與決策的因素；為工具變量；為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

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(gè)樣本組的農(nóng)戶收入，、表示影響農(nóng)戶收入的因素，、為農(nóng)戶收入的誤差項(xiàng)。ESR模型運(yùn)用完全信息最大似然法對(duì)（2）式、（3）式、（4）式進(jìn)行聯(lián)立估計(jì)。

農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的收入效應(yīng)估計(jì)。本文基于反事實(shí)框架，通過(guò)對(duì)比真實(shí)情景和反事實(shí)情景下參與“糧改飼”試點(diǎn)政策農(nóng)戶和未參與“糧改飼”試點(diǎn)政策農(nóng)戶收入水平的期望值，估計(jì)參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入影響的平均處理效應(yīng)。

真實(shí)情形：參與“糧改飼”試點(diǎn)政策農(nóng)戶收入的期望值：

（5）

（6）

同時(shí)考慮反事實(shí)情形：參與戶未參與“糧改飼”試點(diǎn)政策情形下農(nóng)戶收入的期望值：

（7）

（8）

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

-=（-）+（-）"（9）

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

-=

（-）+（-）"（10）

2 結(jié)果與分析

2.1 農(nóng)戶參與模型和農(nóng)戶收入模型聯(lián)立估計(jì)

如表2所示，兩階段獨(dú)立性LR檢驗(yàn)在1%水平上拒絕了參與模型與收入模型相互獨(dú)立的原假設(shè)（Plt;0.01）；模型擬合優(yōu)度wald檢驗(yàn)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著（Plt;0.01），且誤差項(xiàng)相關(guān)系數(shù)ρ_ua、ρ_un在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著（Plt;0.01），表明農(nóng)戶是否參與“糧改飼”試點(diǎn)政策決策是根據(jù)成本收益分析的自選擇，并非隨機(jī)發(fā)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(nóng)戶的收入水平；ρ_un顯著為負(fù)，表明未參與戶的家庭收入低于樣本中一般農(nóng)戶的收入水平。

2.1.1 農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策決策模型估計(jì)結(jié)果 受訪者個(gè)人特征中，年齡（Plt;0.01）、受教育程度（Plt;0.05）對(duì)農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的決策有顯著的負(fù)向影響，即年齡越大、受教育程度越高，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的概率越低。家庭特征中，借款難易度對(duì)農(nóng)戶是否參與“糧改飼”試點(diǎn)政策有顯著的正向影響（Plt;0.05），意味著，農(nóng)戶借款越容易，其參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的可能性越大。農(nóng)牧業(yè)經(jīng)營(yíng)特征中，畜牧業(yè)經(jīng)營(yíng)年限、玉米種植面積在1%的顯著性水平上負(fù)向影響農(nóng)戶“糧改飼”試點(diǎn)政策的參與決策（Plt;0.01）；而自家承包地面積（Plt;0.05）、轉(zhuǎn)入地面積（Plt;0.01）、家畜養(yǎng)殖規(guī)模（Plt;0.01）對(duì)農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的決策有顯著的正向影響，這說(shuō)明耕地經(jīng)營(yíng)面積越大、家畜養(yǎng)殖數(shù)量越多的農(nóng)戶，其參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的可能性越大。此外，小型機(jī)械數(shù)量（Plt;0.05）、畜牧棚圈數(shù)量（Plt;0.01）一定程度上代表了農(nóng)戶家庭的物質(zhì)資本，且兩個(gè)變量均對(duì)農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的決策有顯著的正向影響。政策環(huán)境特征中，糧改飼技術(shù)培訓(xùn)對(duì)農(nóng)戶參與決策具有顯著的正向影響（Plt;0.01）；政策落實(shí)程度在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著正向影響農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)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(jì)結(jié)果顯著影響內(nèi)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(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的P值為0.718，不顯著，沒(méi)有拒絕“所有工具變量均外生”的原假設(shè)。因此，本文認(rèn)工具變量的選擇是合適的。表3中，村莊地形變量在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著（Plt;0.01），且估計(jì)系數(shù)為負(fù)。這表明，地形越平坦，越有利于青貯機(jī)械進(jìn)入，農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的概率越高。

2.1.2 農(nóng)戶收入模型估計(jì)結(jié)果 受訪者個(gè)人特征中，年齡對(duì)“糧改飼”參與戶的收入具有顯著負(fù)向影響（Plt;0.01），對(duì)未參與戶收入的影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明，相比于未參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的農(nóng)戶，參與戶的年齡對(duì)其收入的影響更大。家庭特征中，勞動(dòng)力人數(shù)對(duì)“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(huì)網(wǎng)絡(luò)（Plt;0.1）和借款難易度（Plt;0.05）對(duì)“糧改飼”參與戶的收入有顯著正向影響，而對(duì)未參與戶收入的影響未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。農(nóng)牧業(yè)經(jīng)營(yíng)特征中，玉米種植面積在1%的統(tǒng)計(jì)水平上對(duì)“糧改飼”參與戶的收入產(chǎn)生顯著負(fù)向影響（Plt;0.01），對(duì)未參與戶收入的影響不顯著。而自家承包地面積（Plt;0.05）、轉(zhuǎn)入地面積（Plt;0.01）、家畜養(yǎng)殖數(shù)量（Plt;0.1）對(duì)“糧改飼”參與戶收入的影響有顯著的正向作用，對(duì)未參與戶收入的影響不顯著。此外，小型機(jī)械數(shù)量（Plt;0.05）和畜牧棚圈數(shù)量（Plt;0.01）對(duì)未參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的農(nóng)戶收入有顯著影響，對(duì)參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的農(nóng)戶收入影響不顯著。政策環(huán)境特征中，可能存在時(shí)間成本的問(wèn)題，“糧改飼”政策宣傳對(duì)未參與戶收入呈顯著負(fù)向影響（Plt;0.1）。

2.2 參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入影響的處理效應(yīng)

由表3可知，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入影響的平均處理效應(yīng)在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正（Plt;0.01），即參與組農(nóng)戶的平均處理效應(yīng)（Average treatment effect on the treated，ATT）估計(jì)值為0.513，t值為10.26。這表明，在反事實(shí)假設(shè)框架下，對(duì)于實(shí)際參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的農(nóng)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(nóng)戶的平均處理效應(yīng)（Average treatment effect on the untreated，ATU）的結(jié)果表明，當(dāng)未參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的農(nóng)戶參與“糧改飼”時(shí)，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(diǎn)政策可以顯著提升農(nóng)戶收入。

2.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文使用傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由表4檢驗(yàn)結(jié)果可知，參與戶的平均處理效應(yīng)在0.917～0.963之間，均通過(guò)了10%統(tǒng)計(jì)水平的顯著性檢驗(yàn)（Plt;0.1），表明參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入具有顯著的正向影響，這與基準(zhǔn)模型的估計(jì)結(jié)果一致。

2.4 參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)不同收入群體的收入效應(yīng)分析

本文根據(jù)2021年農(nóng)戶總收入，對(duì)樣本農(nóng)戶進(jìn)行分位數(shù)回歸，估計(jì)結(jié)果見(jiàn)表5?；貧w結(jié)果表明，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響隨著分位數(shù)不斷升高呈現(xiàn)出由負(fù)轉(zhuǎn)正且系數(shù)增大的變化趨勢(shì)。顯著性水平在15%～25%的分位數(shù)水平上為負(fù)（Plt;0.01，Plt;0.05），在85%～95%的分位數(shù)水平上為正（Plt;0.1）。這表明，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策顯著降低了收入低于25分位數(shù)農(nóng)戶群體的收入，提升了收入高于85分位數(shù)農(nóng)戶群體的收入。總體來(lái)看，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)高收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)大于對(duì)低收入農(nóng)戶的增收效應(yīng)。

2.5 異質(zhì)性分析

事實(shí)上，不同農(nóng)戶對(duì)“糧改飼”試點(diǎn)政策紅利的分享不會(huì)是同質(zhì)、等量的狀態(tài)。因此，有必要對(duì)農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的增收效應(yīng)做異質(zhì)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(nóng)戶全部耕地面積的比重），農(nóng)戶所得到的青貯補(bǔ)貼金不同。表6結(jié)果表明，無(wú)論改種程度如何，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入均產(chǎn)生顯著的正向影響（Plt;0.01），且隨著改種程度的不斷擴(kuò)大呈現(xiàn)倒“U”型特征。改種程度在75到100之間農(nóng)戶群體的增收效應(yīng)最大，而改種程度在25以下群體的增收效應(yīng)最小，為0.346。

2.5.2 養(yǎng)殖規(guī)模 一方面，不同養(yǎng)殖規(guī)模的農(nóng)戶，對(duì)優(yōu)質(zhì)飼草料的需求量不同，導(dǎo)致改種程度不同；另一方面，養(yǎng)殖規(guī)模較大的農(nóng)戶，在“糧改飼”過(guò)程中易形成規(guī)模效應(yīng)，節(jié)約生產(chǎn)成本。由表7可以看出，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)養(yǎng)殖規(guī)模大于30個(gè)羊單位的農(nóng)戶群體收入均有顯著影響（Plt;0.01）。其中，養(yǎng)殖規(guī)模介于30和100之間的農(nóng)戶增收效應(yīng)最高，為0.660。

3 討論

北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶處于農(nóng)耕業(yè)與畜牧業(yè)交錯(cuò)地帶。長(zhǎng)期以來(lái)，該區(qū)域種養(yǎng)脫節(jié)問(wèn)題嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)增產(chǎn)與農(nóng)民不增收矛盾突出，因而農(nóng)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整已成為該區(qū)域刻不容緩的戰(zhàn)略問(wèn)題。2020年農(nóng)業(yè)農(nóng)村部將“糧改飼”重點(diǎn)區(qū)域從鐮刀灣地區(qū)和黃淮海玉米主產(chǎn)區(qū)轉(zhuǎn)移到北方農(nóng)牧交錯(cuò)帶，旨在調(diào)整優(yōu)化該地區(qū)種養(yǎng)殖結(jié)構(gòu)，促使農(nóng)牧民增產(chǎn)增收。研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策能夠顯著提高其收入。據(jù)理論分析，這一增收效應(yīng)是通過(guò)影響農(nóng)戶收入結(jié)構(gòu)而實(shí)現(xiàn)，這與崔亞楠等^［24］、謝先雄等^［14］同類研究結(jié)果類似。因此，為使農(nóng)戶持續(xù)穩(wěn)定的實(shí)現(xiàn)增產(chǎn)增收，應(yīng)在以下幾方面做出努力：首先，調(diào)研發(fā)現(xiàn)，由于補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)較低（60元·t^-1），目前轉(zhuǎn)移性收入對(duì)農(nóng)戶收入的促進(jìn)作用較小，因而可適當(dāng)提高青貯補(bǔ)貼標(biāo)準(zhǔn)，增加轉(zhuǎn)移性收入占比，提高農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的積極性；其次，政府應(yīng)積極創(chuàng)造有利條件鼓勵(lì)和引導(dǎo)“收貯企業(yè)/養(yǎng)殖大戶+農(nóng)戶（青貯種植）”訂單模式的發(fā)展，加強(qiáng)收貯企業(yè)/養(yǎng)殖大戶與農(nóng)戶緊密的利益聯(lián)結(jié)機(jī)制，促進(jìn)收貯企業(yè)/養(yǎng)殖大戶與農(nóng)戶的長(zhǎng)期合作，確保農(nóng)戶種植青貯的銷路通暢，保障農(nóng)戶種植收入。再次，應(yīng)建立飼料糧調(diào)控機(jī)制，有效緩解飼料糧價(jià)格波動(dòng)給畜牧業(yè)帶來(lái)的負(fù)面影響；同時(shí)，利用期貨市場(chǎng)的遠(yuǎn)期價(jià)格功能規(guī)劃合理飼養(yǎng)量，有效規(guī)避價(jià)格風(fēng)險(xiǎn)，穩(wěn)定農(nóng)戶畜牧業(yè)收入；此外，還應(yīng)謹(jǐn)防非農(nóng)收入和資產(chǎn)性收入下降對(duì)農(nóng)戶收入造成的不利影響，一方面可為有需求者提供非農(nóng)就業(yè)幫扶；另一方面應(yīng)培育良好、功能完善的土地流轉(zhuǎn)市場(chǎng)，建立健全土地流轉(zhuǎn)服務(wù)體系。

研究表明，不管改種程度還是養(yǎng)殖規(guī)模，均在形成規(guī)?；?jīng)營(yíng)后，農(nóng)戶參與“糧改飼”試點(diǎn)政策的增收效應(yīng)更強(qiáng)?？赡艿慕忉屖牵环矫?，對(duì)于規(guī)模化種植青貯玉米的農(nóng)戶來(lái)說(shuō)，不僅能夠獲得較多的轉(zhuǎn)移性收入，而且能夠緩解耕地破碎化對(duì)青貯機(jī)械作業(yè)的不利影響，青貯機(jī)械通過(guò)規(guī)范化操作，減少飼料在加工和儲(chǔ)存過(guò)程中的浪費(fèi)，提高青貯收割效率，進(jìn)而降低生產(chǎn)成本增加農(nóng)戶收入，這與楊冠軍^［25］的研究結(jié)果相吻合；另一方面，養(yǎng)殖形成中等規(guī)模后，可通過(guò)規(guī)?；图s化的經(jīng)營(yíng)模式，實(shí)現(xiàn)養(yǎng)殖設(shè)備、飼料購(gòu)買及配送、銷售渠道等方面的優(yōu)化，減少產(chǎn)前、產(chǎn)中和產(chǎn)后的交易費(fèi)用，節(jié)省生產(chǎn)成本從而增加農(nóng)戶收入，這與王慧等^［26］的研究結(jié)果類似。鑒于此，一是，應(yīng)繼續(xù)在農(nóng)牧交錯(cuò)地區(qū)推廣“糧改飼”試點(diǎn)政策，加大對(duì)“糧改飼”試點(diǎn)政策的宣傳力度，提高農(nóng)戶參與率、擴(kuò)大參與規(guī)模；二是，通過(guò)鼓引導(dǎo)和鼓勵(lì)農(nóng)戶規(guī)?；靡慌}堿荒地，通過(guò)訂單種植等方式，推動(dòng)青貯生產(chǎn)向規(guī)?；?、集約化發(fā)展，形成規(guī)模效益；三是，政府通過(guò)貼息貸款、物化補(bǔ)助、防疫、政府購(gòu)買社會(huì)化服務(wù)等政策，引導(dǎo)小規(guī)模養(yǎng)殖戶向養(yǎng)殖大戶、養(yǎng)殖合作社、家庭農(nóng)場(chǎng)等適度規(guī)模的新型畜牧業(yè)經(jīng)營(yíng)主體轉(zhuǎn)變。

4 結(jié)論

本文基于農(nóng)牧交錯(cuò)帶1464個(gè)農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用內(nèi)生轉(zhuǎn)換回歸模型（ESR），實(shí)證檢驗(yàn)了參與“糧改飼”政策政策對(duì)農(nóng)戶收入的影響，并剖析了這一影響效應(yīng)的異質(zhì)性。結(jié)果表明，參與“糧改飼”政策政策有助于提高農(nóng)戶收入，且對(duì)高收入群體的增收效應(yīng)更強(qiáng)；同時(shí)，參與“糧改飼”政策政策對(duì)規(guī)?；N植青貯玉米（改種程度在75%～100%之間）、養(yǎng)殖家畜（養(yǎng)殖數(shù)量在30～100之間）的農(nóng)戶家庭增收效果更為明顯。此外，年齡、勞動(dòng)力人數(shù)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、借款難易度、自家承包地面積、轉(zhuǎn)入地面積、玉米種植面積、家畜養(yǎng)殖數(shù)量是影響參與戶收入提升的主要因素。其中，勞動(dòng)力人數(shù)、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、借款難易度、自家承包地面積、轉(zhuǎn)入地面積、家畜養(yǎng)殖數(shù)量對(duì)參與戶收入的影響為正，這意味著，隨著家庭勞動(dòng)力人數(shù)、社會(huì)資本、耕地面積和養(yǎng)殖數(shù)量的增加，參與“糧改飼”試點(diǎn)政策對(duì)農(nóng)戶收入的提升作用更強(qiáng)。

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（責(zé)任編輯""付宸）

引用格式：張文娥， 謝先雄， 趙銀波，"等.“糧改飼”試點(diǎn)政策的農(nóng)戶增收效應(yīng)研究[J].草地學(xué)報(bào)，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(xiàng)目：國(guó)家燕麥?zhǔn)w麥產(chǎn)業(yè)技術(shù)體系（CARS-07-F-1）資助

作者簡(jiǎn)介：張文娥（1993-），女，漢族，甘肅定西人，博士，主要從事農(nóng)業(yè)經(jīng)濟(jì)管理研究，E-mail：Zhangwe19@nwafu.edu.cn；"*通信作者Author for correspondence，E-mail："minjuan.zhao@nwsuaf.edu.cn