農業生產性服務政策對種植結構趨糧化的影響
——來自準自然實驗的證據

周發明，唐 望，彭柳林

（1.湖南農業大學 經濟學院，湖南 長沙 410128；2.湖南第一師范學院 商學院，湖南 長沙 410205；3.湖南人文科技學院 數學與金融學院，湖南 婁底 417000；4.江西省農業科學院 農業經濟與信息研究所，江西 南昌 330200）

一、引 言

隨著工業化、城鎮化的快速推進，耕地的拋荒問題與“非糧化”問題日益凸出，由此引發人們對于糧食安全的擔憂。 黨的二十大報告指出，“要全方位夯實糧食安全根基，健全種糧農民收益保障機制”，而短期內糧食安全的根本保障則是充分調動農民的種糧積極性。 雖然我國糧食總產量已經連續7 年穩定在1.3 萬億斤以上，糧食供給總量充足，但隨著消費結構的升級，糧食需求的結構性矛盾日益突出，農業種植結構存在著結構不匹配和難以適應農產品消費結構升級的需求等問題［1］，且由于種糧收益低，農民的種糧積極性并不高［2］。 因此，如何實現我國農業種植結構優化與種植結構“趨糧化”是政府和學術層面關注的重要問題。 學術界已有文獻關注到了非農就業［1,3-4］、土地流轉［5］、農地產權穩定［6］、農民收入結構變化［7］、農業機械化［8-10］對農業種植結構調整的影響，且從政策評估視角出發研究了“保險+期貨”試點政策的影響［11］。 羅必良指出，我國2003 年以來種植結構的“趨糧化”并非是由農業稅減免與農業補貼政策的直接誘導，而是由農戶在要素流動與卷入農業分工過程中所內生的自我執行機制決定的［12］。據統計，截至2020 年底，農業生產性服務可促進糧食增產10%～20%、農戶畝均節本增收150～300 元、減肥減藥10%～25%，有效地提高了農民的種糧積極性①。 以往研究忽視了農業服務卷入對農業種植結構調整的影響，農業生產性服務不僅可以抑制耕地拋荒［13-15］、促進土地規模經營［16-18］、提高農業生產效率［19-21］、降低化肥投入［22-23］、減少農業碳排放［24-25］、激勵農戶耕地保護行為［26-27］、推動農業高質量發展［28］、調整農業生產模式［29］、促進土地流轉［30-31］、改善小農戶福利［32］，而且對于保障糧食安全和提高農業經營績效也具有重要意義［33］。 與此同時，政府對于促進農業社會化服務的發展也作出了行動指南，連續十八年的中央“一號文件”都對發展農業社會化服務有新的表述和部署，在農業政策的頂層設計上，開始強化社會化服務的地位。 這些政策的實施和文件的頒發為糧食安全研究領域提供了新的政策研究視角。 那么，這些政策如何以及在多大程度上影響我國種植結構，明晰這一問題對于闡明政策運行機制、評估政策實施效果具有重要作用，且對保障國家糧食安全具有重要現實意義。

勞動力非農轉移的加深會導致農業用工成本的上升，農戶會傾向于種植勞動投入少、機械化程度較高的糧食作物，這將成為我國農業結構調整的主要方向［34］。 羅必良則進一步指出，農業生產性服務的發展將進一步推動農業種植結構調整的“趨糧化”［35］。 學術界已經開始重視農業生產性服務對農業結構調整的影響，但現有關于農業生產性服務與種植結構“趨糧化”關系的文獻還相對較少，只有極少數學者就農業社會化服務對種植結構“趨糧化”的效應展開分析，指出農業社會化服務將對種植結構“趨糧化”產生正面影響且存在明顯的地區差異。 鮮有學者從政策評估視角出發，探究農業生產性服務政策對于種植結構“趨糧化”的影響。 政策在實際過程中是否能夠有效推動農業種植結構調整，如果答案是肯定的，那么產生這種作用的內在作用機理是什么，這一作用是否會存在異質性，這些都是值得深入探討的問題。

據此，本文嘗試從以下方面對當前研究進行拓展：（1）本文從政策有效性評估視角出發并基于漸進雙重差分法、PSM-DID 模型、SDID 模型和中介效應模型等致力于厘清農業生產性服務政策能否促進農業種植結構的“趨糧化”。 （2）從培育服務組織、促進土地流轉、引致農業投資三條路徑出發，揭示農業生產性服務政策對種植結構“趨糧化”影響的內在機制，并對影響機制進行實證檢驗，探究政策基于何種機制釋放紅利進而推進種植結構“趨糧化”，打開作用機制層面的“黑箱”。 （3）從多個視角出發探究農業生產性服務政策的的異質性影響，以期探索出更具針對性的策略。 對于上述問題的探討不僅有助于開辟出一條農業生產性服務政策保障糧食安全的新路徑，而且可以為后續農業生產性服務政策的制定與實施提供參考依據。 因此本文的研究可以在一定程度上彌補相關研究的空白，具有一定的邊際貢獻。

二、理論分析與研究假說

“趨糧化”的內在邏輯為節本增效。要充分調動農戶的種糧積極性，就要保障種糧收益的提升。古典經濟學家認為規模經濟內生于分工經濟，而農業生產性服務的本質是分工。 以為小農戶服務為代表的農業生產性服務，通過服務外包的形式引入技術、資金、企業家才能以及交易組織方式等，將小農戶卷入分工經濟［36］。 農業分工不僅可以提高糧食作物播種面積和產量［9,37］，且對農業生產效率的提升和農業生產成本的改善也具有積極的影響［38,39］。毫無疑問，在糧食價格穩定的情況下農業生產性服務在“降本增效增產”的同時實現了種糧收益的提升。 欒健證實了這一觀點，即農業生產性服務對種糧收益具有顯著的正向影響［40］。 而政策試點將積極培育服務組織，提升地區農業生產性服務的發展水平，生產性服務水平的提升則將直接提高農戶的種糧意愿［41］，從而對種植結構“趨糧化”造成影響?；谝陨戏治?，提出假說1：

假說1：農業生產性服務政策將正向影響種植結構“趨糧化”。

小規模農戶分散化經營是我國農業生產長期面臨的約束，在農業勞動力弱質化與農業用工成本不斷提升的復合背景下，農業生產性服務政策對于調動農戶種糧積極性和種植結構“趨糧化”的影響主要通過以下三條路徑實現。 第一，政策試點地區通過大力培育服務組織，發展“聯耕聯種”“代耕代種”“土地托管”等，理性農戶在農業用工成本不斷上升的背景下通過購買農業生產性服務可以降低生產成本；并且政策試點地區通過引導地區服務組織發展還可以打破地區壟斷，降低服務價格。 第二，農業生產性服務通過土地流轉等方式實現土地規模經營［17］，促進耕地連片化經營和專業化生產［28］，而土地規模經營為機械化生產創造了條件，在擴大了外包服務的市場容量的同時降低了服務組織的進入門檻，有效降低了外包服務費用，且農業生產性服務組織相較于小農戶，更具有市場談判力和議價能力，能夠緩解信息不對稱問題，減少成本效率損失［42］。 此外，農業生產性服務通過優化糧食生產規模、改進糧食生產方式、增加糧食產量［28,43］促進農民經營性收入增長。 第三，改造傳統農業需要投入新的要素，政策試點地區在得到試點資金的同時，能夠引導社會資本投入到農業生產過程中，實現對傳統農業的改造和實現資源的有效配置，進而顯著促進技術進步［44］和農業生產效率提升［38-39］。效率的提升將正向影響農戶的種糧收益，進而對種植結構“趨糧化”產生積極影響。 綜上，農業生產性服務政策將降低農戶農業生產成本并實現種糧收益增長，充分調動農戶的種糧積極性。 基于此，提出如下假說：

假說2：政策通過服務組織的培育促進種植結構“趨糧化”；

假說3：政策通過促進試點地區的土地流轉促進種植結構“趨糧化”；

假說4：政策通過引入資本進入農業領域促進種植結構“趨糧化”。

三、研究設計

（一）模型構建

2013 年中央“一號文件”指出要促進農業生產社會化服務機制創新，推動農業生產規?；?、組織化發展。 緊接著財政部印發了《2013 年農業生產全程社會化服務試點實施指導意見》，并在河北、江蘇、湖南等8 個省開展農業生產全程社會化服務試點。緊接著，2016 年農業部、財政部印發了《關于做好2016 年農業生產全程社會化服務試點工作的通知》。 通知指出，在湖南省、黑龍江省等17 個地區開展農業生產全程社會化服務試點，要求每個地區的試點資金原則上不少于1000 萬元，試點縣要聚焦關鍵和薄弱環節，大力培育多種形式的社會化服務組織，促進社會化服務從農業生產單個環節向全程生產性服務轉變，從小規模分散經營向大規模服務轉變，推動農業全程機械化、規?；?、集約化發展，推進農業生產性服務發展。

鑒于各地區政策試點的時間不同，本文采用漸進雙重差分法分析政策試點對于地區種植結構調整的影響，同時控制個體固定效應、時間固定效應的影響，基礎模型如下：

其中：yit為第i 個省t 時期的種植結構“趨糧化”的度量指標；DIDit為農業社會化服務試點省份的虛擬變量，若i 省在t 年進行了試點，則t 年及之后的年份DIDit取值為1，否則取值為0。 此外，α為常數項，β和δ為待估參數；Xit為隨時間變化的控制變量；μi為省域固定效應；γt為對應年份的固定效應；εit為隨機誤差項。

進一步，本文借鑒江艇［45］的做法，采用兩段式中介檢驗方法驗證政策試點與中介變量之間的關系。 具體模型設定為：

其中，MIDit為中介變量，其余變量設定同（1）式。

（二）變量選擇

1.被解釋變量。被解釋變量為種植結構“趨糧化”，本文采用糧食作物播種面積占農作物總播種面積的比重表示。

2.核心解釋變量。 農業生產性服務政策DIDit作為本文的核心解釋變量，用以反映政策試點對于種植結構“趨糧化”的凈影響。 當系數為正時，說明政策能夠促進試點地區種植結構“趨糧化”。

3.控制變量。本文選取的控制變量有：（1）財政支農水平，用政府一般公共預算支出中用于農林水事務的占比度量；（2）機械化水平，用農作物耕種收綜合機械化率度量，具體計算公式為機耕率×0.4+機播率×0.3+機收率×0.3；（3）人均產量，用農作物總產量/農村總人口表示；（4）勞動力轉移，用農村外出務工勞動力/農村勞動力表示；（5）灌溉水平，用有效灌溉面積/農作物總播種面積衡量。

4.中介變量。根據前文的理論分析，本文的中介變量為服務組織培育、農地流轉和農業資本投資。其中服務組織培育用農民專業合作社數量來衡量，農地流轉用家庭承包耕地流轉總面積/家庭承包經營耕地面積度量，而投入到農業中的資本用投向農林牧漁業的固定資產來衡量。

（三）數據來源與描述性證據

1.數據來源。本文采用2007—2021 年全國30 個省份（含自治區、直轄市，下同）的面板數據（鑒于數據的可獲取性，不包括西藏自治區、臺灣省、香港特別行政區和澳門特別行政區）。 數據來源于《中國農村統計年鑒》（2008—2022）、《中國統計年鑒》（2008—2022） 和各年中國農村經營管理統計公報并經整理而來，個別缺失數據利用插補法進行補齊。 表1 給出了各省份的描述性統計特征。

表1 變量描述性統計結果

根據前文的理論探討，本文首先對試點地區和非試點地區種植結構“趨糧化”的發展趨勢進行簡要分析。 圖1 顯示在2013 年政策試點之前，試點地區與非試點地區的種植結構“趨糧化”均表現出相同的下降趨勢，可以在一定程度上反映出滿足平行趨勢的基本假定。 而在政策試點之后，可以發現試點地區的種植結構表現出明顯的“趨糧化”特征，即糧食作物種植面積占比增大，且在政策實施之后的第2 年政策效應凸顯。而在非試點地區，種植結構在短暫上升之后表現出明顯的下降趨勢?？梢钥闯鲈圏c地區與非試點地區表現出明顯的差異性，那么，政策試點與種植結構“趨糧化”之間是否存在因果關系呢？ 后文將對此展開分析。

2.描述性證據

圖1 不同地區種植結構“趨糧化”發展趨勢

四、實證檢驗

（一）基準回歸結果

表2 報告了基本回歸模型的估計結果。 不難發現，政策試點均在1%的顯著性水平下通過檢驗。與此同時，政策的系數為正，說明農業生產性服務政策能夠顯著提高試點地區的糧食作物播種面積占比，即政策試點對種植結構調整具有“趨糧化”效應，據此前文提出的假說1 得到驗證。 可能的原因是：試點地區政策致力于促進小農戶與現代農業有效銜接，通過服務規模經營的方式促進土地流轉和土地規模經營，相較于經濟作物，糧食作物種植的機械化程度更高，需要投入的勞動力資源相對較少，在勞動力轉移的現實背景下通過生產性服務實現對部分勞動的替代，可以緩解農業勞動力的剛性約束。 與此同時，政策試點地區能夠通過大力培育服務組織，促進各地區農業生產性服務發展，試點地區能夠更加便捷地獲取到服務，從而實現種植結構“趨糧化”調整。 此外，大量研究表明農業生產性服務組織能夠顯著降低農戶棄耕面積，進一步凸顯政策的“趨糧化”效應。

表2 基本回歸模型估計結果

從控制變量來看，財政支農水平和勞動力轉移對種植結構“趨糧化”的影響為負，可能的原因是財政支農的數量和投入結構不合理導致種植結構具有“去糧化”特征，勞動力轉移將直接導致在農忙時節農業生產缺乏勞動力，進而不利于種植結構“趨糧化”。 而人均產量、機械化水手和灌溉水平的影響則為正。

（二）平行趨勢檢驗與政策的動態效應

平行趨勢假定是使用雙重差分法的前提，平行趨勢的假設檢驗同時也可以進行政策動態效應的檢驗。本文借鑒莫怡青［46］的做法開展平行趨勢檢驗并分析政策試點的動態效果，模型設定如下：

圖2 給出了估計系數βt的變動趨勢及相應的置信區間。 可以看出，在政策實施以前，所有的置信區間基本上都包含了0。但在2013 年政策實施之后，估計系數的置信區間大都在0 以上，說明估計系數在各年份之間存在顯著差異，滿足平行趨勢的假設。 但從政策的動態效果來看，政策效果在政策實施之后的第3 年才顯著，這與前文的描述性分析結果一致。 可能的原因是政策實施初期，政策的配套措施不夠完善，小農戶對于農業服務外包這一服務模式的接受度不高，從而導致政策的“趨糧化”效應沒有立馬凸顯。 而在政策實施兩年后，隨著試點政策的進一步完善和農戶對于農業生產托管的意愿加強，政策效應凸顯，且隨著時間的推移，政策實施對于種植結構“趨糧化”的正向影響穩定在一定的水平。

圖2 平行趨勢檢驗與政策的動態效果

（三）穩健性分析

1.安慰劑檢驗。 為了排除其他因素影響種植結構“趨糧化”，本文通過重復500 次隨機生成過程，隨機化處理組進行了安慰劑檢驗，結果見圖3。圖3 匯報了隨機生成組的估計系數及其P 值的分布情況。 可以看出，隨機生成的估計系數符合正態分布，在0 值附近波動，且離基準結果值有一定差距，這為本文政策試點促進種植結構“趨糧化”的研究結論提供了進一步的支持。

圖3 安慰劑檢驗（重復500 次）

2.基于PSM-DID 的實證。 為進一步排除樣本選擇偏差對估計結果的影響，本文選用雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）方法來進行分析。 具體的做法是，將人均糧食產量和勞動力轉移程度作為篩選標準，采用核匹配方法進行匹配。 根據匹配樣本重新運用DID 模型進行分析，結果見表3（1）列，可以看到，PSM-DID 模型的估計結果仍然支持農業生產性服務政策對種植結構“趨糧化”的影響顯著為正，故認為本文的基準模型結果是穩健的。

表3 穩健性檢驗結果

3.運用合成DID 進行估計。 Arkhangelsky 等將雙重差分法和合成控制法結合起來，形成了一種新的合成雙重差分法（SDID）。 SDID 具有雙重穩健性的特征，也就是說在給定正確、清晰設定的固定效應模式時，SDID 的估計量在各種加權方案下都是穩健的。即使基礎固定效應模型設定錯誤，而真正的數據生成過程涉及一個更一般的低級別數據結構時，SDID 在適當設定合成控制法的懲罰權重時仍是穩健的。SDID 估計結果見表3（2）列所示，從估計結果來看，合成DID 仍然支持政策促進種植結構“趨糧化”這一結論，且與基準模型結果相比，政策的促進作用更大，進一步證明了估計結果的穩健性。

（四）異質性分析

農業發展政策的有效性與農業資源稟賦等因素具有一定的關聯，而往往不同的地區這些因素之間呈現出顯著的地區異質性，因此本文將進一步針對異質性問題展開分析。 本文將主要從3 個方面展開異質性分析：（1）探究是否為糧食主產區的異質性影響；（2）探究服務組織的差異；（3）探究機械化水平的差異。 結果如表4 所示。

表4 異質性分析

1.區域定位發展差異。為進一步探究試點政策對于種植結構“趨糧化”的異質性影響，本文在回歸中加入糧食主產區虛擬變量和“糧食主產區×政策試點”交乘項。 回歸結果如表4（1）所示。 可以看到，交乘項的系數顯著為正，表明相較于非糧食主產區，糧食主產區的試點政策對于促進種植結構“趨糧化”的作用更為顯著。 可能的原因在于，相較于非糧食主產區，為了確保種糧積極性，糧食主產區建立了國家糧食安全保障基金，具有配套的財力獎補體系，糧食主產區的一系列政策不僅對糧食種植戶給予支持保護補貼、農機購置補貼、農業保險支持等優惠政策，而且加大了高標準農田、農田水利、土地整理和農業綜合開發等項目的補貼力度，這些政策能夠與農業社會化服務政策試點發揮協同作用，從而充分調動農民的種糧積極性。

2.服務組織差異。 農業生產性服務政策發揮“趨糧化”效應的前提是小農戶能夠便捷地獲取到農業生產性服務［47］，因此，本文進一步分析各地農業服務組織差異導致的異質性影響。 服務組織的數量和服務質量達不到小農戶的要求，將不利于試點政策效應的發揮。 雖然在農業社會化服務體系中，不同的服務組織形式都是不可缺少的，但是，農民合作社相對而言作為農民自己組建、自己可以掌握的服務機構，有著不同于其他服務組織的獨特優勢。 合作社能夠統籌資源，實現參與主體的收益增加、降低農業經營風險，且依托于合作社的農業生產托管、代耕代種等模式更容易被農戶所接受。 因此，本文在回歸方程中加入農民專業合作社數量的虛擬變量②和“農民專業合作社虛擬變量×政策”的交乘項。 回歸結果顯示，交乘項系數顯著為正，說明服務組織數量越多，農業生產性服務試點政策對于種植結構“趨糧化”的促進作用就越強。 可能的原因是，服務組織多，不僅可以縮小農戶獲取到農業生產性服務的半徑，促進資源配置效率的合理性、市場容量的穩定性，并且由于市場機制的介入可以促進服務主體提高服務質量、打破地區壟斷、降低服務價格，進一步降低小農戶購買農業生產性服務的成本，從而實現服務規模經營，促進種植結構“趨糧化”。

3.機械化水平的異質性。 表4（3）給出了機械化水平的異質性影響，可以看出交乘項的系數為正，且通過顯著性檢驗，說明機械化水平越高，農業生產性服務試點政策對種植結構“趨糧化”的促進作用就越明顯。 一個可能的解釋是：伴隨著農村勞動力的非農轉移、農民勞動力價格的持續上漲，糧食生產已經由勞動密集型轉為勞動節約型，機械化能夠替換部分勞動，在糧食作物全程機械化快速推進的過程中，農業機械化對于勞動的替代，進一步緩解了勞動力弱質和勞動成本攀升的困境，農業機械化要素的介入及其對勞動力的替代有效地促進了種植結構“趨糧化”發展。

五、進一步分析：中介效應分析

農業生產性服務政策到底是通過何種途徑推動種植結構“趨糧化”呢？ 本文將從數據的可獲取性和實際出發，結合上文提出的3 條基本路徑對政策“趨糧化”背后的影響機制進行深入探究。

1.服務組織培育。 表5（1）報告了農業生產性服務政策試點對服務組織培育影響的回歸結果。 試點政策的系數顯著為正，表明政策試點可以促進地區農民專業合作社數量的發展。 一個可能的解釋在于：大多數政策試點地區的首要任務是大力培育服務組織，而農民合作社作為小農戶接受度最高的服務組織首先便獲得了政策支持，在政策的驅動下可以引導農戶成立專業的農民專業合作組織，增加服務供給主體，擴大農業生產性服務組織的服務半徑，有效促進試點政策“趨糧化”效應的發揮。

表5 影響機制分析

2.促進農地流轉。 表5（2）報告了農業生產性服務政策試點對于農地流轉的回歸結果。 政策試點的系數顯著為正，說明政策試點可以促進地區土地流轉。 一個可能的原因在于：鐘真等人指出，農業社會化服務才是實現農業規模經濟的充要條件［48］。 而農業社會化服務能夠有效緩解農業規模經營所面臨的約束［17］。 不僅小農戶需要農業生產性服務，種植大戶、家庭農場等也迫切需要農業社會化服務［49-50］。政策試點地區隨著服務組織的介入，解決了種植大戶、家庭農場等對于社會化服務的需求，從而穩定了新型農業經營主體的糧食作物種植決策，進而通過農地流轉這一路徑實現了種植結構“趨糧化”。

3.引致農業基本投資。 從表5（3）列的回歸結果可以看到，政策可以有效增加試點地區投向農林牧漁業的固定資產。 一個可能的原因是：政策基于資本密集、技術密集和高度市場化的特點，以市場為載體有效地促進了非公有資本和各類現代化生產要素進入農業領域為農業提供專業化的生產性服務，為農業的穩定提供了保障。 綜上，可以看出，政策的實施從培育服務組織、促進土地流轉和引致農業基本投資三條路徑促進種植結構“趨糧化”。到此，上文提出的假說2、假說3 和假說4 得到驗證。

六、結論與啟示

在農地“非糧化”與農民種糧積極性下降的雙重復合背景下，探究種植結構“趨糧化”的驅動機制和優化策略對于保障糧食安全至關重要。 基于此，本文采用漸進雙重差分法、PSM-DID 模型、合成雙重差分法與中介效應模型考察了農業生產性服務政策的實施對于種植結構“趨糧化”的因果效應、區域異質性和作用機制，主要研究結論包括以下幾個方面：第一，政策的實施對種植結構“趨糧化”具有顯著的推動作用，同時動態效應結果顯示政策在試點之后的第3 年“趨糧化”效應才凸顯出來，之后政策效應穩定在一定的水平上；且在通過安慰劑檢驗，利用PSM-DID、SDID 重新進行估計之后，政策實施對種植結構“趨糧化”的促進作用依舊顯著。 第二，異質性分析發現，政策的實施具有明顯的地區差異。 在糧食主產區、農業合作社數量較多的地區和機械化水平較高的地區政策的“趨糧化”效果更加顯著。 第三，政策促進種植結構“趨糧化”的影響路徑主要是通過培育農業服務組織、推動農地流轉和引致農業基本投資三條路徑實現的。

本文的主要研究啟示有：第一，農業生產性服務推動了農業分工深化，農業生產性服務政策試點的“趨糧化”效應是新發展階段保障國家糧食安全的新思路和新路徑。 要充分認識農業生產性服務政策促進種植結構“趨糧化”的作用機制，加大糧食主產區的農業投資、培育服務組織和促進土地流轉實現規模經營。 第二，要考慮政策效應的區域異質性，在推進農業社會化服務發展中應因地制宜實現差異化的對策：一是加大糧食主產區農業生產性服務發展資金和政策的支持力度，政策傾向于引導小農戶接受農業生產托管、半托管、代耕代種、聯耕聯種等不同模式的農業生產性服務，推進農業社會化服務的高質量發展，最大限度激發政策在促進糧食主產區種植結構“趨糧化”的積極作用；而在非糧食主產區，政府要制定相應的政策措施，例如通過補貼等方式，擴大農業社會化服務組織的數量，改善“軟”實力環境，積極推進農業生產性服務發展。 二是在服務組織數量較少的地區，注重培育農業服務組織，培育多元的服務主體，積極發展農村集體經濟組織和扶持農業技術推廣服務組織等。同時，借助高標準農田建設政策等一系列政策促進農業規模經營，增大市場容量，引致農業服務組織的卷入。 三是在農業機械化發展水平較高的區域，政策主體要注重引導服務主體向高質量發展，通過推動服務主體融合發展，不斷創新農業生產性服務方式，推進專項服務與綜合服務協調發展；在機械化水平不高的地區，政策應積極引導服務組織提供除機耕、機收等基礎機械化服務，鼓勵支持服務組織提供機械施肥施藥、秸稈機械還田等，促進種植結構“趨糧化”調整。 第三，在勞動力轉移和農民種糧積極性不高的現實背景下，政策干預雖然取得了“趨糧化”的效應，但農業用工成本的上升和糧食價格的下降制約種糧收益提升，無法保障政策效應的可持續性。 因此需要提升小農戶與現代農業有機銜接水平，促進小農戶接受農業生產性服務外包模式，多舉措提高農戶種糧的綜合效益和積極性。

注釋：

①詳見中國政府網http://www.gov.cn/xinwen/2020-12/18/content_5570943.htm。

②農民專業合作社虛擬變量的具體做法是計算各地區農民專業合作社數量的均值，小于均值的地區為0，大于均值的地區則為1。 下文中關于機械化水平的虛擬變量設定同。