农业生产性服务政策对种植结构趋粮化的影响——来自准自然实验的证据

周发明，唐 望，彭柳林

（1.湖南农业大学 经济学院，湖南 长沙 410128；2.湖南第一师范学院 商学院，湖南 长沙 410205；3.湖南人文科技学院 数学与金融学院，湖南 娄底 417000；4.江西省农业科学院 农业经济与信息研究所，江西 南昌 330200）

一、引 言

随着工业化、城镇化的快速推进，耕地的抛荒问题与“非粮化”问题日益凸出，由此引发人们对于粮食安全的担忧。 党的二十大报告指出，“要全方位夯实粮食安全根基，健全种粮农民收益保障机制”，而短期内粮食安全的根本保障则是充分调动农民的种粮积极性。 虽然我国粮食总产量已经连续7 年稳定在1.3 万亿斤以上，粮食供给总量充足，但随着消费结构的升级，粮食需求的结构性矛盾日益突出，农业种植结构存在着结构不匹配和难以适应农产品消费结构升级的需求等问题［1］，且由于种粮收益低，农民的种粮积极性并不高［2］。 因此，如何实现我国农业种植结构优化与种植结构“趋粮化”是政府和学术层面关注的重要问题。 学术界已有文献关注到了非农就业［1,3-4］、土地流转［5］、农地产权稳定［6］、农民收入结构变化［7］、农业机械化［8-10］对农业种植结构调整的影响，且从政策评估视角出发研究了“保险+期货”试点政策的影响［11］。 罗必良指出，我国2003 年以来种植结构的“趋粮化”并非是由农业税减免与农业补贴政策的直接诱导，而是由农户在要素流动与卷入农业分工过程中所内生的自我执行机制决定的［12］。据统计，截至2020 年底，农业生产性服务可促进粮食增产10%～20%、农户亩均节本增收150～300 元、减肥减药10%～25%，有效地提高了农民的种粮积极性①。 以往研究忽视了农业服务卷入对农业种植结构调整的影响，农业生产性服务不仅可以抑制耕地抛荒［13-15］、促进土地规模经营［16-18］、提高农业生产效率［19-21］、降低化肥投入［22-23］、减少农业碳排放［24-25］、激励农户耕地保护行为［26-27］、推动农业高质量发展［28］、调整农业生产模式［29］、促进土地流转［30-31］、改善小农户福利［32］，而且对于保障粮食安全和提高农业经营绩效也具有重要意义［33］。 与此同时，政府对于促进农业社会化服务的发展也作出了行动指南，连续十八年的中央“一号文件”都对发展农业社会化服务有新的表述和部署，在农业政策的顶层设计上，开始强化社会化服务的地位。 这些政策的实施和文件的颁发为粮食安全研究领域提供了新的政策研究视角。 那么，这些政策如何以及在多大程度上影响我国种植结构，明晰这一问题对于阐明政策运行机制、评估政策实施效果具有重要作用，且对保障国家粮食安全具有重要现实意义。

劳动力非农转移的加深会导致农业用工成本的上升，农户会倾向于种植劳动投入少、机械化程度较高的粮食作物，这将成为我国农业结构调整的主要方向［34］。 罗必良则进一步指出，农业生产性服务的发展将进一步推动农业种植结构调整的“趋粮化”［35］。 学术界已经开始重视农业生产性服务对农业结构调整的影响，但现有关于农业生产性服务与种植结构“趋粮化”关系的文献还相对较少，只有极少数学者就农业社会化服务对种植结构“趋粮化”的效应展开分析，指出农业社会化服务将对种植结构“趋粮化”产生正面影响且存在明显的地区差异。 鲜有学者从政策评估视角出发，探究农业生产性服务政策对于种植结构“趋粮化”的影响。 政策在实际过程中是否能够有效推动农业种植结构调整，如果答案是肯定的，那么产生这种作用的内在作用机理是什么，这一作用是否会存在异质性，这些都是值得深入探讨的问题。

据此，本文尝试从以下方面对当前研究进行拓展：（1）本文从政策有效性评估视角出发并基于渐进双重差分法、PSM-DID 模型、SDID 模型和中介效应模型等致力于厘清农业生产性服务政策能否促进农业种植结构的“趋粮化”。 （2）从培育服务组织、促进土地流转、引致农业投资三条路径出发，揭示农业生产性服务政策对种植结构“趋粮化”影响的内在机制，并对影响机制进行实证检验，探究政策基于何种机制释放红利进而推进种植结构“趋粮化”，打开作用机制层面的“黑箱”。 （3）从多个视角出发探究农业生产性服务政策的的异质性影响，以期探索出更具针对性的策略。 对于上述问题的探讨不仅有助于开辟出一条农业生产性服务政策保障粮食安全的新路径，而且可以为后续农业生产性服务政策的制定与实施提供参考依据。 因此本文的研究可以在一定程度上弥补相关研究的空白，具有一定的边际贡献。

二、理论分析与研究假说

“趋粮化”的内在逻辑为节本增效。要充分调动农户的种粮积极性，就要保障种粮收益的提升。古典经济学家认为规模经济内生于分工经济，而农业生产性服务的本质是分工。 以为小农户服务为代表的农业生产性服务，通过服务外包的形式引入技术、资金、企业家才能以及交易组织方式等，将小农户卷入分工经济［36］。 农业分工不仅可以提高粮食作物播种面积和产量［9,37］，且对农业生产效率的提升和农业生产成本的改善也具有积极的影响［38,39］。毫无疑问，在粮食价格稳定的情况下农业生产性服务在“降本增效增产”的同时实现了种粮收益的提升。 栾健证实了这一观点，即农业生产性服务对种粮收益具有显著的正向影响［40］。 而政策试点将积极培育服务组织，提升地区农业生产性服务的发展水平，生产性服务水平的提升则将直接提高农户的种粮意愿［41］，从而对种植结构“趋粮化”造成影响。基于以上分析，提出假说1：

假说1：农业生产性服务政策将正向影响种植结构“趋粮化”。

小规模农户分散化经营是我国农业生产长期面临的约束，在农业劳动力弱质化与农业用工成本不断提升的复合背景下，农业生产性服务政策对于调动农户种粮积极性和种植结构“趋粮化”的影响主要通过以下三条路径实现。 第一，政策试点地区通过大力培育服务组织，发展“联耕联种”“代耕代种”“土地托管”等，理性农户在农业用工成本不断上升的背景下通过购买农业生产性服务可以降低生产成本；并且政策试点地区通过引导地区服务组织发展还可以打破地区垄断，降低服务价格。 第二，农业生产性服务通过土地流转等方式实现土地规模经营［17］，促进耕地连片化经营和专业化生产［28］，而土地规模经营为机械化生产创造了条件，在扩大了外包服务的市场容量的同时降低了服务组织的进入门槛，有效降低了外包服务费用，且农业生产性服务组织相较于小农户，更具有市场谈判力和议价能力，能够缓解信息不对称问题，减少成本效率损失［42］。 此外，农业生产性服务通过优化粮食生产规模、改进粮食生产方式、增加粮食产量［28,43］促进农民经营性收入增长。 第三，改造传统农业需要投入新的要素，政策试点地区在得到试点资金的同时，能够引导社会资本投入到农业生产过程中，实现对传统农业的改造和实现资源的有效配置，进而显著促进技术进步［44］和农业生产效率提升［38-39］。效率的提升将正向影响农户的种粮收益，进而对种植结构“趋粮化”产生积极影响。 综上，农业生产性服务政策将降低农户农业生产成本并实现种粮收益增长，充分调动农户的种粮积极性。 基于此，提出如下假说：

假说2：政策通过服务组织的培育促进种植结构“趋粮化”；

假说3：政策通过促进试点地区的土地流转促进种植结构“趋粮化”；

假说4：政策通过引入资本进入农业领域促进种植结构“趋粮化”。

三、研究设计

（一）模型构建

2013 年中央“一号文件”指出要促进农业生产社会化服务机制创新，推动农业生产规模化、组织化发展。 紧接着财政部印发了《2013 年农业生产全程社会化服务试点实施指导意见》，并在河北、江苏、湖南等8 个省开展农业生产全程社会化服务试点。紧接着，2016 年农业部、财政部印发了《关于做好2016 年农业生产全程社会化服务试点工作的通知》。 通知指出，在湖南省、黑龙江省等17 个地区开展农业生产全程社会化服务试点，要求每个地区的试点资金原则上不少于1000 万元，试点县要聚焦关键和薄弱环节，大力培育多种形式的社会化服务组织，促进社会化服务从农业生产单个环节向全程生产性服务转变，从小规模分散经营向大规模服务转变，推动农业全程机械化、规模化、集约化发展，推进农业生产性服务发展。

鉴于各地区政策试点的时间不同，本文采用渐进双重差分法分析政策试点对于地区种植结构调整的影响，同时控制个体固定效应、时间固定效应的影响，基础模型如下：

其中：yit为第i 个省t 时期的种植结构“趋粮化”的度量指标；DIDit为农业社会化服务试点省份的虚拟变量，若i 省在t 年进行了试点，则t 年及之后的年份DIDit取值为1，否则取值为0。 此外，α为常数项，β和δ为待估参数；Xit为随时间变化的控制变量；μi为省域固定效应；γt为对应年份的固定效应；εit为随机误差项。

进一步，本文借鉴江艇［45］的做法，采用两段式中介检验方法验证政策试点与中介变量之间的关系。 具体模型设定为：

其中，MIDit为中介变量，其余变量设定同（1）式。

（二）变量选择

1.被解释变量。被解释变量为种植结构“趋粮化”，本文采用粮食作物播种面积占农作物总播种面积的比重表示。

2.核心解释变量。 农业生产性服务政策DIDit作为本文的核心解释变量，用以反映政策试点对于种植结构“趋粮化”的净影响。 当系数为正时，说明政策能够促进试点地区种植结构“趋粮化”。

3.控制变量。本文选取的控制变量有：（1）财政支农水平，用政府一般公共预算支出中用于农林水事务的占比度量；（2）机械化水平，用农作物耕种收综合机械化率度量，具体计算公式为机耕率×0.4+机播率×0.3+机收率×0.3；（3）人均产量，用农作物总产量/农村总人口表示；（4）劳动力转移，用农村外出务工劳动力/农村劳动力表示；（5）灌溉水平，用有效灌溉面积/农作物总播种面积衡量。

4.中介变量。根据前文的理论分析，本文的中介变量为服务组织培育、农地流转和农业资本投资。其中服务组织培育用农民专业合作社数量来衡量，农地流转用家庭承包耕地流转总面积/家庭承包经营耕地面积度量，而投入到农业中的资本用投向农林牧渔业的固定资产来衡量。

（三）数据来源与描述性证据

1.数据来源。本文采用2007—2021 年全国30 个省份（含自治区、直辖市，下同）的面板数据（鉴于数据的可获取性，不包括西藏自治区、台湾省、香港特别行政区和澳门特别行政区）。 数据来源于《中国农村统计年鉴》（2008—2022）、《中国统计年鉴》（2008—2022） 和各年中国农村经营管理统计公报并经整理而来，个别缺失数据利用插补法进行补齐。 表1 给出了各省份的描述性统计特征。

表1 变量描述性统计结果

根据前文的理论探讨，本文首先对试点地区和非试点地区种植结构“趋粮化”的发展趋势进行简要分析。 图1 显示在2013 年政策试点之前，试点地区与非试点地区的种植结构“趋粮化”均表现出相同的下降趋势，可以在一定程度上反映出满足平行趋势的基本假定。 而在政策试点之后，可以发现试点地区的种植结构表现出明显的“趋粮化”特征，即粮食作物种植面积占比增大，且在政策实施之后的第2 年政策效应凸显。而在非试点地区，种植结构在短暂上升之后表现出明显的下降趋势。可以看出试点地区与非试点地区表现出明显的差异性，那么，政策试点与种植结构“趋粮化”之间是否存在因果关系呢？ 后文将对此展开分析。

2.描述性证据

图1 不同地区种植结构“趋粮化”发展趋势

四、实证检验

（一）基准回归结果

表2 报告了基本回归模型的估计结果。 不难发现，政策试点均在1%的显著性水平下通过检验。与此同时，政策的系数为正，说明农业生产性服务政策能够显著提高试点地区的粮食作物播种面积占比，即政策试点对种植结构调整具有“趋粮化”效应，据此前文提出的假说1 得到验证。 可能的原因是：试点地区政策致力于促进小农户与现代农业有效衔接，通过服务规模经营的方式促进土地流转和土地规模经营，相较于经济作物，粮食作物种植的机械化程度更高，需要投入的劳动力资源相对较少，在劳动力转移的现实背景下通过生产性服务实现对部分劳动的替代，可以缓解农业劳动力的刚性约束。 与此同时，政策试点地区能够通过大力培育服务组织，促进各地区农业生产性服务发展，试点地区能够更加便捷地获取到服务，从而实现种植结构“趋粮化”调整。 此外，大量研究表明农业生产性服务组织能够显著降低农户弃耕面积，进一步凸显政策的“趋粮化”效应。

表2 基本回归模型估计结果

从控制变量来看，财政支农水平和劳动力转移对种植结构“趋粮化”的影响为负，可能的原因是财政支农的数量和投入结构不合理导致种植结构具有“去粮化”特征，劳动力转移将直接导致在农忙时节农业生产缺乏劳动力，进而不利于种植结构“趋粮化”。 而人均产量、机械化水手和灌溉水平的影响则为正。

（二）平行趋势检验与政策的动态效应

平行趋势假定是使用双重差分法的前提，平行趋势的假设检验同时也可以进行政策动态效应的检验。本文借鉴莫怡青［46］的做法开展平行趋势检验并分析政策试点的动态效果，模型设定如下：

图2 给出了估计系数βt的变动趋势及相应的置信区间。 可以看出，在政策实施以前，所有的置信区间基本上都包含了0。但在2013 年政策实施之后，估计系数的置信区间大都在0 以上，说明估计系数在各年份之间存在显著差异，满足平行趋势的假设。 但从政策的动态效果来看，政策效果在政策实施之后的第3 年才显著，这与前文的描述性分析结果一致。 可能的原因是政策实施初期，政策的配套措施不够完善，小农户对于农业服务外包这一服务模式的接受度不高，从而导致政策的“趋粮化”效应没有立马凸显。 而在政策实施两年后，随着试点政策的进一步完善和农户对于农业生产托管的意愿加强，政策效应凸显，且随着时间的推移，政策实施对于种植结构“趋粮化”的正向影响稳定在一定的水平。

图2 平行趋势检验与政策的动态效果

（三）稳健性分析

1.安慰剂检验。 为了排除其他因素影响种植结构“趋粮化”，本文通过重复500 次随机生成过程，随机化处理组进行了安慰剂检验，结果见图3。图3 汇报了随机生成组的估计系数及其P 值的分布情况。 可以看出，随机生成的估计系数符合正态分布，在0 值附近波动，且离基准结果值有一定差距，这为本文政策试点促进种植结构“趋粮化”的研究结论提供了进一步的支持。

图3 安慰剂检验（重复500 次）

2.基于PSM-DID 的实证。 为进一步排除样本选择偏差对估计结果的影响，本文选用双重差分倾向得分匹配（PSM-DID）方法来进行分析。 具体的做法是，将人均粮食产量和劳动力转移程度作为筛选标准，采用核匹配方法进行匹配。 根据匹配样本重新运用DID 模型进行分析，结果见表3（1）列，可以看到，PSM-DID 模型的估计结果仍然支持农业生产性服务政策对种植结构“趋粮化”的影响显著为正，故认为本文的基准模型结果是稳健的。

表3 稳健性检验结果

3.运用合成DID 进行估计。 Arkhangelsky 等将双重差分法和合成控制法结合起来，形成了一种新的合成双重差分法（SDID）。 SDID 具有双重稳健性的特征，也就是说在给定正确、清晰设定的固定效应模式时，SDID 的估计量在各种加权方案下都是稳健的。即使基础固定效应模型设定错误，而真正的数据生成过程涉及一个更一般的低级别数据结构时，SDID 在适当设定合成控制法的惩罚权重时仍是稳健的。SDID 估计结果见表3（2）列所示，从估计结果来看，合成DID 仍然支持政策促进种植结构“趋粮化”这一结论，且与基准模型结果相比，政策的促进作用更大，进一步证明了估计结果的稳健性。

（四）异质性分析

农业发展政策的有效性与农业资源禀赋等因素具有一定的关联，而往往不同的地区这些因素之间呈现出显著的地区异质性，因此本文将进一步针对异质性问题展开分析。 本文将主要从3 个方面展开异质性分析：（1）探究是否为粮食主产区的异质性影响；（2）探究服务组织的差异；（3）探究机械化水平的差异。 结果如表4 所示。

表4 异质性分析

1.区域定位发展差异。为进一步探究试点政策对于种植结构“趋粮化”的异质性影响，本文在回归中加入粮食主产区虚拟变量和“粮食主产区×政策试点”交乘项。 回归结果如表4（1）所示。 可以看到，交乘项的系数显著为正，表明相较于非粮食主产区，粮食主产区的试点政策对于促进种植结构“趋粮化”的作用更为显著。 可能的原因在于，相较于非粮食主产区，为了确保种粮积极性，粮食主产区建立了国家粮食安全保障基金，具有配套的财力奖补体系，粮食主产区的一系列政策不仅对粮食种植户给予支持保护补贴、农机购置补贴、农业保险支持等优惠政策，而且加大了高标准农田、农田水利、土地整理和农业综合开发等项目的补贴力度，这些政策能够与农业社会化服务政策试点发挥协同作用，从而充分调动农民的种粮积极性。

2.服务组织差异。 农业生产性服务政策发挥“趋粮化”效应的前提是小农户能够便捷地获取到农业生产性服务［47］，因此，本文进一步分析各地农业服务组织差异导致的异质性影响。 服务组织的数量和服务质量达不到小农户的要求，将不利于试点政策效应的发挥。 虽然在农业社会化服务体系中，不同的服务组织形式都是不可缺少的，但是，农民合作社相对而言作为农民自己组建、自己可以掌握的服务机构，有着不同于其他服务组织的独特优势。 合作社能够统筹资源，实现参与主体的收益增加、降低农业经营风险，且依托于合作社的农业生产托管、代耕代种等模式更容易被农户所接受。 因此，本文在回归方程中加入农民专业合作社数量的虚拟变量②和“农民专业合作社虚拟变量×政策”的交乘项。 回归结果显示，交乘项系数显著为正，说明服务组织数量越多，农业生产性服务试点政策对于种植结构“趋粮化”的促进作用就越强。 可能的原因是，服务组织多，不仅可以缩小农户获取到农业生产性服务的半径，促进资源配置效率的合理性、市场容量的稳定性，并且由于市场机制的介入可以促进服务主体提高服务质量、打破地区垄断、降低服务价格，进一步降低小农户购买农业生产性服务的成本，从而实现服务规模经营，促进种植结构“趋粮化”。

3.机械化水平的异质性。 表4（3）给出了机械化水平的异质性影响，可以看出交乘项的系数为正，且通过显著性检验，说明机械化水平越高，农业生产性服务试点政策对种植结构“趋粮化”的促进作用就越明显。 一个可能的解释是：伴随着农村劳动力的非农转移、农民劳动力价格的持续上涨，粮食生产已经由劳动密集型转为劳动节约型，机械化能够替换部分劳动，在粮食作物全程机械化快速推进的过程中，农业机械化对于劳动的替代，进一步缓解了劳动力弱质和劳动成本攀升的困境，农业机械化要素的介入及其对劳动力的替代有效地促进了种植结构“趋粮化”发展。

五、进一步分析：中介效应分析

农业生产性服务政策到底是通过何种途径推动种植结构“趋粮化”呢？ 本文将从数据的可获取性和实际出发，结合上文提出的3 条基本路径对政策“趋粮化”背后的影响机制进行深入探究。

1.服务组织培育。 表5（1）报告了农业生产性服务政策试点对服务组织培育影响的回归结果。 试点政策的系数显著为正，表明政策试点可以促进地区农民专业合作社数量的发展。 一个可能的解释在于：大多数政策试点地区的首要任务是大力培育服务组织，而农民合作社作为小农户接受度最高的服务组织首先便获得了政策支持，在政策的驱动下可以引导农户成立专业的农民专业合作组织，增加服务供给主体，扩大农业生产性服务组织的服务半径，有效促进试点政策“趋粮化”效应的发挥。

表5 影响机制分析

2.促进农地流转。 表5（2）报告了农业生产性服务政策试点对于农地流转的回归结果。 政策试点的系数显著为正，说明政策试点可以促进地区土地流转。 一个可能的原因在于：钟真等人指出，农业社会化服务才是实现农业规模经济的充要条件［48］。 而农业社会化服务能够有效缓解农业规模经营所面临的约束［17］。 不仅小农户需要农业生产性服务，种植大户、家庭农场等也迫切需要农业社会化服务［49-50］。政策试点地区随着服务组织的介入，解决了种植大户、家庭农场等对于社会化服务的需求，从而稳定了新型农业经营主体的粮食作物种植决策，进而通过农地流转这一路径实现了种植结构“趋粮化”。

3.引致农业基本投资。 从表5（3）列的回归结果可以看到，政策可以有效增加试点地区投向农林牧渔业的固定资产。 一个可能的原因是：政策基于资本密集、技术密集和高度市场化的特点，以市场为载体有效地促进了非公有资本和各类现代化生产要素进入农业领域为农业提供专业化的生产性服务，为农业的稳定提供了保障。 综上，可以看出，政策的实施从培育服务组织、促进土地流转和引致农业基本投资三条路径促进种植结构“趋粮化”。到此，上文提出的假说2、假说3 和假说4 得到验证。

六、结论与启示

在农地“非粮化”与农民种粮积极性下降的双重复合背景下，探究种植结构“趋粮化”的驱动机制和优化策略对于保障粮食安全至关重要。 基于此，本文采用渐进双重差分法、PSM-DID 模型、合成双重差分法与中介效应模型考察了农业生产性服务政策的实施对于种植结构“趋粮化”的因果效应、区域异质性和作用机制，主要研究结论包括以下几个方面：第一，政策的实施对种植结构“趋粮化”具有显著的推动作用，同时动态效应结果显示政策在试点之后的第3 年“趋粮化”效应才凸显出来，之后政策效应稳定在一定的水平上；且在通过安慰剂检验，利用PSM-DID、SDID 重新进行估计之后，政策实施对种植结构“趋粮化”的促进作用依旧显著。 第二，异质性分析发现，政策的实施具有明显的地区差异。 在粮食主产区、农业合作社数量较多的地区和机械化水平较高的地区政策的“趋粮化”效果更加显著。 第三，政策促进种植结构“趋粮化”的影响路径主要是通过培育农业服务组织、推动农地流转和引致农业基本投资三条路径实现的。

本文的主要研究启示有：第一，农业生产性服务推动了农业分工深化，农业生产性服务政策试点的“趋粮化”效应是新发展阶段保障国家粮食安全的新思路和新路径。 要充分认识农业生产性服务政策促进种植结构“趋粮化”的作用机制，加大粮食主产区的农业投资、培育服务组织和促进土地流转实现规模经营。 第二，要考虑政策效应的区域异质性，在推进农业社会化服务发展中应因地制宜实现差异化的对策：一是加大粮食主产区农业生产性服务发展资金和政策的支持力度，政策倾向于引导小农户接受农业生产托管、半托管、代耕代种、联耕联种等不同模式的农业生产性服务，推进农业社会化服务的高质量发展，最大限度激发政策在促进粮食主产区种植结构“趋粮化”的积极作用；而在非粮食主产区，政府要制定相应的政策措施，例如通过补贴等方式，扩大农业社会化服务组织的数量，改善“软”实力环境，积极推进农业生产性服务发展。 二是在服务组织数量较少的地区，注重培育农业服务组织，培育多元的服务主体，积极发展农村集体经济组织和扶持农业技术推广服务组织等。同时，借助高标准农田建设政策等一系列政策促进农业规模经营，增大市场容量，引致农业服务组织的卷入。 三是在农业机械化发展水平较高的区域，政策主体要注重引导服务主体向高质量发展，通过推动服务主体融合发展，不断创新农业生产性服务方式，推进专项服务与综合服务协调发展；在机械化水平不高的地区，政策应积极引导服务组织提供除机耕、机收等基础机械化服务，鼓励支持服务组织提供机械施肥施药、秸秆机械还田等，促进种植结构“趋粮化”调整。 第三，在劳动力转移和农民种粮积极性不高的现实背景下，政策干预虽然取得了“趋粮化”的效应，但农业用工成本的上升和粮食价格的下降制约种粮收益提升，无法保障政策效应的可持续性。 因此需要提升小农户与现代农业有机衔接水平，促进小农户接受农业生产性服务外包模式，多举措提高农户种粮的综合效益和积极性。

注释：

①详见中国政府网http://www.gov.cn/xinwen/2020-12/18/content_5570943.htm。

②农民专业合作社虚拟变量的具体做法是计算各地区农民专业合作社数量的均值，小于均值的地区为0，大于均值的地区则为1。 下文中关于机械化水平的虚拟变量设定同。