——以肉雞養殖戶為例
摘要：文章運用2016年江蘇省11個縣（市、區）的規模化肉雞養殖戶的實地調查數據，基于普通最小二乘回歸和Heckman選擇模型，從整體上測度了契約農業對農戶收入的影響；并引入分位數回歸模型，深入分析契約農業對不同收入層次農戶的收入效應。研究結果顯示，契約農業在整體上能夠提高農戶的人均養殖凈收入，但對不同收入層次農戶的影響存在較大差異性，即契約農業僅對低收入層次農戶的收入產生顯著的提升作用，而對其他收入層次農戶的增收作用并不顯著；此外，區域分樣本研究結果表明，契約農業對欠發達地區農戶的增收效應更為明顯。因此，加大對中低收入層次農戶以及欠發達地區農戶參與契約農業的政策支持力度，積極推進契約農業組織模式創新，并鼓勵部分高收入層次農戶自主經營，是有效推進我國農業產業化發展，實現農戶增收的關鍵所在。
關鍵詞：契約農業；農戶收入；分位數回歸；Heckman選擇模型
一、引言和文獻綜述
契約農業（contract farming），又稱“訂單農業”“合同農業”，被視為農業領域縱向協作模式的主要形式，在促進小農戶與大市場的銜接、降低農戶市場風險、增加農戶收入、保障農產品質量安全等方面發揮著積極作用。近年來，隨著中國農業產業化進程的推進和對食品安全問題的關注，以“龍頭企業+農戶”為代表的契約農業模式在中國得到了快速發展。然而，學者們對中國契約農業的現實考察發現，在契約實踐過程中不斷涌現出農戶增收乏力、契約違約率居高不下等一系列困擾中國農業產業化發展的突出問題。這凸顯了當前“龍頭企業＋農戶”契約模式的推廣對正處于深度轉型期的中國而言，更具復雜性和艱巨性，并再次引發人們的思考：中國農戶參與契約農業的收入效應到底如何，契約農業能否有效實現農戶增收的目標？這是中國農業產業化政策需回答的現實問題。
20世紀70年代以來，契約農業對發展中國家農戶的影響就成為學界的一個熱點研究問題，并引起了廣泛的爭議及理論探討。契約農業的支持者認為，參與契約農業能夠降低農戶的市場風險和交易成本，使小農戶獲得生產資料、資金、市場信息和生產技術等支持，起到促進農戶增收、減少絕對貧困的作用。例如，Tripathi等、Miyata等學者的研究指出，發展中國家農戶與大公司簽約后可以采用先進的設備和技術進行生產，獲得規模經濟，并得到更高的報酬，提高其福利水平；Brithal等對印度奶農的研究發現，契約農業大幅降低農戶的市場銷售成本及生產成本，顯著提高了農戶的凈利潤；Simmons等研究印度尼西亞的家禽養殖戶和水稻種植戶，結果顯示參與契約農業能夠顯著提升農戶的資本回報率；Mishra等對尼泊爾高產品種水稻種植戶的研究發現，契約農業能夠顯著提高農戶家庭的收入、利潤和產量，且小規模農戶參與契約農業能夠獲得更高的收益；張昆等發現，龍頭企業和農戶之間建立緊密的契約關系不僅能夠直接提高農戶的收入水平，而且還能通過向農戶提供優質生產要素、先進生產技術、信貸支持等服務，間接提高農戶的收入。
與上述觀點相反，一些學者因擔心契約農業對小規模農戶具有“擠出”效應，使農戶缺失自主權和商業決策權，容易被龍頭企業利用等，而對契約農業的農戶增收效應持否定的態度。比如，Singh、Maertens等學者指出，小農戶獲得契約的機會較少，農業龍頭企業傾向于與較大規模的農戶簽訂契約，這將導致農村貧富差距擴大；Cahyadi和Waibel研究了印度尼西亞小規模棕櫚油種植戶及其陷入貧困的風險，發現盡管契約農業能夠降低油棕價格沖擊的負面影響，但參與契約的農戶仍易陷入貧困；Mwambi等對肯尼亞坎德拉地區的鱷梨種植戶的案例研究表明，農戶參與契約農業并不能有效提高其家庭收入、農業收入以及鱷梨種植收入；Runsten和Key發現，契約農業會增加發展中國家非參與者的不穩定，破壞傳統農戶家庭文化的強大關系，過度依賴經濟作物，可能更容易導致食物短缺，并被大企業利用；周立群和曹利群調查分析中國山東省農業產業化后指出，中國存在契約雙方市場能力不對等、契約農戶增收乏力等問題；徐健和王旭輝分析了中國北方五省不同契約農業組織模式對農戶收入的影響，結果顯示不同模式對農戶增收效果存在差異，進一步佐證了周立群和曹利群的觀點。由此可見，契約農業一方面為農戶提供更好的生產條件和市場機會，從而促進了農戶收入的提高，另一方面，農戶的契約農業收入效應也可能會因為小農戶在市場中的弱勢地位而被削弱。因而，契約農業對農戶收入的影響到底如何，學界并未達成共識，仍需進一步研究。
事實上，現有文獻對契約農業的農戶收入效應的分歧，亦反映了契約農業對農戶收入的影響具有復雜性。通過對文獻的梳理發現，以往對于農戶收入效應的研究普遍采用最小二乘估計（OLS），即僅分析條件均值下的農戶收入效應，忽略了收入分布頂端和尾部的收入情況。而農戶收入水平的差異反映了其資源稟賦的異質性，如果充分考慮農戶的收入差別，那么同樣的契約農業組織模式對不同收入水平農戶的績效可能會具有不同的效果，這可能亦是導致契約農業對農戶影響的研究結論具有差異性的原因。但就已有的文獻來看，當前針對契約農業收入效應的研究仍局限在總體效應方面，尚缺乏對不同收入層次農戶的收入影響的系統分析及實證檢驗；且在研究方法上，大多忽略了由于未觀測到的農戶特征（如經營能力、勤奮、創新精神等）和契約參與變量可能存在內生性所導致的測量偏差問題。因此，采用單一的OLS進行估計可能導致結果有偏，而引入能夠測度收入分布上差異效應的分位數回歸模型，以及充分考慮內生性偏誤的Heckman選擇模型進行契約農業的農戶收入效應研究，則更為科學、有效。
基于此，本文以中國農業產業化水平發展較快的肉雞養殖業為案例，對契約農業的農戶收入效應展開了實證分析，數據來源于2016年對江蘇省11個縣（市、區）的359戶規模化肉雞養殖戶的實地調查。與以往研究不同的是，本文引入了Heckman選擇模型和分位數回歸方法，在解決未觀測到的農戶特征與契約參與變量可能存在的內生性偏誤問題的同時，進一步基于農戶收入的條件分布，深入分析契約農業對不同收入層次農戶的影響差異，以期制定更具針對性的農業產業化政策，實現農戶增收的目的。
本文余下的結構安排如下：第二部分是理論機制與模型設定；第三部分為數據和變量描述；第四部分是實證分析及結果；最后為結論與政策啟示。
二、理論機制與模型設定
本文的研究目的是檢驗農戶參與契約農業的收入效應，主要通過肉雞養殖戶是否參與契約農業對其家庭人均養殖凈收入的影響效果進行檢驗。基于中國禽業產業化的特點，本文所指的契約農業特指“龍頭企業＋農戶”的生產合同。在生產合同模式下，雞苗、飼料、藥品等生產資料的采購和最終產品銷售均由龍頭企業負責，而農戶則需要按龍頭企業的統一要求進行防疫及飼養管理，并預付保證金。契約農業對農戶收入的影響機制主要在于：在生產合同模式下，龍頭企業為農戶提供生產要素、資金、技術推廣和指導等方面的服務，能有效解決農戶生產在資金、技術、信息等方面的瓶頸約束，提高農戶的生產效率，降低農戶的交易成本和市場風險，從而增進農戶的收入水平。具體來說：（1）龍頭企業為簽約農戶提供生產資料乃至信貸，這大大降低了農戶的生產約束，有利于提升農戶的生產效率進而促進農戶增收；（2）農戶參與契約本身可能就是為了獲取更先進的生產技術，龍頭企業往往具備技術創新能力，向農戶推廣自己的新技術有利于農戶生產技術水平的提高，從而促進農戶的收入增長；（3）從新品種采納角度看，生產合同這一緊密的縱向協作關系有利于促進農戶的創新能力及先發優勢價值，這提升了農戶采納良種后的利潤率；同時，緊密的縱向協作關系能夠削弱供應鏈上下游的抗衡力量，增強自身的市場力量，這將有利于提升農戶的盈利水平，提升農戶品種改良行為的利益激勵，從而實現農戶增收。
鑒于采用收入這一數值型因變量，本研究首先構建了OLS回歸模型，其模型形式如下：
其中，Y為被解釋變量，表示農戶家庭的人均養殖凈收入（在進行模型回歸時，為減小異方差影響，取自然對數形式），即養殖戶全年肉雞總產出的增加值；自變量中，X表示農戶是否參與契約農業，Z表示農戶個體和家庭特征、養殖特征等一組控制變量向量；ε為隨機擾動項。
為了更好地考察契約農業對農戶收入的影響，在方程（1）的估計過程中，需要注意兩個關鍵性問題：
第一，內生性問題。一方面，由于未觀測到的農戶特征因素（例如個人能力、勤奮程度、創新精神等）可能會與農戶的契約參與行為具有相關性，遺漏變量和測量誤差會導致模型的內生性；另一方面，養殖大戶有可能存在“自選擇”行為，即“大戶選擇企業、企業選擇大戶”的馬太效應循環。因此，若采用單一的OLS回歸模型，估計結果可能會存在內生性偏誤。為解決這一問題，本文擬同時采用Heckman選擇模型對樣本選擇或自選擇偏誤加以矯正。借鑒周力等學者的研究，選取農戶養殖場是否位于簽約公司的覆蓋區域（距離公司30公里之內）、農戶從事肉雞養殖的機會成本（包括種植業收入和非農收入）、農戶從事肉雞養殖的預算約束（養雞借款）為工具變量。上述幾類變量會顯著影響農戶的契約參與決策，但對農戶肉雞養殖收益的影響是不確定且間接的。
第二，農戶收入的實際情形難以滿足模型（1）對隨機誤差項作出同方差與服從正態分布的假定，進而會導致模型估計結果產生偏誤。Koenke和Basset于1978年提出的分位數回歸模型，能夠放寬樣本均值回歸對隨機誤差項獨立同分布的假設，故本文擬進一步運用分位數回歸模型研究契約農業的農戶收入效應。相比較于樣本均值回歸，該模型具備以下優勢：一是克服隨機擾動項強假定的偏離所導致的估計偏誤；二是估計結果不易受收入離群值的影響，穩健性較好；三是分位數回歸對于條件分布的刻畫更為細致，便于探討契約農業對不同收入層次農戶效用影響的差異性。本文定義Qq［Ln(Y)］代表q分位上的農戶收入水平，對于任意的0 綜上所述，本文的計量分析主要包括三部分：一是通過OLS多元回歸模型檢驗農戶參與契約農業是否顯著提升了他們的人均養殖凈收入；二是運用Heckman選擇模型，選擇工具變量以檢驗OLS模型是否存在內生性問題；鑒于前述回歸模型的結果只能描述平均水平，本文計量的第三部分是采用分位數回歸方法，深入剖析契約農業對不同收入層次農戶的人均養殖凈收入的影響差異。 三、數據和變量 （一）數據來源 本文數據來源于課題組2016年春季對江蘇省11個縣(市、區)的規模化肉雞養殖戶的問卷調查。江蘇省作為中國農業產業化發展水平最高的省份之一，同時又是中國禽肉生產大省，在禽業養殖的規模化水平、家禽出欄量、禽蛋產量、農業政策扶持力度等指標方面排名靠前。可見，以江蘇省肉雞養殖戶為樣本具有一定的代表性。調查樣本分布于江蘇的南部、中部和北部，樣本地均有運行“龍頭企業＋農戶”契約模式的肉雞龍頭企業。在每個采樣地點隨機選擇35個符合要求的農戶進行一對一訪談，收集農戶的個體和家庭基本信息，以及2015年的生產經營及契約參與情況等信息。本次調查共收回有效問卷359份，其中，參與生產合同的契約農戶有290戶。 （二）自變量設定及描述性統計分析 本研究關心的核心解釋變量為契約參與變量，若農戶和龍頭企業簽訂生產合同（稱為“契約農戶”），該變量取值為1，否則取值為0。在生產合同模式下，雞苗、飼料、藥品等生產資料的采購和最終產品銷售均由龍頭企業負責，而農戶則需要按龍頭企業的統一要求進行防疫及飼養管理，并預付保證金。需要說明的是，本文定義的“獨立養殖戶”是指未與龍頭企業簽訂生產合同的規模化肉雞養殖戶，他們的生產資料的采購和最終商品銷售由其自主經營且自負盈虧，價格隨行就市。 此外，文獻研究表明，農戶的個體特征、生產特征、家庭資產等也是影響農戶收入的因素。因此本文加入了一系列控制變量：戶主年齡、受教育程度、家庭人口、勞動力數量、養殖規模、養殖經驗、養殖品種、專用性投資、家庭資產等。 變量定義及描述統計詳見表1。本次調查中，受訪農戶的平均年齡接近49歲，平均受教育年限為7.5年。受訪農戶家庭平均養雞勞動力人數為2人，平均肉雞年出欄量約為5萬只。受訪農戶家庭的人均養殖凈收入為2.5萬元，專用性投資為23萬元。 表2呈現了獨立養殖戶與契約農戶的特點以及各變量差異的t檢驗結果。結果顯示，契約農戶與獨立養殖戶在養殖規模、專用性投資、人均養殖凈收入等方面均具有顯著的差別。然而，從表2看，獨立養殖戶的平均專用性資產均要明顯高于契約農戶，這說明獨立養殖戶擁有更多的營運資本。 四、實證分析及結果 （一）OLS回歸模型和Heckman選擇模型 1. OLS回歸模型 OLS回歸模型的估計結果如表3（左欄）所示。在估計過程中，本文采用了White異方差來校正截面數據所帶來的異方差性。此外需要說明的是，考慮到凈收入數值存在負數的情況，取自然對數后該類樣本會因出現缺失值而被剔除，本文通過觀察樣本數據的描述統計值，在不影響分析結論的情況下，將上述樣本取對數后的收入值用0值進行替代（下同），以規避大量樣本的缺損現象。 本文特別關注契約參與變量對農戶收入的影響。表3中的OLS估計結果顯示，契約參與變量在1%的顯著性水平下通過檢驗（估計參數為1.886），表明與市場交易模式相比，契約農業在整體上能夠顯著提升農戶的人均養殖凈收入。這與既有文獻的研究結論相一致，說明農戶通過農業產業化經營能夠降低市場交易成本、獲取信貸支持和技術指導，進而提高農戶的生產效益。 控制變量的估計結果顯示，家庭人口規模變量對農戶的收入具有顯著負向影響（估計參數為-0.311），而養殖規模變量和養殖年限變量對農戶的收入具有顯著正向影響（估計參數分別為0.034和0.058）。這表明，農戶的家庭人口數越少、養殖規模越大、養殖年限越長，農戶家庭的人均養殖凈收入就越高。不難理解，較多的家庭人口數量會降低人均產出，而農戶的養殖規模越大，其肉雞養殖的商品化程度和專業化程度可能會越高，規模效應所帶來的平均生產成本的下降能夠促進農戶的增收。養殖年限反映了農戶飼養經驗的豐富程度，農戶肉雞養殖年限越長，其飼養經驗就越豐富，農戶可能會更敢于創新并嘗試新技術、新產品，從而有利于收入的增長。此外，結果還發現，家庭資產、專用性投資等變量對農戶收入的影響并不顯著，可能的原因是，目前我國的肉雞養殖業對技術、資本等要素的要求相對較低，即農戶的進入壁壘并不高，因此農戶的經營效果與家庭資產關聯度較低。 2. Heckman選擇模型 Heckman選擇模型的估計結果如表3（右欄）所示。該模型包括兩個方程，“選擇方程”用于估計農戶參與契約農業的概率，而“結果方程”是關于人均養殖凈收入的方程，與契約參與變量、控制變量以及逆米爾斯比率一起矯正自選擇問題。如表3所示，第一階段的工具變量的估計結果表明，農戶處于公司覆蓋區域、農戶養殖借款越少、農戶非農收入和種植業收入越低，則參加契約農業的概率越高（估計參數分別為0.264、-2.08e-06、-0.054、-0.039）。此處本文進行了過度識別檢驗，結果顯示p值均大于0.1，因而可認為所有工具變量均為外生。然而，Hausman內生性檢驗未在至少10%的水平上拒絕原假設（卡方統計量為2.708，p值為0.443），因此，本文認為契約參與變量不是內生解釋變量。此外，模型估計結果中代表兩方程誤差項之間相關性的athrho值不具有統計學意義（p值為0.461），說明樣本不存在選擇偏差問題。 值得注意的是，契約參與這一核心解釋變量在5%的顯著性水平下通過檢驗，這一結果肯定了契約農業在整體提升農戶收入方面的關鍵作用。此外，在Heckman選擇模型的估計結果中，其他解釋變量估計系數的大小及作用方向與OLS估計結果基本一致，這意味著使用Heckman和OLS沒有系統性的差異，同時也更好地驗證了本研究估計結果的可靠性。 （二）分位數回歸模型 借鑒李長生和張文琪、溫濤等的研究，本文在分位數回歸中選取了0.1分位點、0.25分位點、0.5分位點、0.75分位點和0.9分位點，以區分極低收入組、低收入組、中等收入組、高收入組和極高收入組之間的收入差距。在模型回歸之前，本文用命令“test［q10=q25=q50=q75=q90］: contract”檢驗在各分位點回歸中，契約參與變量(contract)的系數是否相同，結果顯示p=0.067，表明在10%的顯著性水平上各個分位點的回歸系數不完全相同。分位數回歸模型的估計結果如表4所示。 從表4可以看出，在0.1和0.25分位點的回歸模型中，契約參與變量的回歸系數均為正值，且分別在1%和10%的顯著性水平下通過了檢驗（估計參數分別為8.898和1.239）。這表明契約農業對低收入層次農戶的人均養殖凈收入產生顯著的促進作用。由于低收入層次農戶擁有的物質資本較為匱乏，家庭資源稟賦通常處于劣勢，對其增加物質資本等投入，會使得邊際產出效果更為明顯。具體來說，在生產合同模式下，龍頭企業會為農戶提供生產要素、資金、信息、技術推廣和指導等服務，農戶參與契約農業后能夠立即彌補自身在資金、技術、信息等方面的缺乏，緩解農戶生產的瓶頸約束，因此這類農戶的養殖收入受到契約農業的影響較為顯著。該結果亦說明了農村地區的貧困群體能夠通過參與契約農業而受益。 而在0.5和0.75分位點的回歸模型中，雖然契約參與變量的回歸系數為正數（估計參數分別為0.159和0.031），但未通過顯著性檢驗，這意味著當前的契約農業模式在利益分配機制等方面尚存在不完善的地方，無法保護弱勢農戶的切身利益。事實上，傳統的“龍頭企業+農戶”的契約農業組織模式易誘使農戶投資于專用性資產、調整生產模式等，導致農戶對龍頭企業產生嚴重依賴并喪失在談判中的議價能力，進而使得雙方市場權利不均衡，農戶難以分享契約農業的增值效益。正如劉鳳芹指出，若契約本身缺乏較好的風險分攤機制，且在契約設計時并未有效解決契約雙方市場權力不均衡的問題，則現有的契約模式就不能有效地促進農戶增收。 需要注意的是，0.9分位點回歸模型的估計結果顯示，契約參與變量不顯著且為負（估計參數為-0.002），說明契約農業未能促進極高收入層次農戶的增收，相反還具有一定的負向影響作用。可能的解釋是，“龍頭企業＋農戶”契約模式下農戶通常獲得的是固定收益，而高收入層次農戶因其自身的家庭資源稟賦和風險承受能力較高，且在經營能力、資金、信息等方面具有優勢，因而具有一定的經濟實力及創收能力，這類農戶若選擇自主經營，可能會獲得比固定利潤更高的收益。 另外，本文還采用農戶在2015年中每一批次的養雞收入數據，以單位肉雞養殖凈收入的標準差為因變量進行了實證分析，結果發現農戶參與契約農業能夠降低其獲取收入而承擔的風險，這也說明了這類高收入層次農戶參與契約農業的目的可能是為了“求穩”而非“賺錢”。 以上分析表明，各分位數水平下的回歸結果與均值回歸結果并不相同，故契約農業對農戶收入的影響不能以均值回歸結果來判定。總體來看，契約農業對農戶收入的影響隨著農戶收入水平的提高而降低。 （三）地區差異研究 受地理位置、資源稟賦以及文化傳統的影響，江蘇省南部和北部地區的社會經濟發展極不平衡，而蘇南、蘇中和蘇北的差距亦是中國東部、中部和西部三大區域發展差距的縮影。考慮到契約農業對農戶收入的影響可能存在地區差異，有必要進一步展開基于地域的分組研究。 本文仍定義人均養殖凈收入（取自然對數形式）為因變量，重復前述的實證步驟。回歸結果如表5所示，受篇幅所限，正文僅列出了重點關注的契約參與變量的估計結果。 表5中的OLS和Heckman選擇模型的估計結果均顯示，契約參與變量在各分樣本中都通過了顯著性檢驗，這說明契約農業在整體上能夠顯著提升江蘇各地區農戶的收入水平。然而，進一步的分位數回歸模型的估計結果卻表明，契約農業僅對蘇南、蘇中、蘇北地區低收入層次農戶（0.1和0.25分位點）的收入產生顯著的正向影響，而對中高收入層次農戶的影響并不明顯。需要注意的是，模型結果還發現，參與契約農業對蘇北和蘇中地區高收入層次農戶的增收效應呈現出正向影響作用，而對蘇南地區高收入層次農戶的增收效應卻呈現出負向影響作用。 可能的原因是，江蘇省蘇北地區農村居民收入水平相對較低，基礎設施和公共服務體系較為薄弱，在資金、技術、信息等獲取方面處于劣勢。在這種背景下，農戶參與契約農業能夠明顯降低自身的生產約束，提高生產效率，進而促進增收。相較于蘇北地區，蘇南地區經濟發達，農村交通和通信條件便利，農村居民收入水平普遍高于蘇北地區，且蘇南地區較早開始試點契約農業模式，并探索出臺多樣化的農業支持政策。因而對蘇南地區高收入農戶而言，契約農業降低其自身生產約束的功能較弱，而且在良好的外部政策和市場環境下，高收入農戶因在經營能力和資金方面具有優勢，其采取獨立經營模式可能會獲得比契約農業模式下的固定利潤更高的收益。因此，契約農業對收入水平偏低的蘇北地區農戶的收入有明顯的促進作用，而對于經濟發達的蘇南地區，契約農業對高收入層次農戶的收入效應為負。 五、結論與啟示 本文基于江蘇省359戶規模化肉雞養殖戶的調研數據，實證檢驗了契約農業對農戶收入的影響。研究結論如下：（1）OLS回歸模型和Heckman選擇模型的估計結果均表明，農戶參與契約農業在整體上能夠顯著提升其人均養殖收入水平；（2）進一步的分位數回歸結果顯示，契約農業僅對低收入層次農戶的收入具有顯著的正向影響，但對其他收入層次農戶的增收作用并不明顯，甚至對高收入層次農戶呈現負向的收入效應，即契約農業對農戶收入的影響隨著農戶收入水平的提高而降低；（3）地區分組的模型估計結果發現，契約農業對欠發達地區農戶的增收效應更為明顯。上述結論有效論證了當前契約農業能夠促進小農戶與大市場的有效銜接，使參與契約農業的小農戶獲取來自專業化經濟的益處，在一定程度上形成了龍頭企業與農戶的利益驅動機制；然而，不同農戶家庭由于其自身資源稟賦及所處區域的不同，可能導致其參與契約農業的收入效果存在明顯差異。 基于上述結論，本文提出如下啟示： （1）加大對中低收入層次農戶以及欠發達地區農戶參與契約農業的政策支持力度。政府應加大契約農業的政策支持力度，尤其幫助和鼓勵低收入層次農戶以及欠發達地區農戶參與契約農業，通過把分散的小農戶有效組織起來，規避市場風險、降低節約成本，以獲取規模化及專業化生產效益，有效促進“小農戶”與“大市場”的銜接，實現小農戶增收目標。 （2）積極扶持和推進契約農業組織模式創新和發展。“龍頭企業＋農戶”型契約農業模式雖然在整體上有助于促進農戶增收，但從本研究結果來看，目前的模式對中高收入型農戶的作用并未發揮出來，其原因在于龍頭企業和農戶雙方的市場勢力不對等。新型契約農業組織模式將有助于緩解龍頭企業和中小型農戶之間的市場權利不均衡問題，并有利于農戶獲取契約農業的增值效益，所以積極引導農民合作經濟組織的良性發展，建立合理的盈余分配制度，將促進中小型契約農戶的利益保障；與此同時，龍頭企業或合作組織還應增加對農戶的技術指導和培訓頻率，通過提高農戶的養殖技術、強化與農戶間的關系紐帶，有效增加契約農業參與者的收益。 （3）鼓勵部分高收入層次農戶自主經營。對于處于經濟發達地區且具備一定經濟實力、家庭資源稟賦較高的農戶，可通過大力支持和培育其自辦加工企業、家庭農場等新型生產經營模式，激勵這類高收入層次農戶選擇自主經營，以獲取農產品加工和銷售等非農環節的更高收益。 此外，本研究可能給出了一些間接的證據證明在契約農業中違約的往往是大戶。加入契約雖然能使大戶更加專業化，但大戶收入實際上卻減少，因而他們可能違約甚至選擇退出契約。但這些超出了本研究的范疇，有待進一步研究。 作者簡介：侯晶，女，南京農業大學經濟管理學院博士生。應瑞瑤，男，南京農業大學經濟管理學院教授，博士 生導師。周力，男，南京農業大學經濟管理學院教授，博士生導師。 中國鄉村發現網轉自：南京農業大學學報（社會科學版）2018年第3期 (掃一掃，更多精彩內容！)
