農機社會化服務對農戶家庭耕地經營規模的影響
——來自CLDS的經驗證據

薛信陽 韓一軍 高 穎

(中國農業大學 經濟管理學院/國家農業市場研究中心,北京 100083)

農機社會化服務有效解決了農村勞動力約束趨緊情況下“誰來種地”、“如何種地”等問題,也使服務規模經營成為農地規模經營之外推進農業適度規模經營的又一條道路[1-2]。2008年以來,盡管農地流轉率經歷了一個快速提升的過程,截至2019年流轉面積增加到了3 700萬hm2,但是中國的農地經營規模格局并未發生顯著變化[1],全國小農戶數量在農業經營主體中仍舊占據著絕對優勢。在農機社會化服務與農地流轉并行發展的過程中,農機社會化服務對農戶家庭耕地經營規模是否產生影響?如何產生影響?以及產生何種影響?回答好以上問題對于探索農機社會化服務影響農業生產要素機制,以及優化農業生產要素配置具有重要意義。

在關于農機社會化服務的研究中,農機社會化服務與耕地經營特征的關系是學者們關注的重點領域,如已有研究表明,耕地細碎化會提升農機社會化服務的作業成本和交易費用,抑制農戶對農機社會化服務的使用[3-5]。現實中,這種抑制作用還存在環節異質性,如與技術密集型環節相比,耕地細碎化對勞動密集型環節服務使用的阻礙更大[6-7]。除了直接的影響,土地細碎化還通過調節作用,削弱農戶兼業化對農機社會化服務使用的促進作用[8]。農機社會化服務還可以降低因耕地細碎化而發生的耕地撂荒比率[9]。耕地流轉是解決耕地細碎化的有效途徑,耕地轉入帶來的規模效應可以增加對農機社會化服務的購買[10],故而容易理解農地規模經營與農機社會化服務使用之間的正向關系,也有研究認為二者呈倒“U”型關系[11-12],原因在于農地經營規模達到一定程度,相應的交易成本和道德風險也會增加,規模經營農戶會由購買服務轉向自購農機[13]。此外,研究還表明產權穩定性增加促進了農戶對服務的購買[14-15]。

事實上,服務規模經營與土地規模經營能夠相互促進、有機統一[2,16]。由于農機社會化服務能夠緩解農戶面臨的資源稟賦約束,改變農戶勞動能力與耕地經營規模的匹配度,使農戶有能力和條件經營更大規模的耕地,因此能夠促進農戶耕地轉入[17],抑制耕地轉出[18-19],擴大耕地經營規模[20]。但是這種促進作用存在異質性,主要體現在規模經營農戶群體中,對小農戶則不顯著[21]。與之相對應的是,農機社會化服務會對小農戶的耕地轉出會產生抑制效用[22]。在服務環節方面,與勞動密集型環節相比,技術密集型環節對規模經營農戶則有更強的促進作用[21]。

總體來看,目前農機社會化服務對耕地的影響探究方面稍顯欠缺,一是現有研究更多的單純關注農機社會化服務對農戶耕地經營規模或耕地流轉,使研究缺乏系統性和全面性。二是現有研究得出農機社會化服務可以增加農戶耕地經營規模,沒有充分考慮農戶規模異質性,且與當前中國戶均經營規模呈兩極分化的現狀不符。本研究利用2018年中國勞動力動態調查數據,對農機社會化服務影響農戶家庭耕地面積、轉入地面積和棄耕地面積進行系統分析,以期為優化農戶耕地配置提供政策啟示。

1 理論分析

農機社會化服務改變農戶勞動能力與經營規模的匹配度。農機社會化服務打破了農戶原有農業生產要素間的平衡[1],改變了農戶勞動能力與經營規模的匹配度,即單位勞動力有能力經營更多的耕地,或單位耕地需要投入更少的勞動力和勞動時間。主要作用途徑有三:一是要素替代,降低成本。勞動力工資的上漲使農村勞動力非農就業的機會成本不斷上升,農戶通過使用服務代替勞動力,節約了生產成本,節約的農業生產成本也為以農為主的農戶轉入耕地、擴大再生產提供了可能。二是緩解資源稟賦約束。農戶從事農業生產經營面臨著資金、技術等資源稟賦約束。現實中,單個農戶自購農機面臨著資金約束,此外,農機新技術的出現和更迭,整體朝向信息化、智能化方向發展,這一知識技術密集型的行業特點,讓有能力自購農機的農戶面臨著使用、保養和維修等眾多問題。農機社會化服務的出現讓農戶省去了技術學習的環節,緩解了技術約束[23]。三是技術進步,提高效率。農業機械化發展為傳統農業改造提供了有力支撐,農機社會化服務加速了農業生產方式的轉型升級[24],通過新技術的普及和應用,不僅縮短了農業生產時間,還提升了農業生產專業化水平[23,25-26](圖1)。

圖1 農機社會化服務對農戶家庭耕地經營規模的影響機制Fig.1 Influence mechanism of agricultural machinery socialization service on the scale of farm land management of peasant household

農機社會化服務可以影響農戶耕地流轉行為。農機社會化服務在能夠有效改變農戶勞動能力與耕地經營規模的匹配度的情況下,對于有條件、有能力、有意愿擴大耕地經營規模,但是由于自身家庭承包經營的耕地數量有限而無法達到理想經營目標的農戶家庭來講,通過擴大耕地轉入面積來增加耕地經營規模是首選方式。相反,在農業生產能力得到提升以后,仍舊無法改變農戶的農業生產經營決策,相應的,其耕地經營規模將不會發生明顯變化。

農機社會化服務降低農戶棄耕地面積。對于在未使用農機社會化服務前存在棄耕行為的農戶來講,使用農機社會化服務可以有效提升農戶在從事非農就業的同時兼顧農業生產的能力,減少土地棄耕,增加農業經營水平。另一方面,隨著農機作業全過程、全鏈條服務水平的提升,以及農業生產托管服務模式的進一步發展,農業生產方式也將進一步發生變化,未來,農業生產的勞動密集型特征進一步下降,更多的是一種生產契約,屆時農戶權衡稀缺資源在農業和非農之間的配置問題將進一步得到解決。因此,總體來講,農機社會化服務將有效減少農戶棄耕地面積,減少耕地撂荒水平。

雖然農機社會化服務可以增強農戶的生產經營能力,但是前提在于農戶將農業作為家庭收入的主要來源,即“有條件、有能力、有意愿”,使用農機社會化服務激勵其以轉入耕地增加經營規模的方式,擴大再生產、實現規模經濟,從而達到利潤最大化的經營目標。現實中規模經營農戶最貼近、最符合以上3個條件。對于大多數小農戶來講,由于主觀上已經不太具備擴大經營規模的動機和行為,農機社會化服務難以對其既定決策產生方向性的影響,但可能會抑制小農戶的棄耕行為。

據此,提出以下研究假說:農機社會化服務通過增加耕地轉入的方式增加農戶家庭耕地面積,但是具有明顯的農戶異質性。此外,農機社會化服務可以減少農戶家庭棄耕地面積。

2 模型、變量選擇與描述

2.1 模型選擇

2.1.1工具變量法(IV)

參考林文聲等[27]的研究,構建農戶決策模型(1),并采用工具變量法解決核心自變量與因變量之間存在互為因果,以及遺漏變量引起的內生性問題。

Landi=α+β·Mech_seri+∑δj·Controlij+εi

(1)

Mech_ser=δ1·Control+δ2·IV+vi

(2)

式中:Land為農戶家庭耕地面積、轉入地面積和棄耕地面積3種類型;Mech_ser為農戶農機社會化服務使用情況,Controlij(j=1,2,…,n)為控制變量,IV是工具變量;α表示截距項;β為核心自變量的回歸系數;δj為控制變量的回歸系數;εi是隨機擾動項。

2.1.2傾向得分匹配(PSM)

在PSM過程中,考慮農戶使用農機社會化服務的情況,若使用,Si=1(實驗組),反之,Si=0(對照組)。Yi1和Yi0分別是Si=1和Si=0時對耕地經營規模的影響結果,二者的差值即為處理效應。平均處理效應的計算公式為:

ATT≡E(Yi1|Si=1)-E(Yi0|Si=1)=
E(Yi1-Yi0|Si=1)

(3)

式中:E(Yi0|Si=1)為非觀測的反事實結果(農戶未使用農機社會化服務的結果)。在匹配方法的選擇上,主要包括近鄰匹配、核匹配和半徑近鄰匹配。

2.2 變量選擇與描述

本研究使用的數據為2018年中國勞動力動態調查(CLDS)。CLDS采用多階段、多層次、與勞動力規模成比例的概率抽樣方法,包含了戶主個人、家庭、所在村莊等信息,是一項大型追蹤調查。根據研究需要,最終從數據中篩選獲得有效樣本1 306個種糧農戶①。從樣本農戶的基本特征可以看出(表1),戶主中男性占據了絕對比重。戶主年齡60歲以上的占比為41.96%,側面反映了農村老齡化問題比較嚴重。戶主受教育水平整體較低,多為初中以下。使用農機社會化服務的農戶占比為84.76%,88.67%的農戶耕地規模在2 hm2以下,總體來看,樣本農戶基本特征與現實情況較為符合。此外,樣本選擇中,超過80%的村莊,其樣本戶數量大于10,為工具變量的選擇奠定了良好基礎。

表1 樣本農戶基本特征Table 1 Basic characteristics of sample farmers

1)被解釋變量。被解釋變量為農戶家庭耕地配置,具體選取了農戶家庭耕地面積、轉入地面積、棄耕地面積3個變量來表征。其中,家庭耕地面積為實際經營耕地面積,通過家庭承包地面積,加上耕地轉入面積,減去棄耕地面積計算得出,單位統一為公頃,hm2。

2)核心解釋變量。核心自變量為農戶農機社會化服務使用情況。借鑒欒健等[28]的研究,用村莊農機社會化服務使用水平作為工具變量。將農戶分為小農戶和規模經營農戶②,從各個分組的均值可以看

① 本研究主要指種植小麥、玉米和水稻三類主糧作物的農戶。

② 主要采用2種劃分方法,一是根據國家統計局統計口徑,以3.33 hm2(50畝)作為小農戶和規模經營農戶的劃分界限。二是借鑒陳超等[29]的做法,以2 hm2(30畝)作為小農戶和規模經營農戶的劃分界限。

出(表2),小農戶的農機社會化服務使用水平都要高于規模經營農戶。此外,小農戶的耕地面積、轉入地面積均小于規模經營農戶。整體來看,規模經營農戶的農機社會化服務使用對應著更大的耕地面積和轉入地面積,而小農戶的農機社會化服務使用則對應著更大的棄耕地面積。從地域劃分來看,東部地區農戶的服務使用水平要高于中西部地區,而中西部地區農戶的服務使用對應著更大的耕地面積和轉入地面積,在棄耕地面積上則差別不大。

表2 不同規模和區域農戶農機社會化服務使用和耕地經營情況Table 2 Agricultural machinery socialization service use and cultivated land management of farmers in different scales and regions

3)控制變量。選擇農戶的個人特征、家庭特征以及村莊特征等作為控制變量。個人特征變量包括戶主年齡、受教育水平、健康狀況、農業生產種植經驗、是否有外出務工經歷、是否接受過職業技能培訓。家庭特征變量包括家庭勞動力數量、農業補貼金額和家庭總收入。村莊特征變量包括到縣城距離、交通狀況、是否組織勞動力外出、是否組織農業技術培訓和地形特征。變量具體含義以及描述性統計見表3。

表3 變量含義及描述性統計Table 3 Variable meaning and descriptive statistics

3 實證結果

3.1 回歸結果

同時進行OLS和IV估計(表4)。在進行IV估計時同時進行了估計識別不足檢驗和弱工具變量檢驗,對應的LM值為429.09,Cragg-Donald WaldF值為631.23,二者均在1%顯著性水平上拒絕了原假設,表明不存在弱工具變量問題。從核心解釋變量的估計系數來看,IV估計結果的系數均大于OLS,表明內生性問題會導致農機社會化服務對農戶家庭耕地經營規模的影響被低估。鑒于此,以下將以IV估計結果為準進行具體分析。

表4 農機社會化服務對農戶家庭耕地經營規模影響估計結果Table 4 Estimation results of the impact of agricultural machinery socialization service on the scale of household arable land operation

從表4可以看出,農機社會化服務使用對農戶家庭耕地面積和棄耕地面積均有顯著負向影響,表明農機社會化服務會導致農戶家庭實際經營耕地面積和棄耕地面積明顯下降,而對家庭轉入地面積沒有顯著影響。農機社會化服務有效提升了農戶的耕地經營能力,改變勞動力數量與經營規模的匹配程度,對于由于勞動力缺乏、農業勞作繁重等原因而撂荒耕地的農戶家庭,由于農機社會化服務的使用或增加使用,可以在不增加農業勞動力或增加少量農業就業時間的條件下進行重新經營,因此,可以有效減少農戶家庭棄耕地面積,提升耕地的使用率。控制變量方面,無論是戶主特征變量、家庭特征變量還是村莊特征變量,都對農戶家庭耕地配置的3種類型具有顯著影響,且總體來看控制變量的作用方向與一般的常識性判斷相符合。

3.2 異質性分析

3.2.1規模異質性

以3.33 hm2(50畝)和2 hm2(30畝)分別作為小農戶和規模經營農戶劃分界限,相應的IV估計分別見表5和6。從表5可以看出,農機社會化服務對小農戶家庭耕地面積在1%的顯著性水平下具有負向影響,對規模經營農戶家庭耕地面積在5%的顯著性水平下具有正向影響,表明農機社會化服務可以促進規模經營農戶耕地面積的增加,但會降低小農戶的家庭耕地面積。農機社會化服務對小農戶家庭轉入地面積沒有顯著影響,對規模經營農戶家庭轉入地面積在5%的顯著性水平下具有正向影響,表明農機社會化服務可以促進規模經營農戶耕地的轉入。現實中,對于規模經營農戶來講,農業作為其主營業務,是家庭收入的主要來源,通過規模經營可以有效降低邊際成本。在自身承包地面積有限的情況下,通過農機社會化服務的采用,可以激勵規模經營轉入耕地,從而充分發揮規模經濟的優勢,實現糧食生產的節本增效。表6中,農機社會化服務對小農戶的耕地面積在1%的顯著性水平下具有負向影響,對規模經營農戶的耕地面積和轉入地面積分別在10%和5%的顯著性水平下具有正向影響,與表5的估計結果保持了一致。

表5 規模異質性分析(以3.33 hm2(50畝)為界)Table 5 Analysis of scale heterogeneity (taking 3.33 hm2 as the dividing line)

表6 規模異質性分析(以2 hm2(30畝)為界)Table 6 Analysis of scale heterogeneity (taking 2 hm2 as the dividing line)

至此,可以解釋在總樣本分析中,農機社會化服務為何顯著降低農戶家庭的耕地面積。農機社會化服務通過促進規模經營農戶耕地轉入的方式增加實際經營的耕地面積,這意味著規模經營農戶的高耕地轉入需求,會引致耕地流轉市場的供給,尤其是近些年耕地租金明顯上升,誘使部分農戶轉出耕地。現實中小農戶尤其是非農戶和二兼農戶是耕地轉出的主體,主要原因在于農機社會化服務使農業生產提質、節本和增效的積極作用,并不能有效改變農業在其總體生產活動中的角色定位。耕地轉出的增加客觀上使小農戶家庭實際經營的耕地面積減少。綜合來看,規模經營農戶增加耕地轉入導致了小農戶的戶均實際經營耕地面積下降,是耕地資源在小農戶與規模經營農戶之間存量轉移的再分配過程。

現有研究多數指出農機社會化服務對農戶家庭耕地經營規模具有顯著正向影響[17,20],這似乎與當前人均耕地規模不斷下降的趨勢相矛盾,2019年第三次全國國土調查數據指出,農業人均耕地約0.09 hm2,目前水平較1996年下降0.02 hm2。本研究的異質性分析表明,農機社會化服務對規模經營農戶轉入地面積和實際經營耕地面積的雙重促進作用,客觀上了降低了小農戶的戶均耕地面積。“全國小農戶數量占農業經營主體的98%以上,小農戶從業人員占農業從業人員的90%,小農戶經營耕地面積占總耕地面積的70%。”[注]全國98%以上的農業經營主體仍是小農戶,http:∥www.gov.cn/xinwen/2019-03/01/content_5369755.htm小農戶耕地規模的下降對于農戶整體耕地規模變化具有決定作用,因此從全樣本來看,農機社會化服務對總樣本的耕地經營具有顯著的負向作用,該研究結果與現實情況相契合。

從表5還可以看出,農機社會化服務對于小農戶家庭棄耕地面積在10%的顯著性水平下具有負向影響,而對規模經營農戶則沒有顯著影響。那么這與基于總樣本估計得出的農機社會化服務對于農戶家庭耕地面積具有顯著負向影響的結論是否矛盾呢?事實上,兩個結論均符合現實情況,從總樣本的估計結果(表4)可以看出,對家庭棄耕地面積的估計系數要小于對家庭耕地面積的估計系數,表明農機社會化服務抑制家庭耕地棄耕的積極作用要小于客觀上由于耕地轉出對農戶家庭耕地面積的削減作用,換言之,農戶家庭減少的棄耕地面積還不足以扭轉家庭實際經營面積持續下降的趨勢,因此,整體來看,農機社會化服務對于農戶家庭耕地面積仍舊具有顯著負向影響。

3.2.2區域異質性

將全國分為東部和中西部兩部分,比較兩區域農機社會化服務對農戶家庭耕地經營規模的影響。從表7的IV估計結果可知,農機社會化服務對東部和中西部地區農戶耕地面積分別在10%和1%的顯著性水平下具有負向影響,對中西部地區農戶轉入地在10%的顯著性水平上具有正向影響。從轉入地面積來看,農機社會化服務對中西部地區農戶家庭轉入地面積在5%的顯著性水平上具有正向影響,對東部地區沒有顯著影響。事實上,從戶均經營耕地面積來看,中西部地區要大于東部地區,尤其是在地域劃分上,本研究將東北三省劃分到了中西部地區范圍,更是提升了中西部地區的戶均耕地面積,這也意味著,中西部地區有更多的規模經營農戶,其對耕地轉入有更高的需求,因而對轉入地面積有顯著正向影響,相比之下,對東部地區農戶家庭的轉入地面積影響則不顯著。值得注意的是,農機社會化服務對東部地區農戶家庭耕地面積的估計系數要大于中西部地區,可能的原因在于東部地區經濟社會發展水平高,非農就業機會較多,小農戶對耕地依賴相對較低,因此有較高的耕地轉出意愿,結果是家庭耕地面積下降明顯。從棄耕地面積來看,農機社會化服務對兩區域農戶耕地撂荒均有顯著的抑制作用。

表7 區域異質性分析Table 7 Analysis of region heterogeneity

3.3 穩健性檢驗

3.3.1更換因變量

在基準回歸中,因變量包括種糧農戶實際經營的種糧用地、果園用地、菜地和林地所有實際經營的耕地面積,由各種耕地類型的家庭承包地面積加上轉入耕地面積減去棄耕地面積計算得到。本部分主要是將因變量的耕地類型集中為實際種糧耕地面積,不再包含果園用地、菜地和林地。從表8可知,無論是核心因變量的估計系數還是其顯著性,更換因變量后的實證結果與更換前保持了一致性,表明基準回歸結果具備穩健性。

表8 農機社會化服務對農戶家庭耕地經營規模影響估計結果Table 8 Estimated results on the impact of agricultural machinery operation services on farmers’ family land configuration meaning and descriptive statistics

3.3.2更換實證方法

為確保研究結論的穩健性,同時也為了解決工具變量潛在的外生性不足的問題,使用傾向得分匹配方法(PSM)進行再次估計。首先,從共同支撐域檢驗可以看出(圖2),對于農戶家庭耕地經營的3種情況,農機社會化服務實驗組與對照組樣本的傾向得分區間都具有很大的重疊范圍,表明大多數觀察值在共同取值范圍內,進行傾向得分匹配僅會損失少量樣本,共同支撐條件得到滿足。

圖2 共同支撐域檢驗Fig.2 Common support domain testing

其次,平衡性檢驗意在使實驗組和對照組樣本除了核心解釋變量差異外,其他解釋變量不具有系統性區別。如表9所示,偽R2匹配后顯著小于0.02;LR值從117.13下降到8.64,相對應的P值為0.373,顯著大于0.1;匹配后的B值為10.7%,顯著小于25%;R值由匹配前的0.72增加到1.15,更加居中于[0.5,2]區間;匹配后的均值偏差從23下降到2.9,出現了明顯下降,表明協變量不存在顯著差異。總體來看,匹配顯著降低了實驗組與對照組之間匹配變量的差異,最大限度地降低了樣本選擇偏誤,通過了平衡性檢驗。

表9 樣本匹配前后平衡性檢驗結果Table 9 Test results of balance before and after matching the samples

最后,分別利用核匹配、近鄰匹配和半徑匹配進行匹配,得出的結果比較接近(表10)。可以看出,3種匹配方法下,對農戶耕地面積和棄耕地面積的ATT均有至少在5%的顯著性水平,對農戶耕地轉入沒有顯著影響,表明工具變量法實證結果具有較好的穩健性。

表10 不同匹配方法的估計結果Table 10 Estimated results of different matching methods

3.4 進一步討論

本研究結果表明,農機社會化服務使用對小農戶和規模經營農戶的耕地面積分別具有顯著負向和正向影響,這與當前中國農戶耕地經營規模兩極分化的發展趨勢相吻合[30]。農戶耕地經營規模兩極分化的出現,一方面源自耕地流轉,耕地通過在農戶間流轉,整體由小農戶流向規模經營農戶,這符合國家促進農業適度規模經營的政策導向。隨著耕地流轉速度的放緩,目前土地流轉率總體穩定在36%左右,其對于經營規模兩極分化的影響將逐漸減弱。另一方面源自農村戶籍人口基數大。農戶耕地經營規模由耕地總面積和農戶總數量決定,城鎮化和工業化的發展消耗了大量耕地資源,但在嚴格的耕地保護制度下,截至2019年國家耕地面積總體維持在12.67億 hm2(19億畝)。與之相對應,國家2021年戶籍人口城鎮化率為46.7%,與64.72%的常住人口城鎮化率相比依舊存在很大差距。農村戶籍人口和農戶數量基數大,尤其是農村戶籍人口減少的速度慢于耕地減少的速度,對農戶耕地經營規模具有直接影響。唯有嚴格落實耕地保護政策和同步提升戶籍人口城鎮化率,才能穩步推行農地適度規模經營。需要注意的是,實證結果還表明,農機社會化服務對中西部地區農戶耕地面積的負向作用要大于東部地區農戶,表明與東部地區相比,中西部地區農戶耕地經營規模兩極分化的趨勢更明顯,因此,在推進戶籍制度改革過程中要有側重、因地制宜的進行政策制定和實施。

4 政策啟示

本研究對農機社會化服務影響農戶家庭耕地經營規模的理論機制進行了深入分析,運用CLDS2018數據對研究假說進行了實證分析,結果如下:第一,農機社會化服務對農戶家庭耕地面積和棄耕地面積均有顯著負向影響,對轉入地面積沒有顯著影響。第二,規模異質性分析表明,農機社會化服務對于規模經營農戶的耕地面積和轉入地面積具有顯著正向影響,對小農戶的耕地面積具有顯著負向影響,農機社會化服務可以激勵規模經營農戶管理更多的耕地,從而更好的實現規模經濟,其耕地轉入的需求,引致了小規模農戶的耕地轉出供給,客觀上導致了小農戶以及總樣本農戶家庭耕地面積的減少。此外,農機社會化服務對于小農戶的棄耕地面積具有顯著負向影響。第三,區域異質性分析表明,農機社會化服務對東、中西部地區農戶家庭耕地面積和棄耕地面積均有顯著負向影響,對中西部地區農戶家庭轉入地面積有顯著正向影響,對于東部則表現不明顯。相比較而言,中西部地區的規模經營農戶數量更多,戶均經營耕地更大,因此總體來講對農戶家庭轉入地面積影響更大。此外,對于東、中西部地區農戶家庭棄耕地面積均有顯著負向影響。穩健性檢驗得出的結果均與基礎回歸保持了一致,表明回歸結果具有穩健性。

基于此,本研究提出以下政策啟示:一是完善農機社會化服務供給。以農機社會化服務為代表的服務規模經營作為農地規模經營的重要補充,共同推進農業適度規模經營。中國要在現有基礎上“補短板、強弱項”,促進農機社會化服務向全流程、全產業發展,在促進種糧農戶規模經營方面發揮出更大作用。二是加快戶籍制度改革,完善社會保障機制。在嚴格執行耕地保護政策的基礎上,要加快戶籍制度改革,尤其是在涉及與戶籍制度掛鉤的就業、教育、醫療等民眾關切的重要問題上強化保障,減少農民進城的后顧之憂,加快農民工市民化,逐步縮小兩種統計口徑下的城鎮化率差距,為農業適度規模經營創造條件。此外,要充分考慮到區域差異,有側重、因地制宜推進相關政策的制定和實施。