“产业兴旺”与“生活富裕”——基于CHIP(2013)调查数据的实证分析*

马太超 ，邓宏图

(1.中国社会科学院 人口与劳动经济研究所，北京 100006；2.广州大学 新结构经济学研究中心&经济与统计学院，广东 广州 510006)

一、问题的提出

中国是农业大国，人口大国，更是小农大国，[1]2-23这是中国的基本国情。尽管城市化发展迅速，但庞大的人口基数意味着紧张的人地关系短期内无法有效缓解，分散的家户式经营仍将长期存在。[2]30-47, [3]60-80全面建成小康社会背景下，为推动乡村全面振兴，必须进一步提高总量仍然庞大的农业人口的收入和福利。为将细碎化、分散经营的农户纳入现代化轨道，中央做出“将小农户与现代农业有机衔接”的战略部署。农村的“产业兴旺”被视为乡村振兴的“牛鼻子”，各类合作经济组织则被看作推动“产业兴旺”和农民“生活富裕”的重要组织形式，因而受到学者和政府的高度重视。

在政策鼓励下，龙头企业、合作社等新型农业经营主体成为农业“产业兴旺”的主导力量。学术界从理论和实证层面对合作经济组织展开了研究与讨论，其中对农民专业合作社的研究尤为突出。学者从产权、治理结构、资本和劳动的关系、合约稳定性等方面考察了合作社运行绩效，加深了有关农业合约和农业组织形式的认识。但在快速发展的同时，合作社的“真实性”也受到学者的质疑。[4]41-45,[5]2-11尽管如此，目前普遍性的结论是合作经济组织有力带动了农户，促进了现代农业的发展和农户收入水平的提高。然而，这种判断或是基于严谨的理论分析，或是研究者的实地观察所得，合作经济组织对农户家庭收入影响的实证研究相对较少，更重要的是在实证层面缺乏对相关机制的检验。

在现有的实证研究中，张笑寒等[6]431-438利用江苏省的微观数据展开研究，认为加入合作社显著提高了农户收入水平，且不同合作社治理机制的增收效果存在差异。刘宇荧等[7]71-79和徐阳等[8]32-41均得出类似结论。温雪等[9]149-154的研究表明加入合作社能够显著提高农户收入和家庭金融资产余额。然而上述研究均是基于部分地区的调查数据，调研地区覆盖面小，样本代表性弱，无法反映全国基本情况。朋文欢、黄祖辉[10]57-66对15省调查数据的分析认为只有充分发挥服务功能的合作社才能提高农户收入。尽管所用数据覆盖面广，但较少的样本数降低了对全国情况的代表性。中国东中西部地区发展阶段不同，合作社作用效果亦可能不同，但受数据限制，上述研究无法考察这一情形。本文利用CHIP(2013)微观调查数据展开实证分析(1)需要说明的是，有关合作经济组织的微观数据很少。在能够公开获得的，且样本量大、覆盖地区广的微观数据中，CHIP(2013)是最符合本文研究目的的。尽管所用数据略显“陈旧”，但数据背后所反映的信息却并不随着时间的推移而发生根本性变化，因而仍然能够用来分析当前乡村振兴过程中的一些基本问题。，该数据覆盖全国14个省份，涵盖东中西部地区，样本量大，具有较高代表性，能够反映全国层面基本情况。同时，上述研究除数据代表性不足外，也并未探讨合作社的增收机制，无法在实证层面说明合作社与农户增收间的逻辑关系。然而对作用机制的分析至关重要，只有明确相关机制，才能采取切实可行的举措完善合作经济组织，进而推动乡村振兴。本文的主要创新之处在于从实证上寻找合作经济组织增收效果的作用机制，在弥补既有研究数据代表性不足的缺陷的基础上，通过严谨的实证方法探讨其背后的作用机制。

二、理论分析

随着农业市场化、社会化程度的加深，[11]45-50农户面临的市场条件不断变化。分散且高度社会化的小农户如何应对瞬息万变的市场成为“三农问题”的重要内容。诸多研究为小农户与大市场有效衔接提供了逻辑线索。[12]46-50,[13]2-17,[14]25-37这些研究均认为将农户组织起来有助于提高其市场谈判地位，进而提高其收入。尽管在具体联合路径和组织方式的选择上不尽相同，但将农户组织起来无疑是普遍共识。[15]186-196, [16]123-140

与经典合作社先合作化后产业化发展路径不同，中国式合作经济组织走的是先产业化后合作化道路。[17]80-95产业化意味着生产经营过程的组织化、规模化和专业化，产业化的发展过程就是“产业兴旺”的实现过程。合作经济组织与“产业兴旺”间的逻辑关系体现在两方面：一方面，合作经济组织能将分散的农户(尤其是农户的承包地)纳入缔约结构，在扩大生产规模的同时节约生产成本；另一方面能在一定生产规模的支撑下，通过对分散农户的统一组织，在一个或多个环节实现分工与专业化，延长产业链，提高农产品附加值。一定程度上可以认为合作经济组织的发展与“产业兴旺”是一枚硬币不可分割的两面。

现有研究认为，加入合作经济组织对农户家庭收入的影响主要有以下渠道。

第一，提高土地配置效率。土地是农业生产中最重要的生产要素之一，土地配置效率提高能够提高土地产出率。保持农产品价格不变，则土地产出率提高意味着农户农业收入的上升。然而在土地根据家庭人口均分的土地制度下，土地自由交易受到制度性限制，受限制的土地流转不利于提高土地配置效率。随着城乡间劳动力流动壁垒的逐步消解，农业劳动力能够流向城市工商业；与此同时，承包地确权颁证以及“三权分置”的施行推动了土地经营权的再配置，为实现土地和劳动力重新的、更富效率的配置提供了可能。受经济利益驱使，行为主体具备足够的激励高效利用其所具有的生产要素。随着要素自由流动程度不断提高，土地将逐渐流向生产率更高的农户或组织，从而提高土地产出率，提升农户收入水平。

农业合作经济组织往往以土地规模化利用为基础。加入合作经济组织的农户有三种方式重新配置所承包土地：其一是将土地流转给合作经济组织，农户获得土地租金收入；其二是按照合作经济组织的生产计划和要求耕作土地(订单农业)，农户向合作经济组织“销售”土地产出物以获得收益；其三是以承包地入股合作经济组织，获取分红收益。无论是哪一种土地利用方式，在一定程度上均能实现土地资源的优化配置，进而提高农户家庭收入。

第二，规模经济性。以土地规模化利用为基础，合作经济组织能够购买或租用大型机械从事农业生产以替代成本日益高昂的劳动力；同时，土地经营面积的提高有助于提升合作经济组织生产经营过程中的分工与专业化水平，进而提高生产效率；此外，土地规模化经营能够避免相邻土地间各自独立耕作时给彼此带来的负外部性，降低生产成本。根据以上三点，在土地规模化利用的基础上，合作经济组织在农业生产中的规模经济得以实现。多重因素的共同作用降低了生产总成本，进而降低单位产出的生产成本。保持其他条件不变，低成本的另一面即为高收益。因而规模经济的发挥同样有助于提高加入合作经济组织的农户家庭收入。

第三，市场议价权。市场经济中产量最大化与收益最大化具有不同的经济学含义。自给自足条件下，价格机制作用有限，产量最大化就是收益最大化。而在市场经济中，收益既与产品产量有关，还与产品价格有关。分散经营的农户面对市场时谈判能力弱，通常是价格接受者。[18]15-32,[19]88-99农产品不易储存的特点更凸显了农户在市场交易中的弱势地位。在所生产农产品产量不变的条件下，提高市场议价权能提高农产品价格，从而提高收入。农户可通过加入合作经济组织来提升分散经营时不具备的市场议价权。由于合作经济组织生产规模大，产品标准化程度高，且具备一定农产品储存能力，因而其产品总量大、品质高，一些合作经济组织甚至拥有为市场所认可的品牌。数量、质量和品牌三层因素赋予合作经济组织一定的市场议价能力或产品定价权。给定合作经济组织产品生产总量，市场议价能力的提高就意味着收入提升。一旦加入合作经济组织，原本分散经营、作为价格接受者的农户将转变为具备一定市场势力的生产者，从而提高自身收入水平。

基于以上分析，本文提出假说1：加入合作经济组织能够提高农户家庭收入。

改革开放以来中国农村发生了极具经济含义的变化。一方面，农村内部具有较高人力资本水平的劳动力由农业不断流向城市工商部门，农业发展受人力资本的制约；另一方面，传统农业收益率比较低，以逐利为本性的资本也不断由农业流向工商业部门，由此引发农村人力资本和物质资本的双重缺乏。在这一情况下合作经济组织通常由经济能人或政治能人组建，能人在合作经济组织的运营中居于主导地位。[20]14-18, [21] 60-67农业大户或龙头企业组建合作社的主要目的在于降低土地流转的交易成本，“迂回”地实现土地规模化经营。[22]2-16前述分析表明，无论通过何种途径，合作经济组织对农户收入的促进均以土地规模化利用为前提。正是在土地规模化的基础上，现代农业才能充分发挥分工与专业化的优势，引进现代农业要素，在降低生产成本的同时提高经济效益。据此，提出待验证的另一假说：

假说2：合作经济组织提高农户家庭收入的一个作用机制在于，以农户土地流转行为作为中介，通过提高农户参与土地流转概率提高其家庭收入。

三、数据来源与模型设定

(一)数据来源

本文所用数据来自北京师范大学中国家庭收入调查(CHIP)2013年“中国居民收入调查”项目。该调查所涉及数据覆盖全国14个省份，包括东中西部三个情况明显不同的地区，具有一定代表性。根据研究需要，本文主要使用个体和家庭层面的相关数据。在对变量进行匹配整理后，去掉异常值和缺失值，同时仅保留拥有农村户口的家庭，最终得到7166个有效样本。东部、中部和西部地区样本占比分别为31.31%，41.42和27.27%，样本在地区间分布相对均匀，能够大致反映全国层面的情况。

(二)模型设定

首先构建多元线性回归模型进行估计，并探究变量间所蕴含的作用机制。计量模型为：

Ln(DPI_Per)i=αi+Organizationi+βi∑Xij+μi

其中，Ln(DPI_Per)i表示第i个家庭人均可支配收入的对数；Organizationi表示家庭是否加入合作经济组织的虚拟变量；Xij为控制变量。由于数据是截面数据，可能存在异方差，因此在回归中使用异方差稳健标准误予以估计。另外，农户是否加入合作经济组织可能与家庭收入高度相关，因而“是否加入合作经济组织”可能与“家庭人均可支配收入”互为因果。为缓解这一问题，本文剔除了样本中2013年当年加入合作经济组织的家庭，使农户加入合作经济组织在“前”，取得收入在“后”，从而尽可能避免二者间的互为因果。

(三)变量选择

1．被解释变量

由于家庭总收入与人口数有关，不同人口总数家庭间总收入的可比性并不强。加之所用数据是截面数据，无法根据家庭总收入的前后变化来考察合作经济组织的作用，故以家庭人均可支配收入作为被解释变量。为降低可能存在的异方差，在回归中将人均可支配收入取对数。

2．核心解释变量

本文以农户“是否加入合作经济组织”的虚拟变量作为“产业兴旺”的代理变量。若农户加入合作经济组织，取值为1，否则为0。由于缺乏针对现代农业的调查数据，因此本文将农民合作经济组织看作现代农业部门的代表形式。在一定程度上，合作经济组织的发展水平能够代表现代农业的现状，考察合作经济组织对农户家庭收入的影响可以在一定程度上反映现代农业对农户家庭收入的作用。

虽然“假合作社”在现实中实际存在并受到学者的质疑[23]15-26, [24] 14-22，但并不会影响本文基本结论。一方面，针对农户家庭的调查问卷可在一定程度上避免“假”合作社的影响。“假”合作社主要目的在于套取补贴，通常是为完成政府交代的行政任务而组建。受信息来源等的限制，农户通常并不知晓这类合作社。相反，农户对能够带来实质性增收的合作社印象深刻。另一方面，部分龙头企业领办的合作社也可归为“假”合作社范畴，此类合作社由于社员与企业在剩余收益分配上的不均等被视为“异化”的合作社。然而此类合作社对普通农户的“损害”更多表现在不均等的分配上，就绝对值而言，农户收益仍然有所增加，所谓“损失”只是就与资本所有者的比较而言。尽管分析所用样本无法排除“假”合作社的存在，但如果包含“假”合作社的样本有力证明了合作经济组织能够提升农户收入，则真正的合作社对农户收入水平的提升作用必将更强。

3．控制变量

除核心解释变量外，还存在其他影响家庭人均可支配收入的变量，这些因素也会影响核心解释变量，遗漏这些变量会导致遗漏变量误差进而降低模型估计的可信度。为使估计结果更准确，本文主要选择个体层面和家庭层面的变量作为控制变量。个体层面的变量包括：户主的年龄、性别、婚姻状态、受教育程度、健康状况、是否在当地从事非农产业等；家庭层面的因素为：家庭人口总数、是否有人是党员、是否有人拥有非农业户口、所承包土地面积、固定资产存量、家庭成员工资性收入等。此外，考虑到政策和市场因素的可能影响，模型还引入了省份虚拟变量以及市场化指数。

需要说明的是，在后文机制检验中涉及农户土地流转行为，影响土地流转的关键变量是土地流转费。由于土地流转费用存在异常值，笔者对其进行了1%的缩尾处理。同时，为降低人均土地面积差异对估计结果的影响，同样对人均土地面积进行1%的缩尾处理。

根据描述性统计(2)限于篇幅，正文未报告描述性统计结果，感兴趣读者可向作者索取。，样本中加入合作经济组织的农户占比并不高，表明尽管目前中国合作经济组织发展较快，但分散的、以家户为单位的小农经营仍是中国农业生产的主导形式。此外，样本家庭平均人数为4人；户主平均年龄为51岁，反映了当前农村务农主体的老龄化趋势；户主受教育水平普遍偏低，多数人尚未完成初中教育；人均耕地面积不足2亩，一定程度上反映了我国农村紧张的人地关系。

四、实证结果

(一)基准回归

表1是应用普通最小二乘法的回归结果。模型1只加入因变量和核心解释变量，估计结果显示，在1%的显著性水平上加入合作经济组织提高了家庭人均可支配收入。加入控制变量后，模型2的结果仍支持上述结论，且回归系数仍在1%的显著性水平上显著。命题1得证。

相关控制变量的符号基本符合理论预期。第一，家庭人数越多，家庭人均可支配收入越低；第二，政治身份和受教育水平对家庭收入均有显著正向影响；第三，如果有家庭成员外出务工，或在本地从事非农产业，抑或家庭人均固定资产越高，家庭收入也越高；第四，户主年龄与家庭收入存在非线性关系，在一定范围内，年龄提高可能伴随个体经验和能力的提升，从而促使收入增加，然而一旦年龄过大，体力的下降以及非农工作机会的降低则将拉低家庭人均可支配收入；第五，人均承包土地面积越大，家庭人均可支配收入越高。

表1 基准回归结果

(二)稳健性检验

为尽可能提高前述分析结果的有效性和可信度，本文从两个角度展开稳健性检验。

第一，将因变量由家庭人均可支配收入调整为家庭总收入。相关结果见表2。由模型1和2可知，加入合作经济组织显著提高了家庭总收入。

第二，虽然CHIP(2013)的数据为截面数据，但仍提供了样本家庭2012年和2011年的收入信息。假定家庭基本情况(前述控制变量)在短期内不变，依次剔除2012年和2011年加入合作经济组织的样本，以验证加入合作经济组织对家庭2012年和2011年收入的影响。除对户主年龄进行调整外，本文使用2013年的控制变量近似代替2012年和2011年的基本情况，有关结果见表3。表3说明，假定家庭基本情况在2011—2013年基本不变，在控制影响家庭收入的有关变量后，加入合作经济组织同样提高了2012年和2011年的家庭人均可支配收入，且在1%的显著性水平上通过了检验。

表2 稳健性检验1

表3 稳健性检验2

(三)机制分析

基准回归表明加入合作经济组织有助于提高家庭人均可支配收入，但未对二者间的作用机制展开说明。根据理论部分的探讨，笔者概括出三个可能的机制。

作用机制一：土地流转发生率。合作经济组织通常经营较大面积的土地，这些土地或是从农户手中流转而来，或是以入股形式吸纳农户加入。一般而言，加入合作经济组织能够促进农户流转土地，提高土地配置效率。在技术、资本等要素投入不变的情况下，由于个体比较禀赋的差异性，单纯的土地要素在不同主体间的再配置就可提高生产效率。因此，加入合作经济组织有可能通过促进农户的土地流转行为来提高其家庭收入。

作用机制二：规模经济。通常，土地转入方既可能是同样从事分散经营的农户，也可能是专业大户、合作社等新型农业经营主体。单纯根据农户是否流转土地的行为无法判断土地流转去向。然而对加入合作经济组织的农户而言，其土地往往会流转给合作经济组织。合作经济组织可以借社员“入社”的土地获得大面积的土地经营权，实现规模化经营，降低单位土地的生产成本。在其他条件不变的情况下，降低成本就意味着提高收入。因而规模化经营所带来的效率提升性也是合作经济组织提高农户家庭收入的一个可能机制。

作用机制三：市场议价权。由于具有一定经营规模，合作经济组织生产的产品数量大且质量可靠，从而具有一定的市场谈判能力和定价权，能够利用自身的议价能力提高产品销售价格进而促进农户家庭收入的提高。

受数据可得性限制，缺乏有关合作经济组织生产成本的数据，对其议价权的大小同样缺乏可资利用的统计指标，因而只能对第一个作用机制予以检验。具体结果见表1的模型2～4。模型4的结果说明加入合作经济组织显著提高了农户当年参与土地流转的概率。模型2说明在不考虑土地流转对农户家庭收入的影响时，加入合作经济组织在1%的显著性水平上提高了家庭人均可支配收入。然而当加入“土地是否流转”一项后，核心解释变量的显著性下降(显著性水平由1%下降到5%)，且系数绝对值也在下降(由0.126下降为0.118)。根据方颖、赵扬[25]138-148，刘行、李小荣[26]91-105以及阮荣平等[27]171-184对机制检验的研究思路，作为作用机制的“土地流转”通过了统计检验。加入合作经济组织的确可以通过推动农户的土地流转行为来提高农户的家庭人均可支配收入。命题2得证。

(四)异质性分析(3)限于篇幅，已略去相关结果。

我国耕地面积在地区间的分布存在明显差异，合作经济组织对不同耕地面积的家庭的增收效果是否存在差异？以样本农户家庭人均耕地面积的平均数为基准，本文将样本农户划分为“土地大户”和“土地小户”。分样本回归结果表明，加入合作经济组织仅对人均耕地面积小的家庭有显著影响。原因可能在于，“土地小户”受制于自身禀赋(如家庭具有的资本少、土地规模小等)，外部选择空间较小，除加入合作经济组织外没有其他更好地应对市场的方式。而“土地大户”则相对具有较多资本(货币资本、社会资本等)，除加入合作经济组织外还能通过其他途径提高家庭收入。这说明合作经济组织对小农户的组织带动作用更强，间接证明了将分散经营且面积狭小的农户组织起来的必要性。

此外，个体户口性质不同，主要收入所依赖的产业就不同。合作经济组织的主要服务对象是农业从业者，包含了非农成员的家庭样本可能会影响估计结果的准确性。为排除户口性质的可能影响，在剔除成员有非农户口的家庭后对模型进行重新估计，同样证实了前述基本结论。

(五)可能存在的内生性

根据计量经济学理论，内生性主要来自三个方面：互为因果、遗漏变量和测量误差。

首先，互为因果。农户是否加入合作经济组织并非完全外生，而是农户的自主选择。如果是否加入合作经济组织的决策与家庭收入存在相关性，则加入合作经济组织便与农户家庭收入互为因果。为此本文已在前述实证分析中剔除2013年加入合作经济组织的样本以尽可能避免互为因果。

其次，遗漏变量。由于有关合作经济组织的系统性、代表性数据极为有限，加之CHIP(2013)的数据又是截面数据，因此无法控制村庄等更高层面的相关因素。不过本文认为，即便可能遗漏更高层面的变量从而引发遗漏变量问题，但是否加入合作经济组织仍然是家庭决策，影响家庭这一决定的主要变量应当集中在个体和家庭层面。即使存在遗漏变量，但如果所遗漏变量并不影响农户是否加入合作经济组织的决策或影响不大，则遗漏此类变量并不会导致严重的内生性。

最后，测量误差。一是合作经济组织的真实性问题。这一点前文已有说明，即只要农户自身能够明确其是否愿意加入合作经济组织，则此类合作经济组织通常是有一定作用的，从而降低了假合作经济组织存在的可能性。由此类测量误差导致的估计偏差并不严重。二是在调查过程中农户可能低报家庭收入。尽管存在此类“瞒报”“低报”问题，但如果在农户低报自身收入水平的情况下加入合作经济组织能够促进其家庭收入的提高，那么若以实际收入作为因变量，则合作经济组织对农户家庭收入的影响将更为明显和显著。因而，上述测量误差问题并不影响前述分析的基本结论。

(六)倾向得分匹配

农户是否加入合作经济组织并非随机分配，而是受其他因素影响，因此可能存在选择偏差。如何解决由此引发的样本自选择问题是因果推断的核心。尽管前述分析以剔除2013年新加入合作经济组织的样本的形式来降低互为因果的可能性，但两变量间基于经济逻辑的互为因果仍无法完全排除。为此，本小节采用倾向得分匹配法重新估计合作经济组织对农户家庭收入的影响。

为使匹配结果更为可靠，选择在农户做出是否加入合作经济组织前的“前定变量”作为匹配变量，即以家庭人数、政治身份、年龄、性别、婚姻状态、受教育年限、健康状况和人均耕地面积等作为匹配变量。为节约空间，此处略去Logit模型估计结果，直接考察匹配质量。参照郑建、周曙东[28]62-69的研究方法，匹配质量检验包括各个变量的平衡性检验以及所有变量的综合性检验，相关结果见表4。

平衡性检验(4)限于篇幅，已略去具体检验结果，感兴趣读者可向作者索取。表明，政治身份、受教育年限在匹配前的处理组和对照组间存在显著差异，匹配后差异不再显著。匹配后处理组和对照组相关变量的差异均显著变小，表明处理组和对照组更具可比性，匹配效果较好，应用PSM方法估计处理效应较为合适。在表4关于匹配变量的综合检验中，似然比检验值(LR)、整体平均偏差(Mean Bias)以及B值在匹配后均显著下降，说明匹配的整体效果较好。平衡性检验和综合检验的结果共同表明在应用倾向得分匹配后，处理组和控制组间基于匹配变量的差异已基本消除，根据PSM方法得到的估计结果较为可信。

表4 匹配结果综合检验

本文采用多种匹配方法进行估计，表5所展示的是ATT的估计结果。可以发现，无论是采取何种匹配方法，估计结果均表明加入合作经济组织对家庭人均可支配收入有显著正向影响，且估计结果均通过了显著性检验。尽管不同匹配方式下估计系数的大小存在一定差异，但采用多种匹配方式并未改变估计的基本结论，表明估计结果较为稳健，不受模型设定的影响。

表5 处理效应

五、结语

本文以“是否加入合作经济组织”作为核心分析变量，实证考察了乡村振兴五大目标中“产业兴旺”对“生活富裕”的影响，并验证其作用机制。主要结论有以下几点：第一，“产业兴旺”促进了“生活富裕”，加入合作经济组织能够显著提高农户家庭人均可支配收入；第二，合作经济组织提高家庭收入的机制之一在于通过促进农户的土地流转行为，在土地规模化经营的基础上提高生产效率，进而提高农户家庭收入；第三，合作经济组织对农户家庭收入的影响存在异质性，加入合作经济组织能够显著提高人均耕地面积低于样本人均耕地面积平均数的“土地小户”家庭的人均可支配收入，对人均耕地面积较高的农户家庭收入的影响在统计上不显著，间接表明合作经济组织对小农户的带动作用更强。考虑到普通最小二乘法无法解决可能的样本自选择问题，笔者采用倾向得分匹配法重新估计，结果仍然支持“产业兴旺促进农户生活富裕”的基本结论。

现代农业的发展在本质上就是农业的组织化、科技化和分工与专业化程度不断提高的过程。合作经济组织是现代农业的有效组织形式，能够通过促进农户土地流转行为，引进大型农业机械、生物技术等方式实现小农户与现代农业的有机衔接，因而成为连接“小农户”与“大市场”的组织中介。因此，需进一步完善土地流转有关制度，建立运转良好的土地交易市场，加快推进“三权分置”，为合作经济组织的发展提供制度支持和政策保证。

总之，本文的核心结论表明，推动农业的产业化能够切实带动和组织原本分散经营的农户，并提高其收入水平。这说明，建立在合约选择基础上的合作经济组织能够实现与农户的激励兼容，这是确保合作经济组织和农户之间的合作得以顺利进行的前提。本研究的政策含义在于，未来需要大力发展具有真正组织带动功能的、切实提高农户收入水平的合作经济组织，并以此为组织中介，将小农户与现代农业的发展有机衔接，最终逐步实现由传统农业向现代农业的转型，进而实现乡村全面振兴。