农业补贴、“三权分置”与农户农业生产经营——基于CHFS数据的实证分析

公茂刚,王佳虹

(山东理工大学 经济学院,山东 淄博 255012)

一、引 言

农业补贴作为影响农业发展的外因,是在世界各国通行的农业扶持政策[1-2]。农业是国民经济的基础,由于其生产周期长、受自然环境影响大、产品需求弹性小等特点,生产经营面临较大的自然风险和市场风险。风险发生时必然会导致农产品供给减少、价格上涨,影响整个国民经济的正常运行和人们的正常生活,甚至威胁国家粮食安全,因此农业支持保护补贴政策,被WTO认定为没有或仅有最微小贸易扭曲且不需要做出减让承诺的“绿箱政策”得到世界各国的广泛采用。2004年开始,中国实行了减免农业税的惠农政策,同时加强了对农业发展的财政补贴。2006年1月1日起,国家全面取消了农业税,初步形成了以种粮农民直补和农资增资综合直补为主的综合收入型补贴;以良种补贴、农机购置补贴为主的专项生产型补贴;以及以粮食最低收购价、临时收储政策为主的价格支持保护补贴等为主要内容的农业补贴框架。2016年开始,良种补贴、粮食直补和农资综合补贴合并为农业支持保护补贴。据财政部数据,2004年这三项补贴的金额为144.5亿元(1)2004年实施的农业补贴只包括良种补贴和粮食直补两项,农资综合补贴在2006年才开始实施。,2016年合并之后为1 404.91亿元,2018年补贴金额超过2 200亿元。农机购置补贴金额由2004年的7 000万元增加到了2016年的237.37亿元,2019年则为180亿元。为避免全面放开粮食收购市场带来的粮食价格异常波动,调剂余缺,保护农民利益,2004和2006年分别开始对稻谷和小麦实施最低收购价政策。作为最低收购价政策的补充,2007年开始实施临时收储政策。政策性农业保险补贴以及中央财政拨付的农业生产救灾和特大防汛抗旱补助资金也是农业补贴的重要形式。财政部数据显示:中央财政农业保险保费补贴资金2017年为179.04亿元,2018年为199.34亿元;中央财政拨付农业生产救灾及特大防汛抗旱补助资金2017年为80.23亿,2018年为71.75亿。农业补贴政策和实施机制的不断完善,必然对农户的农业生产经营产生影响。由农业补贴的形式和内容可知,其对农业生产经营的作用主要通过影响农户的农业生产要素投入能力及其生产经营积极性来实现。

农业补贴作为农业发展的外因,具有不可持续性。为实现持续农业内生发展,近年来国家加强了农村土地产权制度改革,其中农地“三权分置”政策是当前农村土地制度改革的核心。农地“三权分置”是继家庭联产承包责任制之后又一项自下而上的伟大制度创新,在所有权与承包经营权分离的基础上实现了所有权、承包权和经营权的三权分离。土地作为农业生产的基础性投入要素,其权利结构的细化和明晰界定将有效保护各方权利主体的合法权益,进而促进土地要素的流动和合理配置,并能通过经营权流转和抵押贷款等方式带动其他农业生产要素投入。农地“三权分置”政策实施的前提和基础是承包经营权确权登记颁证。2009年中国开始承包经营权确权登记颁证试点,2013年中央1号文件明确提出“用5年时间基本完成承包经营权确权登记颁证工作”,2014年开始陆续在全国各省开展整省确权登记颁证试点,同年,党中央明确提出形成承包地所有权、承包权、经营权三权分置格局。2015年、2016年和2017年中央1号文件分别提出界定、完善和落实农村土地“三权分置”政策。2018年中央1号文件提出平等保护土地经营权,同年修正《中华人民共和国农村土地承包法》,依法保护土地承包经营权,并为经营权抵押贷款扫除了法律障碍。农地“三权分置”促进了土地流转和规模化经营,带动了其他生产要素投入,提高了农业生产效率,促进了农业发展。据农业农村部数据,截至2018年底,全国承包土地流转面积5.39亿亩,约占35%,转出农户7 235.2万户,50亩以上的规模经营户达到402.1万户;全国232个试点县市区经营权抵押贷款余额520亿元,累计发放964亿元,农地经营权抵押贷款试点的良好效果逐步体现。农地“三权分置”为农业发展提供了内生动力,必然对农户的农业生产经营产生有利影响。农业补贴和农地“三权分置”作为农户农业生产经营的外因和内生动力,其真实效果如何需要从农户层面进行实证检验,本文目的正在于此。

二、文献综述与理论分析

(一)农业补贴对农业生产的影响

农业补贴激发了农户的生产积极性,有利于推动农户选择较高效率的粮食生产方式,提高了粮食生产能力,增加了粮食产量,但也有学者认为补贴对粮食生产的影响并不显著[3-4]。实现农民收入增长是农业补贴政策的重要战略目标,也是评估补贴效果的重要参考标准[5]。整体而言,农业补贴增加了农民收入,提升了农户福利[6-7]。但农业补贴形式众多,不同类型的补贴对农民收入的影响效果也不同,比如粮食直补对农民收入没有显著影响,良种补贴造成社会福利的损失[8-9]。农业补贴促进了土地、资金、技术、化肥、良种、农机、劳动力等农业生产要素的投入[10-11]。也有学者认为农业补贴对农业生产要素投入没有影响,比如不会促进粮食播种面积的增长[12]。分析农业补贴对农业经营效率的影响也是科学评价补贴效果的重要方式。农业补贴促进了规模经营,产生了规模经济效应,提高了农业生产效率[13]。由此可见,农业补贴通过影响农业生产要素投入、农产品播种面积、规模经营效率以及农业生产积极性等进而增加了农产品产量,提高了农业产值。

(二)农地“三权分置”对农业生产的影响

国内现有文献主要集中于农地“三权分置”的政策内涵、权属特征、潜在问题、推进路径、法理依据等方面。农地产权的明晰界定有利于提高资源配置效率,推动土地流转和资本积累,促进新型农业经营主体发展,对农业生产和农民增收具有正向影响[14]。“三权分置”改革有利于农业生产资源的优化配置,提高了农户从事农业生产的意愿及能力,促进了农地规模化经营[15]。对农地“三权分置”政策的认知水平越高,越有利于农业生产要素投入和绿色可持续发展[16]。“三权分置”权能机制的完善为农户流转土地提供了权益保障,提高了农业经营主体参与土地流转的意愿,有助于农户做出最有利的农地流转决策[17]。“三权分置”后,土地经营权独立性和稳定性大大提高,促进了经营权抵押贷款的发展,提升了农业生产绩效,推动了农业生产经营现代化[18]。农地确权登记颁证的空间示范效应明显,有效带动了周边地区农地产权制度改革,实现了农业生产的跨越式增长[19-20]。“三权分置”改革提高了农户的农业投资及贷款意愿,促进了农业资本、技术和劳动力的内生增长,为农业内生发展提供了制度保障[21]。由此可见,农地“三权分置”进一步明晰了农地产权权利结构,稳定了权属关系,促进了土地要素流动与合理配置,并撬动了其他农业生产要素投入,为农业生产经营中的现代生产要素供给提供了制度保障,进而促进了农业发展。

综上所述,学界对农业补贴实施效果的研究已取得丰硕成果,多数文献客观上肯定了农业补贴的正向效应。由于中国农地“三权分置”近几年才开始实行,学界大多围绕政策内涵、权属特征、法理依据等方面研究。对农地“三权分置”政策效果的研究多局限于理论层面,缺乏实证检验。农业补贴和农地“三权分置”改革在农业发展中分别属外因和内生动力,将两者结合起来探讨他们共同对农业发展影响的文献较少。故本文将利用农户层面的微观调研数据,运用归并最小绝对离差法(CLAD)等多种估计方法实证检验农业补贴、农地“三权分置”对农户农业生产经营的影响,为科学评估中国农业补贴和农地“三权分置”政策效果提供有价值的参考并提出进一步改进建议。

三、研究设计

实证分析采用的微观调研数据来源于中国家庭金融调查(CHFS)数据库。该数据库是由西南财经大学中国家庭金融调查与研究中心建设的公益性学术调研数据库,包含个人、家庭、小微企业和城乡社区四个层面。依据本文研究目的以及数据资料可得性,采用2015年家庭层面的调研数据进行实证分析。该数据资料的调研范围涉及除港澳台、西藏、新疆之外的29个省份,样本具有广泛代表性。由于本文的研究内容是农业补贴和农地“三权分置”对农户农业生产经营的影响,研究对象是从事农业生产的农户,故依据“去年您家是否从事农业生产经营”这一问题,选取了回答为“是”的12 035个家庭作为研究对象。

农户的农业生产总值(cz)可较为全面的代表其农业生产经营状况,故选作被解释变量。该变量是调研数据中农户的粮食、经济作物、林业、畜禽产品、水产品和其他农产品总产值之和。关键解释变量农业补贴采用两种方式表示。一是“去年从事农业生产是否获得了补贴(bt)”,bt=1代表获得补贴,共有样本7 990个;bt=0代表未获得补贴,共有样本4 045个。二是用获得农业补贴农户的补贴金额(btse)表示,主要以此分析获得农业补贴农户的农业补贴金额对其农业生产经营的边际效应。依据前文理论分析,农业补贴对农户农业生产经营影响的理论期望值为正。

在中国,农地产权制度改革对农户农业生产经营行为产生了深远影响。以截面数据为样本时,农地产权制度改革较难量化。但如前文所述,承包地确权登记颁证是农地“三权分置”改革的前提基础和重要内容,故采用承包经营权确权登记颁证代表农地“三权分置”改革,以调研资料中“是否取得土地经营权证书”(qq)表示,其中获得确权的农户共4 811户,未获得确权的农户共7 224户。农地“三权分置”更加明确并同等保护土地经营权,保障了农户土地经营和流转等各类收益的索取权,提高了农户农业生产经营积极性,故农地“三权分置”对农户农业生产经营影响的理论期望值为正。

结合调研数据情况,从农业生产经营中要素投入以及经营方式等方面,选取了影响农户农业生产经营的其他因素:农资等农业生产投入的支出金额(nz);农业生产劳动力投入数量(ldl),以家庭从事农业生产劳动力数量和雇佣劳动力数量之和表示;家庭成员平均从事农业生产时间(ldsj);农业机械价值(nj);农业经营主体类型;土地流转状况以及土地生产条件等。其中农业经营主体分为六种类型,分别是农业企业(nq)、农业合作社(nhz)、家庭农场(nc)、农业大户(ndh)、普通农户(nh)和其他。采用虚拟变量表示每种类型,为避免虚拟变量陷阱,故只选取前五种类型。土地流转情况用土地转入(tzr)和土地转出(tzc)表示。土地生产条件用地上附有灌溉设施(gg)、排水设施(ps)和适合大型机械耕作(jg)表示。依据生产函数理论,随着生产要素投入数量的增加、质量的提高以及生产经营方式的改善,农业产出将会随之增加。因此,这些解释变量的理论期望值将以是否满足上述情况而定。

相关变量的描述性统计详见表1。由于调研数据存在奇异值,故在99%的分位数上对农业产值、农业补贴、农资支出、劳动力数量、农机价值等变量进行了缩尾处理。从表1可见,农业生产经营组织形式主要是以家庭为单位的普通农户,占97.7%,新型农业经营主体占比较小,农业大户占0.8%,家庭农场占0.5%,农业合作社占0.7%,农业企业占0.3%。从土地流转情况看,转入土地者占17.6%;转出土地者占5.3%,总体而言土地流转比例较低。从土地生产条件看,地上附有灌溉设施占37.6%,附有排水设施占34.8%,适合大型机械耕种占50.2%,因此土地生产条件中等偏下。

表1 相关变量的描述性统计

接下来,根据C-D生产函数构建了模型(1)和模型(2),其中模型(1)是基准回归模型,以所有从事农业生产经营的农户为样本,农业补贴变量用“是否获得农业补贴”表示,样本容量为12 035个;模型(2)以获得农业补贴的农户为样本,农业补贴变量用农业补贴金额表示,样本容量7 990个,用来验证模型的稳健性。

Ln(czi)=β0+β1bti+β2qqi+β3ln(nzi)+β4ln(ldli)+β5ln(ldsji)+β6ln(nji)+β7nqi+β8nhzi+β9nci+

β10ndhi+β11nhi+β12tzri+β13tzci+β14ggi+β15psi+β16jgi+μi

(1)

Ln(czi)=β0+β1ln(btsei)+β2qqi+β3ln(nzi)+β4ln(ldli)+β5ln(ldsji)+β6ln(nji)+β7nqi+β8nhzi+

β9nci+β10ndhi+β11nhi+β12tzri+β13tzci+β14ggi+β15psi+β16jgi+μi

(2)

四、模型估计与结果分析

(一)基准回归分析

首先采用不同的估计方法对模型(1)进行估计,最终得到八个估计结果(详见表2)。回归估计结果(1)至(4)中,控制变量农业经营主体类型采用了农业企业、农业合作社、家庭农场、农业大户和普通农户五种形式分别设置虚拟变量。回归估计结果(5)至(8)中,该控制变量仅使用了“是否为普通农户”一个虚拟变量,该值取1表明是普通农户;该值取0表明非普通农户,即新型农业经营主体。回归估计结果(1)采用普通最小二乘稳健标准误法,考虑到截面数据模型多存在异方差,导致残差项方差变大,t检验失效,而稳健标准误法能够保证t检验的有效性。通过怀特检验,发现NR2=990.31,伴随概率P为0.000 0,即存在异方差,因此回归估计结果(2)采用修正异方差的加权最小二乘估计。进一步对被解释变量数据梳理发现存在取值为0的样本较多,具有数据归并的性质,故回归估计结果(3)给出了使用tobit模型稳健标准误法得到的结果。但通过对回归估计结果(3)随机扰动项正态性的条件矩检验发现,条件矩CM=10 803,远远大于1%的临界值11.101,表明随机扰动项不服从正态分布,此情况下使用归并最小绝对离差法(CLAD)结果会更稳健。回归估计结果(4)即采用CLAD估计法,回归估计结果(5)至(8)的思路与此相同,不再赘述。

以上回归估计结果显示,农业补贴的系数均为正,且都在1%的水平上显著,表明农业补贴对农户的农业生产经营具有显著促进作用。农业补贴能够降低农业生产成本,增强农户生产经营资金投入能力,提高从事农业生产的积极性,有力促进农业发展,增加农业生产总值。代表农地“三权分置”政策的承包地确权登记颁证对农户农业生产经营的影响也显著为正。表明土地承包经营权的进一步明确,农户更愿意在农地上投资,提高土地的生产效率,进而增加农业产值。其他主要农业生产要素投入对农户农业生产总值的影响也均通过了显著性检验,其中农资支出、劳动力数量、农业机械总价值具有显著正向影响,而劳动时间的影响显著为负。前三者的影响显著为正,验证了农业生产中的投入对农业产出的正向效应。劳动时间投入越多,表明农业生产以人力投入为主,效率较低,而现代农业生产需要效率更高的机械化生产方式,当以人力投入为主时,较低的生产效率抑制了农业生产,其边际效应自然为负;农机价值的影响显著为正也佐证了这一点。农业经营主体类型对农业生产经营的影响在前四个结果中并不完全一致,但总体而言,农业企业、农业合作社和家庭农场等新型农业经营主体对农业生产经营具有显著正向影响,而普通农户和农业大户的影响不显著或者为负,这表明农业经营主体具有现代化生产经营组织特点,有利于农业发展。在后四个结果中,普通农户的影响显著为负,意味着当经营主体为新型农业经营主体时,其农业总产值显著增加。综述两类设置方式结果可知,新型农业经营主体生产组织方式能显著增加农业总产值。

表2 基准回归估计结果

所有估计结果均表明,土地流转对农业生产经营具有显著影响,而且土地转入与转出的效应截然相反,土地转入显著促进了农业生产经营,土地转出则不利于农业生产经营。土地作为农业生产的基础性投入要素,其投入越多,农作物生产播种面积越大,越有利于形成规模经济、提高产出效率,增加农业产值。转入土地增加了用于农业生产的土地,转出土地则减少了农业生产土地投入,故前者效应为正,后者效应为负。代表土地生产条件的变量中,地上附有排水设施和适合大型农机耕作对农业生产经营具有显著影响,地上附有灌溉设施的影响不显著。从系数符号看,适合大型农机耕作显著促进了农业生产经营。现代农业生产必然要求土地的集中和规模化经营,而规模化生产效率的发挥需要大型农机的应用,因此与前文土地转入效应为正相呼应,适合大型农机耕作有利于土地经营规模效率的发挥,显著促进了农业生产经营发展。地上附有排水设施的影响为负,附有灌溉设施的影响不显著,表明土地上的水利设施并未对农业生产经营起到积极促进作用,其原因可能在于:一方面,土地本身质量较差,水利基础设施发挥作用的条件达不到,在这方面的投资不但没能发挥效果,反而抑制了其他方面的投入,不利于农业发展;另一方面,土地上虽有水利设施,但年久失修、条件较差,影响其功能的发挥,并未起到促进农业生产的作用。

(二)稳健性检验

对模型(2)估计的结果详见表3。模型(2)用农业补贴金额替换了模型(1)中是否获得农业补贴作为代表农业补贴的变量。故模型(2)仅以获得农业补贴的农户为样本分析农业补贴金额变化对农户农业生产经营的边际效应。估计思路与模型(1)相同,不再赘述。由表3可见,农业补贴金额的系数在所有8个结果中均为正,且都分别在1%和5%的水平上显著。由此表明,随着农户获得的农业补贴金额的增加,农户的农业生产总值将显著增加,即农业补贴显著促进了农业生产经营。代表农地“三权分置”的农地确权系数在所有结果中均为正,且都在1%的水平上显著,即农地“三权分置”促进了农户的农业生产经营。除此之外,其他解释变量的系数在符号和显著性水平上也基本与表2中的结果对应一致。可见,通过调整样本容量和替换主要解释变量得到的回归结果与基准回归结果保持一致,验证了实证研究的稳健性。

(三)异质性分析

按照农户所在省份,将样本划分为东中西三个区域,并采用归并最小绝对离差法(CLAD)估计各地区的回归模型,以研究农业补贴和“三权分置”作用效果的区域差异性(详见表4)。CM检验表明,所有模型都在1%的水平上拒绝随机扰动项服从正态分布的假设,因此所有估计都采用CLAD方法。回归估计结果(18)至(20)中,农业补贴变量使用“是否获得农业补贴”表示,样本为所有从事农业生产经营的农户。回归估计结果(21)至(23)中,农业补贴使用农业补贴金额表示,样本为获得农业补贴的农户。从前三个结果可以看出东中西三个地区农业补贴对农户农业生产经营均具有显著正向影响,但东部地区的影响程度明显高于中部和西部。后三个结果同样表明东部地区农业补贴金额的正向边际效应更大,但西部地区的影响效果不显著。总体而言,由于东部地区经济相对发达,生产力水平较高,农业基础设施、土地装备条件相对更好,农业投资的产出效率较高,因此农业补贴对农业生产经营产生的影响更大。这一点也能从回归结果中东部地区灌溉设施的影响显著为正或者更大得到验证。代表农地“三权分置”的土地确权的系数在前三个结果中均为正,且在1%的水平上显著,后三个结果中,中部地区的系数在1%的水平上显著为正,东西部地区不显著。主要原因在于,自2014年土地确权陆续在全国各省开始试点,到2015年样本调研结束,中部地区共有6省开展试点,占1/2,其中东部2省,西部4省。中部地区农地确权推行速度较快,在样本容量较小的情况下,其作用效果较东西部地区更好。但总体而言,三个地区的农地“三权分置”政策均有力促进了农户的农业生产经营。其他解释变量对农业生产经营的影响在东中西部地区虽然也有差异,但影响的方向基本一致,而且与总体样本结果也基本一致。比如新型农业经营主体与普通农户相比更能促进农业生产经营,土地转入对农业生产经营影响为正,而土地转出的影响为负等。

表3 稳健性检验估计结果

综上所述,通过设置不同的表示农业补贴的变量,调整样本容量,并采用多种估计方法验证了农业补贴和农地“三权分置”对农户农业生产经营均具有显著正向影响效果,而且其他解释变量的估计结果也都基本验证了其理论期望估计值。由此表明,农业补贴和农地“三权分置”分别作为外因和内生动力对中国农业发展具有显著促进作用。虽然农业补贴对农户的农业生产具有促进作用,农业补贴政策和实施机制也不断完善,但农业补贴政策本身及其实施过程还存在一系列问题,导致农业补贴的作用未能充分发挥。比如农户平均获得的农业补贴金额较少,远低于不断增加的生产经营成本;农业补贴实施成本较高,补贴核实不精细,产生了个别农户和村干部骗补问题,本该享受补贴的农户却未获得;农业补贴对农业大户等规模经营主体的倾斜力度不够,对现代高效农业规模化发展的激励较小;地区补贴差异明显、补贴方式不合理、补贴监管体系不健全等。中国农地“三权分置”改革的土地确权登记颁证基本完成,但也仍存在一系列问题,比如确权登记成果应用滞后,土地流转不普遍,流转程序不规范,土地转出意愿比转入意愿更加强烈,农业生产的规模经济效应形成难度较大等。

表4 东、中、西部地区CLAD估计结果

五、研究结论及政策启示

(一)研究结论

使用农户层面的微观调研数据,基于归并最小绝对离差法等多种估计方法,实证研究了农业补贴、农地“三权分置”对农户农业生产经营的影响。得出的结论如下:

第一,农业补贴显著促进了农户的农业生产经营,表明近年来实施的农业补贴政策取得了明显效果。农业补贴作为影响农业发展的重要因素,主要通过影响农业生产中投入要素数量和农业生产成本,进而改善农业生产条件,提高农业生产效率,促进农业发展。

第二,农地“三权分置”政策显著促进了农户的农业生产经营,表明农地“三权分置”改革效果初步显现。农地“三权分置”改革为农业发展提供了内生动力。土地要素作为农业生产的基础投入要素,其产权的明晰界定和有力保障将促进土地流转,提高要素配置效率,并带动资金、技术、人才等其他农业生产要素投入,增强农业发展内生动力和能力,促进农业内生发展。

第三,农资支出金额、劳动力数量、农业机械总值等农业生产投入要素对农户农业生产具有显著正向效应。农业企业、农业合作社和家庭农场等新型农业经营主体具有现代化生产经营组织特点,相对于普通农户更有利于农业发展。土地转入显著促进了农业生产经营,而土地转出的效应为负,体现了土地投入在农业生产中的重要性。而且土地适合大型农业机械耕作,有利于土地经营规模效率的发挥,对农业生产经营具有显著促进作用。

(二)政策启示

依据实证研究及得出的结论,建议从以下四个方面增强农业补贴和农地“三权分置”对农户农业生产经营的促进作用。

第一,完善农业补贴机制,提高农业补贴的精准性和有效性。加大农业补贴支持力度,能激发农户农业生产经营积极性,进而提高农业补贴利用效率。调整“撒胡椒面”式的补贴发放形式,促进补贴向规模化农业经营者倾斜。完善农资信息传递机制,根据农资价格变动及时调整补贴发放标准,规范补贴发放流程,简化补贴发放环节,提高工作效率。借助信息化手段,实时录入土地流转双方信息,加大补贴发放监管力度,提高政策工具灵敏度,明确补贴发放对象,确保补贴真正发放到实际农业生产者手中。

第二,深化农地“三权分置”改革,促进土地流转,提高要素配置效率,撬动其他生产要素投入。进一步优化农地产权结构,明晰农户的土地承包经营权,保障农户土地经营和流转等各类收益索取权。促进土地要素流动与合理配置,并通过经营权流转和抵押贷款等方式带动其他农业生产要素投入。采取自下而上和自上而下相结合的策略,注重网络智能、大数据、区块链等技术在农地和农村金融融合发展中的应用。建立健全农业生产信贷担保体系,全面推行农地经营权抵押贷款。

第三,培育新型农业经营主体,发展现代化农业生产经营组织形式。现阶段,中国农业生产经营组织形式主要以家庭为单位的普通农户为主,农业企业、农业合作社和家庭农场等新型农业经营主体所占比例较小。集约化、专业化、市场化是农业现代化区别于传统农业的主要特征,相较于普通农户,新型农业经营主体具备先进的生产技术、专业的管理团队、高效的生产水平,更加符合现代化农业生产经营组织标准,有利于农业补贴效果的发挥,同时促进现代农业发展。

第四,改善农地质量和生产条件,促进土地规模化经营,提高生产效率。土地是农业生产经营的基础性投入要素,肥沃的土壤、完善的农业基础设施带动了农业投资产出效率的提升,有利于农业生产经营的发展,同时也增强了抵御洪涝灾害等极端天气的能力。加大农业基础设施补贴力度,建立完善的农业基础设施体系,采取轮作、休耕等方式提高耕地质量,引导土地的集中化和规模化经营,降低土地细碎化程度,扩大大型农机设备使用范围,提高土地规模经营效率。