阿瑪古麗·阿不都熱合曼，海力且木·斯依提

（新疆農(nóng)業(yè)大學(xué)管理學(xué)院，烏魯木齊 830052）

在穩(wěn)生計、穩(wěn)產(chǎn)、穩(wěn)保障的前提下，引導(dǎo)農(nóng)戶把傳統(tǒng)的經(jīng)營模式轉(zhuǎn)入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展軌道［1］，在經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài)時期，通過加強農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)管理服務(wù)，發(fā)展多種形式適度規(guī)模經(jīng)營來加快農(nóng)業(yè)農(nóng)村經(jīng)濟穩(wěn)定發(fā)展，推進農(nóng)民經(jīng)濟收入是關(guān)鍵。2004—2020年中央一號文件連續(xù)17年聚焦“三農(nóng)”問題，都重點部署了農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)工作，在相關(guān)政策的鼓勵及推動下，農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)一向保持增長的趨勢。數(shù)據(jù)顯示，全國家庭承包地流轉(zhuǎn)面積從2004年的0.04 億hm2增加到2018年的0.35 億hm2，總體上流轉(zhuǎn)規(guī)模保持增長態(tài)勢，但不排除某種因素在短期內(nèi)沖擊而導(dǎo)致個別年份的流轉(zhuǎn)速度波動。

農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)是利益和風(fēng)險同時存在的一種特定行為，農(nóng)戶執(zhí)行農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為時不僅從中獲取利益，也會承擔(dān)著相應(yīng)的風(fēng)險［2，3］。農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避態(tài)度是當(dāng)農(nóng)戶參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為時感知到某種不確定性風(fēng)險事件，而在心智上考慮放棄轉(zhuǎn)出或加以執(zhí)行轉(zhuǎn)出行為，以避免的心態(tài)去做出策略的過程［4，5］，這種不確定性心智狀態(tài)必然會抑制農(nóng)戶最后的行為決策，農(nóng)地流轉(zhuǎn)速度在短期內(nèi)可能放緩。隨著中國農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場機制的健全，土地產(chǎn)權(quán)制度的進一步規(guī)范［6］，農(nóng)地流轉(zhuǎn)規(guī)模逐漸增長，農(nóng)民在農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的風(fēng)險規(guī)避行為減少，農(nóng)戶流轉(zhuǎn)意愿的積極性有所提高，有效推動了農(nóng)地交易市場的進一步發(fā)展［7］。學(xué)術(shù)界學(xué)者已有關(guān)于風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為影響的實證研究。王倩等［7］研究表明風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策及轉(zhuǎn)出地占比有顯著正向影響，但其對未來2年內(nèi)的轉(zhuǎn)出意愿影響未通過顯著性檢驗。孫小龍等［8］以吉魯陜湘4 省為例，實證分析得出風(fēng)險規(guī)避對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出有顯著負(fù)向影響，認(rèn)為農(nóng)戶在農(nóng)地流轉(zhuǎn)決策行為中往往處于“觀望者”“風(fēng)險規(guī)避者”的狀態(tài)。楊衛(wèi)忠［9］指出農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對其農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為有顯著負(fù)向影響。本研究基于哈密市伊州區(qū)6 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)485 戶農(nóng)戶實地調(diào)查數(shù)據(jù)進行Logit 回歸分析，分析執(zhí)行農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的農(nóng)戶面對風(fēng)險事件時的心理狀態(tài)，探究農(nóng)戶的風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對其農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的顯著性情況和影響方向，為中國農(nóng)村土地流轉(zhuǎn)市場的發(fā)展，尤其是為西部欠發(fā)達地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)的穩(wěn)定、健康發(fā)展提供一定的理論和現(xiàn)實依據(jù)。

1 研究設(shè)計

1.1 數(shù)據(jù)來源

本研究采用的數(shù)據(jù)來源于2019年11—12月對哈密市伊州區(qū)6 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)15 個行政村開展的實地調(diào)查，調(diào)查相關(guān)內(nèi)容主要涉及戶主情況、家庭基本情況、農(nóng)地資源情況及農(nóng)地流轉(zhuǎn)情況等。為了確保樣本數(shù)據(jù)的真實性及代表性，最先根據(jù)各鄉(xiāng)鎮(zhèn)經(jīng)濟發(fā)展水平和地理位置等方面的差異，確定了陶家宮鎮(zhèn)、回城鄉(xiāng)、花園鄉(xiāng)、大泉灣鄉(xiāng)、烏拉臺鄉(xiāng)以及沁城鄉(xiāng)共6 個具有典型特征的鄉(xiāng)鎮(zhèn)為樣本點（表1），其中，大泉灣鄉(xiāng)為新疆維吾爾自治區(qū)土地流轉(zhuǎn)的試點鄉(xiāng)鎮(zhèn)，具有較豐富的流轉(zhuǎn)經(jīng)驗及成果。隨后，根據(jù)每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)的規(guī)模和人口分布，了解樣本鄉(xiāng)鎮(zhèn)離市中心的距離，在每個鄉(xiāng)鎮(zhèn)隨機選取1～3 個行政村，每個行政村選取70～90 個農(nóng)戶，通過面對面的訪談記錄方式進行調(diào)查。此次問卷調(diào)查共計發(fā)放量為485 份，最終獲得有效問卷為473 份，樣本有效率為97.53%。

1.2 模型選擇

本研究主要探究風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率的影響，除此之外，家庭特征、人力資本特征、農(nóng)戶認(rèn)知及村莊特征也會對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為產(chǎn)生影響。其建立的回歸方程為：

式中，把農(nóng)戶i在k年農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的概率設(shè)為為關(guān)鍵解釋變量，代表農(nóng)戶i的風(fēng)險規(guī)避態(tài)度；Zik代表控制變量，具體包括家庭特征、人力資本特征、農(nóng)戶認(rèn)知及村莊特征；?j為鄉(xiāng)鎮(zhèn)區(qū)域虛擬變量，用來控制各鄉(xiāng)鎮(zhèn)間的異質(zhì)性；α1為常數(shù)項；β1、β2及β3為待估計系數(shù)；εik為殘差項。

農(nóng)戶進行農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為時一般要考慮2 個問題，一是農(nóng)地是否要轉(zhuǎn)出，二是轉(zhuǎn)出面積為多少。一方面，農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為是二分變量，因此運用Logit模型來檢驗風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響。另一方面，在實地調(diào)查中發(fā)現(xiàn)農(nóng)戶的土地轉(zhuǎn)出是全部或部分轉(zhuǎn)出，經(jīng)過轉(zhuǎn)出土地面積和村集體分配地面積的比例來衡量轉(zhuǎn)出規(guī)模，使用Tobit 模型進行回歸分析，避免了估計結(jié)果出現(xiàn)偏差。此外，為了避免其他因素對模型的多重共線性影響，采用逐步回歸法來提高估計數(shù)據(jù)的有效性。

表1 樣本區(qū)問卷調(diào)查基本情況統(tǒng)計

1.3 變量說明

1.3.1 被解釋變量 本研究把“農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為”設(shè)定為被解釋變量，而農(nóng)地轉(zhuǎn)出和轉(zhuǎn)出率則為農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的代理變量。認(rèn)為農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對其未來的轉(zhuǎn)出意愿也有著一定的影響并對此進行了分析，因此同時把農(nóng)戶未來轉(zhuǎn)出意愿設(shè)定為被解釋變量。

1.3.2 關(guān)鍵解釋變量 研究中引入的關(guān)鍵解釋變量為風(fēng)險規(guī)避態(tài)度。根據(jù)“行為態(tài)度→行為意向”的邏輯途徑關(guān)系，當(dāng)農(nóng)戶對農(nóng)業(yè)新科技或品種的風(fēng)險規(guī)避度較高時，就會促使轉(zhuǎn)出農(nóng)地行為信念的成立，同時表現(xiàn)出對其態(tài)度。一般情況下，農(nóng)戶根據(jù)已收集的信息對農(nóng)地轉(zhuǎn)出給出得分值。針對“農(nóng)戶對新技術(shù)、新產(chǎn)品的支持及采用態(tài)度”這一問題，在1～3 分進行衡量，得分值越高，說明農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避的選擇就會越明顯。

1.3.3 控制變量 控制變量由戶主年齡、受教育年限等家庭特征，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力、信息識別能力、非農(nóng)就業(yè)率、學(xué)生人數(shù)、承包土地面積、周圍平級群體數(shù)量等人力資本特征，對交易對象的了解程度、特殊事件經(jīng)歷情況、農(nóng)產(chǎn)品出售情況等農(nóng)戶認(rèn)知特征，村莊農(nóng)戶平均收入水平等村莊特征組成。統(tǒng)計結(jié)果（表2）顯示，參與調(diào)查的戶平均年齡為53.33 周歲，平均受教育年限為7.27年；從人力資本特征來看，農(nóng)業(yè)收入占家庭總收入的34%，非農(nóng)就業(yè)1年及以上的勞動力占家庭總?cè)藬?shù)的35%，家庭學(xué)生數(shù)量均值為0.91 人，家庭承包土地面積均值為0.54 hm2；從農(nóng)戶認(rèn)知特征來看，農(nóng)戶周圍參與農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的平級群體數(shù)量均值為1.54，農(nóng)戶對流轉(zhuǎn)交易對象的了解程度均值為2.26；村莊農(nóng)戶平均收入為5.86 萬元∕年。

表2 變量定義及描述性統(tǒng)計

2 實證分析

2.1 農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為影響因素分析

回歸結(jié)果（表3）顯示，風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率在5%的水平上有顯著正向影響。在調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的農(nóng)民依然較傾向于運用傳統(tǒng)的經(jīng)營模式，新技術(shù)或產(chǎn)品的應(yīng)用在短期內(nèi)對家庭收益的貢獻不太明顯，即使農(nóng)戶已經(jīng)引入新品種或技術(shù)，也可能受到其自身能力、自然環(huán)境、周圍外界因素等的影響，所帶來的經(jīng)濟效益較低，農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避態(tài)度較強烈，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的可能性較大。

家庭特征中，戶主年齡對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率有顯著正向影響，并均在1%水平上通過了顯著性檢驗。戶主年齡越大其身體各指標(biāo)越減弱，在家享受晚年，會把土地轉(zhuǎn)出給其他勞動力、資金條件允許的人，基本不再參與農(nóng)地經(jīng)營。受教育程度越高，農(nóng)戶越重視自身在第二第三產(chǎn)業(yè)中的發(fā)展優(yōu)勢，選擇轉(zhuǎn)出農(nóng)地，因此，戶主受教育年限對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率有顯著正向影響。

人力資本特征中，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率的負(fù)向影響在1%水平上顯著，表明農(nóng)業(yè)生產(chǎn)能力越高，農(nóng)戶越不愿將土地轉(zhuǎn)出。信息識別能力僅對農(nóng)地轉(zhuǎn)出率的正向影響在5%水平顯著，表示農(nóng)戶的信息識別能力越強，判斷出的信息價值就越高，有助于提高流轉(zhuǎn)效率。非農(nóng)就業(yè)率直接影響農(nóng)戶家庭經(jīng)濟水平，非農(nóng)就業(yè)率越高，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地的可能性就會越大，因此，非農(nóng)就業(yè)率對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率呈顯著正向影響。周圍平級群體數(shù)量對農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率有顯著正向影響，對農(nóng)戶而言，農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為所引起的一切結(jié)果是未知數(shù)，此時農(nóng)戶會關(guān)注周圍社會群體傳輸?shù)男畔⒘?，通過各方觀點和建議的整合來促使農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿的形成。農(nóng)戶擁有的承包地面積越大，農(nóng)地轉(zhuǎn)出率就會越低，因此，承包地面積僅對農(nóng)地轉(zhuǎn)出率有顯著負(fù)向影響。

表3 農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為

從農(nóng)戶認(rèn)知來看，了解交易對象有利于促使農(nóng)地流出行為的執(zhí)行。家庭特殊事件經(jīng)歷情況，包括是否有重病人員，是否有債務(wù)、債務(wù)余額等可以反映農(nóng)戶家庭資產(chǎn)背景?，F(xiàn)實中，小規(guī)模的土地并不完全發(fā)揮對家庭生活的保障功能，大部分農(nóng)戶面對突發(fā)事件時的資金基礎(chǔ)較弱，沒有穩(wěn)定的經(jīng)濟后盾，認(rèn)為轉(zhuǎn)入土地只能給家庭帶來更多的壓力，更傾向于流出農(nóng)地，因此，家庭特殊事件經(jīng)歷情況對農(nóng)地轉(zhuǎn)出及轉(zhuǎn)出率的正向影響在5%水平顯著。農(nóng)產(chǎn)品出售情況在某種程度上影響土地的流轉(zhuǎn)方向，農(nóng)產(chǎn)品出售價格上漲，農(nóng)民家庭經(jīng)濟收入必會提升，轉(zhuǎn)出土地不是農(nóng)戶的首要選擇，反而會考慮流入更多的土地，因此農(nóng)產(chǎn)品出售情況僅對農(nóng)地轉(zhuǎn)出呈顯著負(fù)向影響。

村莊特征回歸結(jié)果顯示，村莊收入水平對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為、轉(zhuǎn)出率在1%水平上有顯著正向影響。農(nóng)戶居住的村莊平均收入水平越高，當(dāng)?shù)赝恋亓鬓D(zhuǎn)市場流動性越好，農(nóng)戶對轉(zhuǎn)出土地的選擇就越積極。

2.2 農(nóng)戶未來農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿分析

從被調(diào)查農(nóng)戶的轉(zhuǎn)出意愿（表4）來看，隨著城鎮(zhèn)化、工業(yè)化的發(fā)展，農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿日益增強，有266 戶即樣本總數(shù)56.24%的農(nóng)戶傾向于轉(zhuǎn)出農(nóng)地，表示分散、小規(guī)模的農(nóng)地經(jīng)營帶來的經(jīng)濟效益不大，農(nóng)戶轉(zhuǎn)出意愿較強烈。有255 戶即樣本總數(shù)53.91%的農(nóng)戶表示不接受農(nóng)業(yè)新科技或新品種，認(rèn)為成本大于預(yù)期收益，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中沒有足夠的資本基礎(chǔ)來面對不確定性因素。

表4 農(nóng)戶未來農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿

基于Logit 模型對農(nóng)戶未來一年內(nèi)的農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿進行回歸分析（表5），得出風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿仍有顯著正向影響，并在5%水平上通過了顯著性檢驗。隨著“三權(quán)分置”的改革和土地流轉(zhuǎn)程序的進一步規(guī)范及完善，農(nóng)戶對土地流轉(zhuǎn)決策的安全感有所提高，逐漸穩(wěn)定了其流轉(zhuǎn)行為的抉擇。目前，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)已有進步，農(nóng)戶對新品種有所嘗試，對農(nóng)業(yè)風(fēng)險事件也逐步產(chǎn)生挑戰(zhàn)意識，但中國農(nóng)村尚未完全解脫傳統(tǒng)的一家一戶分散經(jīng)營，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)在短期內(nèi)無法有效形成規(guī)模，農(nóng)戶預(yù)期收益與實際所得收益間具有較大的差異，更多的農(nóng)戶可能會把農(nóng)地流轉(zhuǎn)給專業(yè)大戶，從而從事其他產(chǎn)業(yè)。因此，未來一年內(nèi)農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿保持增長態(tài)勢。

表5 農(nóng)戶未來農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿回歸結(jié)果

2.3 風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響

實證分析結(jié)果表明，農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避態(tài)度是影響其農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率的重要因素，具有推動農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場發(fā)展的作用。近年來，中國農(nóng)村經(jīng)濟建設(shè)的重視度很高，調(diào)優(yōu)種植結(jié)構(gòu)質(zhì)量，進一步推廣特色農(nóng)產(chǎn)品市場化的同時，也接觸經(jīng)濟效益較高的新品種，引導(dǎo)農(nóng)戶生產(chǎn)高產(chǎn)量、高品質(zhì)的農(nóng)產(chǎn)品，提高農(nóng)產(chǎn)品的商品化率。農(nóng)產(chǎn)品產(chǎn)量、質(zhì)量雖有增長，但其市場競爭日益激烈，價格波動較大［10］。農(nóng)戶作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)中的主要行為決策者，其面臨的自然、市場、技術(shù)等方面的風(fēng)險不可忽視，一旦結(jié)果對農(nóng)戶不利，其對農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場的穩(wěn)定發(fā)展影響極大。

對農(nóng)地轉(zhuǎn)出戶而言，越高的土地租金越激發(fā)農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出意向，從中獲取的經(jīng)濟收益較大，但現(xiàn)實中，新疆天山南北各城市農(nóng)地流轉(zhuǎn)與內(nèi)地其他地區(qū)農(nóng)地流轉(zhuǎn)市場存在一定的差異，流轉(zhuǎn)價格相對偏低，加之拖欠土地租金、分期支付等現(xiàn)象的廣泛存在，導(dǎo)致了頻繁的交易糾紛，一定程度上影響了雙方的流轉(zhuǎn)意愿和積極性，增加了農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出過程中的風(fēng)險規(guī)避程度。隨著土地確權(quán)登記頒證的規(guī)范及明晰，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營主體和土地流轉(zhuǎn)中介服務(wù)機構(gòu)管理的不斷成熟，有效減少了土地交易糾紛次數(shù)，不僅對流轉(zhuǎn)期限及價格進行調(diào)節(jié)，還調(diào)動了農(nóng)戶經(jīng)營性生產(chǎn)的積極性，農(nóng)地轉(zhuǎn)出方獲取土地資金的途徑得到了保障，有效降低了農(nóng)戶轉(zhuǎn)出農(nóng)地時的風(fēng)險規(guī)避態(tài)度。

3 小結(jié)與政策啟示

本研究基于哈密市伊州區(qū)陶家宮鎮(zhèn)、回城鄉(xiāng)、花園鄉(xiāng)、大泉灣鄉(xiāng)、烏拉臺鄉(xiāng)以及沁城鄉(xiāng)共6 個鄉(xiāng)鎮(zhèn)485 個農(nóng)戶的調(diào)查數(shù)據(jù)，分析農(nóng)戶規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為的影響，得出的主要結(jié)論有：一是風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對農(nóng)戶農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為及轉(zhuǎn)出率有顯著正向影響；農(nóng)業(yè)生產(chǎn)接觸的新技術(shù)、新品種是農(nóng)戶自身能力、種植結(jié)構(gòu)和周圍外界因素等方面需要長期投入和調(diào)節(jié)的過程，短期內(nèi)農(nóng)戶的接受程度較低，面向的風(fēng)險偏大，其反映往往是慢熱、規(guī)避的態(tài)度。二是從人力資本特征來看，當(dāng)農(nóng)戶信息識別能力較強，非農(nóng)就業(yè)率較大，周圍平級群體數(shù)量較多時，可以有效促進農(nóng)戶的農(nóng)地轉(zhuǎn)出行為；流出戶對交易對象的了解和自身特殊事件經(jīng)歷情況都會激起農(nóng)戶的轉(zhuǎn)出意愿；農(nóng)戶所在村的收入水平也決定農(nóng)戶農(nóng)地流轉(zhuǎn)行為的質(zhì)量和效率。三是未來一年內(nèi)農(nóng)戶風(fēng)險規(guī)避態(tài)度對其農(nóng)地轉(zhuǎn)出意愿仍有顯著正向影響，但影響幅度不大。

本研究總結(jié)出以下政策啟示：第一，應(yīng)加大農(nóng)產(chǎn)品價格市場機制的形成力度，通過市場調(diào)控和政策制度來穩(wěn)定農(nóng)產(chǎn)品價格，同時也調(diào)控農(nóng)產(chǎn)品價格波動而引起的土地租金變化。第二，在農(nóng)地轉(zhuǎn)出決策中農(nóng)戶最大的安全感來源于轉(zhuǎn)出后享有的就業(yè)和養(yǎng)老保障項目，若轉(zhuǎn)出決策給農(nóng)戶帶來的損失比收益大，那么農(nóng)戶的選擇必然是放棄轉(zhuǎn)出。建議規(guī)范農(nóng)地流轉(zhuǎn)雙方的保險項目，提高農(nóng)戶的安全感，適當(dāng)調(diào)節(jié)賠償力度，使農(nóng)戶遠(yuǎn)離風(fēng)險規(guī)避行為。第三，鼓勵農(nóng)地不集中、規(guī)模較小的農(nóng)戶把農(nóng)地轉(zhuǎn)出給專業(yè)大戶，把家庭勞動力就業(yè)方向轉(zhuǎn)入到非農(nóng)生產(chǎn)中，為農(nóng)業(yè)適度規(guī)模經(jīng)營作出貢獻的同時，從根本上提升自身經(jīng)濟收入。