新型经营主体发育对农地有偿流转的影响机制研究——来自中国农村家庭追踪调查的证据
时间：2023-04-09 11:10:05 来源：千叶帆 本文已影响人
朋文欢，李寒凝，傅琳琳，莫秋羽
（1.宁波大学商学院，浙江 宁波 315211；
2.杭州师范大学经济学院，浙江 杭州 311121；
3.浙江省农业科学院农村发展研究所，浙江 杭州 310021；
4.浙江大学中国农村发展研究院，浙江 杭州 310058）
农地经营权流转是现行制度下化解农地小规模、分散化和低效率经营格局的重要策略[1]。近年来，中央出台了一系列政策探索建立统一的农地流转市场，鼓励农地稳定有序流转。但截至目前，中国农地流转的总体进程依然缓慢。2019年全国有7 321.08万承包农户流转出5.5亿亩耕地，仅占承包农户总数的33.27%和耕地总面积的35.90%①数据源自《中国农村政策与改革统计年报（2019年）》。。在已发生的农地流转中，租约表现出明显的非正式性、逆市场化特征[2-3]。农户以远低于市场水平的租金转出土地，甚至出现“零租金”现象[3-4]。土地是农业生产中的关键要素，理应根据要素回报分享经济剩余，合理的流转租金是土地流转市场化的重要信号[4]。农地租金的低水平偏离不仅无益于农地资源的合理配置，更是对农民土地权益的侵蚀。因此，厘清农地无偿或有偿流转的诱因，探寻推进农地流转市场化转型的路径，对健全农地流转市场、优化稀缺资源配置、保障农民权益具有重要价值。
已有对农地流转零租金的解释主要基于“熟人社会”“乡土性”这类中国社会特有的性质。为了规避产权风险[5]、积累人情往来[6]、节约交易成本[7]，转出户倾向于将农地出租给邻居或亲友，由此内生出农地流转无偿化或低租金现象[5-8]。但最新证据显示，在农地流转尚未突破地缘边界前提下，有偿流转比例稳步提高，熟人内部交易也呈现明显的市场化倾向[9]。2018年村内流转比例高达73.08%[10]，其中有偿流转比重接近六成，全国总体有偿流转比例超过七成②该数据是根据浙江大学中国农村家庭追踪调查（CRHPS）数据（2019年）计算得到。。回溯已有研究，本文认为理论解释与客观事实不一致的根源是仅考虑了农户这一土地供给方。事实上，农地流转契约的达成取决于有效的农地需求与供给[11]，流转租金是交易双方在现行制度、市场条件及社会规范作用下，各自追求利益最大化时的决策耦合。因此，有必要将需求方决策纳入考虑，尤其是围绕农地需求主体的结构性变化剖析中国农地流转无偿或有偿的现象。
在鼓励多种形式规模经营的政策引导下，中国农地需求主体日渐多元化[12]。2013年中央一号文件首次提出“鼓励和支持承包土地向专业大户、家庭农场、农民合作社流转”。随后，农业农村部发布一系列文件，旨在推进新型经营主体成为农地主要需求方[12]及实现农地适度规模经营的新主体。目前，学界就新型经营主体促进中国农地流转市场化转型给予了肯定[13]，但相关研究以定性研究为主，且尚未明晰新型经营主体在农地流转市场化转型中的角色定位。为数不多的定量研究，如李江一和秦范[12]发现新型经营主体发育能促进农地有偿流转，但遗憾的是，该文并未探讨新型经营主体对农户有偿流转决策的影响机制。而这恰恰是从需求侧健全农地流转市场，实现农地流转市场化转型亟需回答的核心问题。
作为对已有文献的补充，本文围绕农地供给和需求两个维度，探讨新型经营主体发育对农地有偿流转的影响及其路径，并采用中国农村家庭追踪调研数据和双重差分模型进行实证检验。本文的贡献包括：一是为中国农地流转特别是为熟人内部非正式流转的有偿化趋势提供逻辑自洽的解释；
二是双重差分方法结合Heckman两阶段模型有效缓解了样本选择问题带来的拟合结果偏误；
三是研究结论为进一步厘清市场机制、非正式规范及正式制度在中国农地流转市场中扮演的角色，以及三者的关系提供了经验证据，这将为推进中国农地流转的市场化转型提供决策依据。
在完备的农地流转市场中，农户的租金决策取决于对直接租金收益、放弃自身经营土地收益和风险损失之间的权衡[14]。农地流转价格低廉甚至无偿是农地产权不完整前提下非正式规范与土地流转市场不健全共同作用的结果。基于产权理论，产权明晰是农地流转形成合理价格机制的前提[15]。但长期以来，中国农地产权不清晰、产权稳定性偏低，这不仅使农地流转价格难以真正反映农地的稀缺程度[15]，还导致农地流转存在诸多风险[5,16]，最终抑制农地流转市场的需求与供给。一方面，产权不清晰尤其是土地调整带来的难以预见的投资风险，抑制了外部主体大规模投资农业的意愿，导致土地流转需求不足[17]。另一方面，为避免外部主体掠夺式经营对土地产权价值造成的侵蚀，以及面临纠纷时因产权残缺造成的谈判地位弱势，转出户只能被动选择在熟人内部交易[18]，并以低地租或零租金换取转入方提供的“保护产权”的承诺[5]。
在习俗、乡村伦理等非正式规范的作用下，农户决策还是出于经济收益和社会收益的双重考量[19]。在基于亲缘和地缘关系形成的非正式流转中，“人情租”代替实物或货币租成为交易中衡量价格的工具，也是维系农地流转关系的纽带[20-21]。相比收取总额不高的实物或货币租，转出户更情愿通过无偿转包农地“还人情”，或增加人情以备后用[6]。相反，向熟识的转入方索要租金则意味着“有损情面”，这在农户的价值衡量体系中甚至比货币租的损失更严重。
农地无偿流转还源于农地流转市场不健全引发的信息不完全不对称[7]。目前，大部分地区缺乏农地流转中介服务组织[22]，农地供需双方在搜寻交易对象、谈判契约条款、监督契约执行等环节需耗费大量成本[8]。降低交易成本最直接的方式是在缔约对象上进行选择与控制[8]。同时，外部需求主体缺失加剧了信息的不完全，农户缺乏合理的价格参照，这也造成农户对转出土地价值的评价偏低[23]。综上，农户偏好熟人内部交易是地权不完整前提下流转市场不健全的结果[5,7]，此时，人情关系、习俗等非正式规则成为流转的补充性治理规则，并构成农地无偿流转的主因。
2.1 新型经营主体发育对农地有偿流转的影响及其机制
新型经营主体作为外部农地需求方进入流转市场，打破了原有农地流转市场单一的需求格局。并且，新型经营主体在转入农地时通常会引入第三方，如以村集体作为中介代表众多农户与其谈判签约，并依靠权威或公信力监督契约执行[8]。这降低了供需双方的搜寻匹配成本、一对一协商成本和后续土地利用中的监督和纠纷调处成本。因此，原本将农地交由亲友或邻居“暂管”的转出户可能改变策略，将农地直接或间接地出租给新型经营主体[24]。而转出户向新型经营主体这一熟人网络外部的承租方索要租金，并不会带来情感或声誉损失。
为了应对熟人社会内部普通转入户的竞争，获得集中连片的农地经营权，同时填补“人情租”的缺位，新型经营主体也必须向转出方提供市场化租金。并且，不同于普通转入户对土地的分散性需求和粗放型经营特征，新型经营主体租入土地是为了实现专业化规模化生产经营需求，在生产经营过程中其往往会增加基础设施、机械设备等投入[25]。为避免专用性投资受到转出户事后机会主义行为的套牢，新型经营主体倾向于提供市场化租金来维持契约关系的稳定，以便固定资产投资获得应有回报。
新型经营主体发育还可能带动熟人间农地流转的市场化转型[23]。新型经营主体具有农地价格释放功能[26]，其与转出户达成的契约事实上是将市场交易规则和市场化的租金水平作为外部标准引入原本封闭、半封闭的熟人交易市场[12]，这能有效缓解农地流转市场的信息不对称，并为熟人社会内部的交易双方认定自身应得权利提供示范[23]。这不仅激发了转出户向熟识承租方索租的动机，也倒逼承租方改变租金策略，通过支付同等水平的租金来应对来自新型经营主体的竞争。
为此，本文提出以下假说：
假说1：新型经营主体发育能显著促进农地有偿流转。
假说1a：新型经营主体发育通过提供市场化承租对象的直接效应促进农地有偿流转。
假说1b：新型经营主体发育通过竞争机制与示范效应带动关系型流转市场化转型。
2.2 新型经营主体发育对农地有偿流转决策的影响异质性
清晰的产权结构内生出产权稳定性的溢价效应，为农地流转形成合理的价格预期提供制度基础。同时，清晰的产权边界不仅稳定了新型承租方的收益预期，破解农地流转需求不足的困境，还弱化了转出户通过熟人间无偿流转规避农地流转风险的动机，激励其将农地流转给外部主体[24,27]，以追求市场化租金。在这一过程中，非熟人交易引发的农地竞争以及提供的价格信号构成熟人交易合约拟定或议价的参考，此时熟人内部的交易也会根据外部合约进行调整[28]。因此，地权稳定性是新型经营主体发挥作用的前提。
在中国农村这一典型的熟人社会中，地租的形成还受社会结构和乡土伦理规范的影响[19]。乡村伦理、人际信任等非正式制度的作用越强，农户对非正式流转规则的依赖和信任越高，在流转交易中的非营利动机和人情往来需求也更强[28]。即便部分转出户试图调整承租对象寻求市场化租金，或参照市场化交易契约向熟识的承租方索要租金，其很可能因顾忌人情价值损失、个人声誉贬值，以及熟人社会的舆论压力等，被迫放弃上述决策。换言之，非正式制度的介入会削弱新型经营主体发育对农地有偿流转的影响，非正式制度介入程度越深，农户流转决策越以“关系、人情”为导向[8]，新型经营主体发育对其选择农地有偿流转的影响越弱。
对此，本文提出以下假说：
假说2a：农地产权越稳定，新型经营主体发育对促进农地有偿流转的作用越明显。
假说2b：非正式规范的介入越深，新型经营主体发育对促进农地有偿流转的作用越弱。
3.1 数据来源
本文的数据来自浙江大学提供的中国农村家庭追踪调查数据（CRHPS）。该调查始于2011年，随后每两年跟踪回访一次，目前最新公布的数据截止到2019年。调查采用分层多阶段和人口规模成比例抽样方法，调查区域覆盖了除新疆、西藏、香港、澳门、台湾外全国29个省份。考虑到问卷内容的一致性和研究的时效性，本文仅采用2015年、2017年和2019年三期数据。在对数据进行匹配、合并、清洗基础上，本文保留农村村委会样本及下辖家户样本，并剔除没有农业用地的社区样本及少量没有承包地的家户样本，最终获得1 996个行政村样本及下辖的33 295个家户样本。
3.2 模型设置与变量说明
3.2.1 基准回归模型
文中新型经营主体包括专业大户、家庭农场、农民合作社和农业企业4类，新型经营主体发育具体指农户所在村庄培育或引进新型经营主体。为缓解文献中普遍提及的内生性问题，本文将调查期间有新型经营主体的村庄视为处理村庄，将始终没有新型经营主体的村庄视作对照村庄，采用双重差分模型检验新型经营主体发育对农地有偿流转的影响。参照ZHANG等[24]的研究，基准模型设定如下：
式（1）中：i、v和t分别标识农户、村庄和调查年份；
y为农地有偿转出决策；
D为调查期间农户所在村是否有新型经营主体，有=1，没有=0；
postvt为新型经营主体形成前后虚拟变量，即若v村在2017年开始有新型经营主体，则2017年和2019年的postvt赋值1，否则为0。由于社区问卷中未提及新型经营主体的形成时间，本文将调查期间村庄首次有新型经营主体的年份视作其形成年份。参照已有研究[3-5,7,12]，式（1）控制了户主、家户和村庄特征变量（Ziv），省份（σi）、年份（τt）虚拟变量，以及二者的交乘项。εi为随机干扰项。α0为截距项，α1为待估参数，若α1显著为正，假说1得到支持。
3.2.2 机制检验模型
为检验新型经营主体发育是否促使转出户将农地直接或间接出租给新型经营主体，进而实现农地有偿流转，本文构建如下机制检验模型：
式（2）中：w为转出户承租对象选择决策，参考仇童伟等[9]、吉星等[16]的研究，若转出户将农地出租给“本村普通农户”赋值为0，出租给其他主体则赋值为1；
β0为截距项；
β1为待估参数，若β1显著为正，假说1a得到支持。
如前所述，新型经营主体还将通过发挥竞争机制与示范效应，刺激熟人间的非正式流转向市场化流转靠拢。为此，本文构建如下模型：
式（4）和式（5）分别用来刻画新型经营主体引发的竞争机制与示范效应。ratevt为新型经营主体转入农地面积占v村总耕地面积的比重，pricevt为v村新型经营主体转入耕地的租金（103元/（亩·a））。为了估计式（3）—式（5），本文构造一个由尚未转出农地和将农地出租给本村普通农户的家户构成的样本（子样本Ⅰ）。此外，本文还从转入户的视角考察新型经营主体引发的竞争机制与示范效应。参考式（3）—式（5），本文构建式（6）—式（8）。
式（6）—式（8）中：yivt_in为转入户农地有偿转入决策，若有偿则yivt_in= 1，反之为0。本文首先构造一个由尚未转入农地和从本村普通农户转入农地的家户构成的样本（子样本Ⅱ）。由于无法判断本村转入户是否为普通农户，本文随后在子样本Ⅱ中剔除经营面积超过2 hm2的家户样本①剔除的依据是世界银行（2010年）确定的小规模农户划分标准。，形成子样本Ⅲ，并用该样本估计式（6）—式（8）。在式（3）—式（8）中：γ0、φ0、ζ0、ψ0、κ0、χ0为截距项；
γ1、φ1、ζ1、ψ1、κ1、χ1为待估参数，若γ1、φ1、ζ1、ψ1、κ1、χ1显著为正，假说1b得到支持。
3.2.3 异质性检验模型
本文以农户所在村是否已完成农地确权（titlvt）衡量地权稳定性[4]，以农户所在村是否有大姓（relavt）反映非正式规范介入强度[29]，随后，分别将两个变量以及其与Dv×postvt的交乘项纳入式（1），以考察新型经营主体发育的影响异质性。
δ0、λ0为截距项；
δ1、λ1为待估参数，若δ1显著为正，假说2a得到支持，若λ1显著为负，假说2b得到支持。
要强调的是，由于有偿流转决策、承租对象选择决策只有在农户选择流转农地时才能被观测到。而农户流转农地与否并非随机，因此，若直接用转出户或转入户样本估计式（1）—式（10），则可能因样本选择问题而导致估计结果有偏。本文借鉴ZHANG等[24]的研究，在DID模型的基础上采用Heckman两阶段模型缓解样本选择偏误问题。Heckman模型的第一阶段为农地流转决策模型，第二阶段是有偿流转决策或承租对象选择决策方程②若是从转入户的视角估计式（3）—式（5），则第一阶段为是否转入决策，第二阶段为是否有偿转入决策。。该方法要求至少有一个变量直接影响农地流转决策，但不影响第二阶段决策。参考朱建军等[27]的研究，本文选择家庭劳动力禀赋变量。考虑到该变量的地域差异，文中对其做去中心化处理。
表1汇报了各变量的赋值和描述性统计结果。
表1 变量说明与描述性统计Tab.1 Variable descriptions and descriptive statistics
4.1 基准回归结果分析
表2汇报了式（1）的估计结果。其中，方程独立性检验系数在1%的水平上显著，说明存在样本选择问题，需要采用Heckman模型以消除结果偏误。在列（1）中，Dv×postvt显著为正，即新型经营主体发育显著提高农户出租农地的概率。这与李江一等[12]的研究结果一致，培育或引进新型经营主体是破解中国农地流转需求不足困境的有效途径。在列（2）中，Dv×postvt的估计系数为0.127，同样显著。说明新型经营主体发育能够促进农地有偿流转，在村庄有新型经营主体后，转出户有偿出租农地的概率将提高12.7%。鉴于调查期间有偿转出率为71.10%，故新型经营主体发育能使有偿出租土地的农户提高约17.86%（12.7/71.10）。至此，假说1得到支持。
表2 基准回归结果Tab.2 The results for baseline regression
4.2 稳健性检验
4.2.1 共同趋势假设检验
应用双重差分模型的前提是共同趋势假设。本文借鉴CAI等[30]的研究，以新型经营主体形成当年为参照，构建新型经营主体形成前和形成后两个虚拟变量：和，替换式（1）中Dv×postvt后重新估计。图1展示了基于不同样本估计的共同趋势假设检验的结果。可知，DID模型的共同趋势假设总体上得到满足，在新型经营主体形成前，处理与对照村庄下辖农户的有偿流转决策并无显著差异，且新型经营主体发育对农地有偿流转有显著正向影响。
图1 共同趋势假设检验Fig.1 Common trend hypotheses
4.2.2 考虑遗漏变量的影响
基准回归结果还可能因忽视不可观测因素，尤其是某些随时间、地点变化的因素的影响而有偏。参照宋弘等[31]的思路，本文构造一个理论上不会对结果变量产生影响的变量TreatF，并替换式（1）中的Dv×postvt。由于TreatF是随机生成的，其实际政策效应不存在。若TreatF的估计系数显著不为零，即1≠0，则可以认为基准回归结果是有偏的。本文对上述随机过程重复500次，相应得到500个。从图2可知，在零的附近且服从正态分布，符合安慰剂检验的预期，且其最大估计系数小于基准回归的估计系数0.127，说明基准回归的结果不太可能会因为遗漏变量而有偏。
4.2.3 调整估计样本
不同于2017年和2019年调查，2015年农户有偿流转决策是根据转出农地获得的收入是否大于0来判断。但农地转出收入为0并不完全意味转出户事前选择无偿出租农地，还可能是承租方事后违约所致。为消除解释变量可能存在测量误差，本部分仅用2017年和2019年两期家户数据拟合式（1）。表3的列（1）显示，Dv×postvt的估计系数显著为正。
表3 稳健性检验结果Tab.3 The results for robustness tests
农地转出用途不同，农户收租决策也可能有差异。相较而言，非农用途转出，农户收取租金的概率可能更高[3-4]。在转出户样本中，农业用途转出样本占94.70%，其中，有偿转出占70.10%。而在5.30%的非农用途转出户样本中，有偿转出高达90.41%。为了消除农地转出用途差异对模型估计结果的干扰，本文剔除转出用途为非农用途的转出户样本，重新估计式（1）后，Dv×postvt仍然显著为正。
4.2.4 替换核心解释变量
参照李江一等[12]的研究，本文以新型经营主体的数量替换式（1）中的交乘项。若村庄没有新型经营主体，则赋值为0。表3的列（3）显示，新型经营主体数量显著为正，村庄每新增一家新型经营主体，农户有偿流转农地的概率将提高0.3%。
5.1 影响机制检验结果分析
表4的列（1）汇报了式（2）的估计结果。其中，Dv×postvt的系数为0.087且显著，即在村庄形成新型经营主体后，转出户将农地出租给其他主体的概率高8.7%。如前文所述，新型经营主体作为外部农地需求主体进入流转市场，不仅改变了农村单一化、小规模、非正式的农地需求格局，还显著降低了转出户的交易成本，满足其外出务工后农地的保墒需求。而在双方达成农地流转交易时，双方均具有足够的动机索租或支付市场化水平租金。因此，假说1a得到支持。
表4中列（2）—列（4）是从转出户视角以子样本Ⅰ拟合的式（3）—式（5）的结果。其中，列（2）中的Dv×postvt系数为0.124，且显著，即在新型经营主体形成后，转出户向熟识承租方索租的概率将提高12.4%。列（3）—列（4）显示，新型经营主体转入农地的比重每提高1%、流转租金每提高1 000元，转出户选择农地有偿流转的概率将分别提高0.3%和3.7%。上述结果均符合前文预期，新型经营主体转入农地引发的需求方竞争效应，以及提供市场化租金形成的示范效应，能够带动熟人间农地流转的市场化转型。至此，假说1b得到支持。
表4中列（5）—列（7）是从转入户视角以子样本Ⅲ拟合的式（6）—式（8）的结果。可知，在村庄形成新型经营主体后，本村普通农户选择有偿租入农地的概率将提高4.8%，并且新型经营主体转入农地的比重每提高1%，本村普通转入户选择支付租金的概率将提高0.2%，但列（7）中刻画示范效应的租金水平变量并不显著。说明新型经营主体发育对普通农户有偿租入农地的影响，主要是由于新型经营主体转入农地引发的竞争机制，而非示范效应发挥作用。
表4 影响机制检验结果Tab.4 The results for influence mechanism test
上述发现为厘清市场机制与非正式规范在农地流转市场中的作用提供了证据。一种观点认为，市场机制无法取代农村社会人文制度环境而成为地租决定的主导机制[19]。“在熟人间的土地流转中，转出方不是为了获取更高的经济利益，他们更倾向于将土地交予‘自己人’耕种。甚至有外人愿意出更高价格，他们也不愿把土地流转给外人”[19]。另一种观点表示，社会习俗、乡土伦理等关系型治理规则填补了正式制度的缺位，是流转的补充性治理规则。农户偏好熟人内部交易并由此达成非正式契约是农地流转市场不健全的结果[5]，一旦出现外部机会，关系型治理的基础就会被削弱，熟人交易也会遵循市场原则[9,23]。本文支持了后者，即市场机制尚不完备，非正式规范代替市场机制主导要素配置，但随着市场机制日渐完善，农地流转受非正式规范的支配程度将趋于弱化，租金的决定将以市场机制为主导。
5.2 异质性检验结果分析
表5汇报了式（9）—式（10）的估计结果。其中，列（1）显示，Dv×postvt不再显著，但其与确权变量（titlvt）的交互项显著为正。说明新型经营主体发育对农地有偿流转的影响，只有在地权稳定清晰的前提下才会发挥作用。新一轮农地确权降低了地权边界模糊性和不稳定风险，化解农户与非熟人交易的后顾之忧，在激活新型承租方农地需求的同时，降低亲友或邻居提供的“保护地权”这一承诺的边际收益。因此，在有更多承租对象可选情形下，转出户会将农地出租给熟人网络外部的农地需求方以寻求市场化租金。此时，交易双方达成的正式契约也将带动熟人交易双方调整策略，引导其交易行为向市场化靠拢。因此，假说2a得到支持。
表5 异质性分析检验结果Tab.5 The results for heterogeneity analysis
就农地确权对促进农地流转的作用，罗必良等[32]表示农地确权并未有效推进要素市场发育。本文则认为，当前中国农地流转包含的大量非正式特征，尤其是熟人内部流转是农地确权制度在农地流转中的作用不明显的主因。诚如HEIDE[33]指出，熟人社会中的个体在长期交往中依惯例、人情等非正式制度对他人行为形成稳定预期，发展出以协商和善意合作为主要机制的治理结构，但熟人网络外部的主体进行交易则需要正式制度来保障。因此，要促使农地流转突破熟人边界并向市场化转型，实现农地确权全覆盖，稳定农地承包经营权格外重要。
表5的列（2）显示，Dv×postvt显著为正，这与基准回归的结果一致。刻画非正式规范介入程度的变量（relavt）显著为负，即非正式制度介入程度越深，转出户选择农地有偿流转的概率越低。这与贾晋等[29]的实证结果类似，并支持田先红等[19]的观点，即地租的形成还遵循熟人社会的情感逻辑。但和前文预期（假说2b）不符的是，Dv×postvt和大姓虚拟变量的交乘项不显著，即新型经营主体发育对农地有偿流转的影响并不会因村庄的非正式规范而遭到削弱。
本文从农地供给方和需求方两个维度剖析新型经营主体发育对农地有偿流转的影响及其路径，并采用CRHPS 2015—2019年3期调查数据和DID模型对其进行检验，研究发现：（1）新型经营主体发育能够显著促进农地有偿流转，在经过一系列的稳健性检验后，这一结论依然成立。（2）新型经营主体打破了原有农地流转市场单一的需求格局，促使转出户跳出“差序格局”，将农地出租给新型经营主体。此时，转出户索租或新型承租方支付市场化租金，均为各自追求利益最大化的考量。（3）尽管当前中国农地流转尚未突破地缘边界，熟人内部交易仍占主导，但新型经营主体引入的农地竞争机制与价格释放效应，将促使原本依赖地缘关系的非正式交易向市场化交易靠拢。（4）新型经营主体发育对农地有偿流转的影响有赖于地权的稳定，且不会因乡村非正式规范的介入而被削弱。
上述发现为中国农地流转市场化转型，尤其是熟人内部的农地流转也趋向有偿化提供了逻辑自洽的解释。新型经营主体发育不仅通过直接或间接转入农地扩大农地有偿流转“增量”，还通过竞争机制或示范效应优化熟人内部流转交易的“存量”。这为厘清市场机制、非正式规范、农地产权制度在农地流转市场中扮演的角色，以及三者的关系提供了证据。农户偏好熟人内部交易以及由此达成的非正式契约事实上是市场机制不完善的结果，此时习俗、乡土伦理等非正式规范成为补充性治理规则。然而，农地供给方一旦获得合适的外部机会，熟人社会非正式制度治理的基础将被削弱，营利性动机和市场型交易会相继出现，而这一转型离不开完善的产权制度作为支撑。为了进一步规范农地流转市场，推进农地流转市场化转型，本文建议着力培育或引进专业大户、家庭农场、农民合作社和农业企业等新型经营主体。在稳定农户家庭承包经营权的基础上，引导农村土地向新型经营主体集中；
充分发挥新型经营主体的价格释放功能和农地市场竞争机制，倒逼熟人间的非正式交易向正规的市场交易收敛；
在建立灵活的市场机制的同时，赋予农户更加有保障的承包经营权，通过农地确权全覆盖为农村土地的市场化流转提供强有力的法律保障。
