農地確權可以助推土地規(guī)模經營嗎？
——基于交易費用的中介效應分析

○韓春旭 ，2馮華超

（1鄭州輕工業(yè)大學政法學院，河南 鄭州 450002；2鄭州輕工業(yè)大學社會發(fā)展研究中心，河南 鄭州 450002）

一、引言

為了解決中國農業(yè)生產面臨的農地經營分散化、粗放式和低效率的問題[1]，政界與學者主張通過培育規(guī)模經營主體和農地的流轉來實現(xiàn)規(guī)模經營，并進一步推動實現(xiàn)農業(yè)現(xiàn)代化[2-5]。然而，雖然近些年部分農戶通過購買服務、合作等形式實現(xiàn)了不同程度的規(guī)模經營[6-7]，但規(guī)模經營仍面臨著農地供給不足等問題[8-10]，在人地關系大大松動的情況下有效的流轉卻并未發(fā)生，這引發(fā)了人們對“農地規(guī)模經營論”的質疑與反思[1]。

從影響農地規(guī)模經營的因素來看，農業(yè)生產風險大而比較收益低、勞動力轉移不徹底、農戶資源稟賦條件較差、社會保障水平較低、農業(yè)社會化服務水平不高等都是制約規(guī)模經營實現(xiàn)的重要原因[11-15]。但在實際中，社會經濟體制障礙特別是農地制度的影響可能是影響規(guī)模經營實現(xiàn)的深層次原因。當前農地制度面臨著產權權屬不清、期限不明、保障不力等問題[16]，這給農戶帶來了較高的交易成本，使得有資金實力的主體無法實現(xiàn)農地的市場化集中[17]，不利于規(guī)模經營的實現(xiàn)[18]。特別地，分配原則上的平均主義造成農地小規(guī)模和分散化，而分配手段上的行政方式造成小規(guī)模分散經營固定化，使得農戶不能按照市場原則選擇生產規(guī)模，形成規(guī)模經濟[19]。基于此，有學者認為農地規(guī)模經營的實現(xiàn)迫切需要農地制度的變革[20-21]。

從2009 年開始，國家開始探索實施農地承包經營權確權登記頒證工作，并于2014 年正式提出“用5年左右時間基本完成土地承包經營權確權登記頒證工作”。關于確權的目標和意義，2014年的《關于引導農村土地經營權有序流轉發(fā)展農業(yè)適度規(guī)模經營的意見》將其定位為“穩(wěn)定農村土地承包關系、促進土地經營權流轉、發(fā)展適度規(guī)模經營的重要基礎性工作”。可以看出，政府希冀通過農地確權來加快農地流轉進而實現(xiàn)規(guī)模經營，本文的問題在于這一政策目標能否順利實現(xiàn)？

從已有研究來看，學界在農地確權能否實現(xiàn)土地規(guī)模經營上并未達成一致結論。一種觀點認為，農地確權可以推動農業(yè)規(guī)模經營。如黃平等[22]認為土地確權制度的推行，進一步明確了農民對于土地的承包權和對土地的財產權利，這將促進農業(yè)的規(guī)模經營。胡新艷[21]則以廣東省陽山縣推行的農地整合確權政策試點為準自然實驗場景，運用雙重差分法驗證了農地確權可以助推農業(yè)適度規(guī)模經營的實現(xiàn)。從影響機理來看，一些學者發(fā)現(xiàn)土地確權使得農戶參與流轉的可能性增加，也即確權通過活躍農地流轉市場進而促進了農地規(guī)模經營的實現(xiàn)[23-24]。

另一種觀點則認為，土地確權并不一定能促進農業(yè)的規(guī)模經營。如有學者認為，土地確權的實施會加劇人地關系的固化，導致土地規(guī)模經營難以發(fā)展[25-26]。程令國等[27]則發(fā)現(xiàn)土地確權雖然能夠促進流轉和規(guī)模經營的實現(xiàn)，但土地確權證書的意義具有滯后性，即土地確權的制度效應需要一定的時間。

以上研究為本文提供了很好的借鑒，這提醒學者在研究這一問題時，必須注意到中國農村土地市場的特殊性。可以說，農地規(guī)模經營受制于農地流轉的速度和集中程度[28-29]，然而農地流轉市場的特殊性決定了其內生高昂的流轉交易成本。因此，在研究農地確權能否推進規(guī)模經營時，必須注意到農地流轉交易費用的影響。基于此，本文基于2014—2016 年中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）數(shù)據(jù)，試圖從交易費用角度對農地確權與土地規(guī)模經營的關系做出回應。

二、研究假設

中國人地矛盾突出，農村勞動力的轉移不充分、不徹底，加上社會經濟體制的障礙，部分學者認為依靠農戶自發(fā)的土地流轉不容易擴大經營規(guī)模，進而實現(xiàn)規(guī)模經營[18]。實際上，這種觀點看到了經營規(guī)模擴大的約束條件，也即農地作為一種生產要素不一定能夠實現(xiàn)有效流動，換句話說農地流轉的交易費用較大。然而已有研究發(fā)現(xiàn)，農地流轉市場不同于一般的商品市場，其內生了高昂的交易費用，這表現(xiàn)在：（1）交易雙方在談判中的地位不平等，容易產生較高的事前交易費用[19]。這主要是因為轉出戶擁有對農地的“壟斷特性”，轉入戶要想獲得農地，必須得到農戶的同意才能實現(xiàn)。（2）交易雙方在流轉中的機會主義行為將會導致較高的事中和事后交易費用。由于經營權具有“期限性”特征，為了規(guī)避風險，轉出戶一般會選擇較高靈活性的短期合約，甚至隨意中斷合約，這使得轉入戶面臨著較高的不穩(wěn)定性。在預期不穩(wěn)定的情況下，轉入戶可能會利用信息不對稱實施掠奪性經營行為[1]。較高的交易費用制約了農地的順暢流轉，也不利于經營規(guī)模的擴大，進而降低了規(guī)模經營的實現(xiàn)概率。基于此，本文提出研究假設H1：

假設H1：較高的轉入交易費用制約了農戶經營規(guī)模的擴大。

農地確權可以通過降低交易費用促進農戶轉入農地，進而實現(xiàn)規(guī)模經營。在現(xiàn)實的農地流轉中，由于流轉面積按照習慣畝而不是標準畝交易，面積不準的現(xiàn)象時有發(fā)生，特別是在交易協(xié)議中沒有寫明地塊的四至情況，這可能會導致交易雙方利用信息不對稱而產生機會主義行為。特別地，一些地塊的權屬關系由于長時間的占有而容易產生不清晰的情況，這些都提高了流轉中的交易費用。在農地確權后，對地塊在二輪承包的基礎上重新進行精準的測量，四至、面積、坐落等得到了明確，同時也厘清了權屬關系，界定了權利，在這種情況下給農戶頒發(fā)證書，一方面會減少其在流轉中的顧慮，另一方面也會增加其參加流轉市場的信心[30]。對于在流轉中發(fā)生的村集體強迫流轉以及動用“超經濟特權”調整農地的現(xiàn)象，農地確權制度的推行，可以對村委會強制調整農地的行為進行規(guī)制，提高農戶產權保護的能力，這有力地維護了承包關系的穩(wěn)定，也降低了農戶對地權不穩(wěn)定的顧慮。此外，確權不僅有效降低了產權界定的成本，防止了由于產權模糊所帶來的外部性等原因所造成的農業(yè)投資收益損失的問題，還把承包經營權抵押、擔保權能賦予農戶，這有助于緩解經營主體的資金壓力，從而提高其擴大投資，增加轉入實現(xiàn)規(guī)模經營的信心[28]。基于此，本文提出以下假設：

假設H2：農地確權降低了農戶轉入農地時的交易費用，進而有助于擴大經營規(guī)模，實現(xiàn)規(guī)模經營。

值得提出的是，農地確權在法律層面將承包經營權賦予農戶，提高了農戶的產權強度與農地的經濟價值，基于農地流轉的特殊性可能會強化農戶的控制權偏好，反而會增大交易費用，不利于農地的順暢流轉，進而不利于農地規(guī)模經營的實現(xiàn)[29]。其中一個重要原因是，確權強化了農戶與地塊之間的關聯(lián)，并且這種關聯(lián)具有進一步固化和不可調整的屬性，然而當前一些地區(qū)仍面臨著地塊分散、狹小的狀況，如果要進行流轉協(xié)商、整合的難度較大，因而不利于農地的轉入和規(guī)模經營的實現(xiàn)[30]。基于此，本文提出H2的競爭性假設：

假設H3：農地確權提高了農戶轉入交易費用，進而對規(guī)模經營的實現(xiàn)有負向影響。

接下來，本文將實證檢驗農地確權通過轉入交易費用中間傳導機制來影響經營規(guī)模的機理。

三、數(shù)據(jù)來源、變量選取及描述性統(tǒng)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來自中國勞動力動態(tài)調查（CLDS），CLDS是由中山大學社會科學調查中心從2012 年開始在全國（除港澳臺以外）進行的勞動力動態(tài)調查項目。CLDS 的樣本覆蓋了中國29 個省市，調查對象為樣本家庭戶中的全部勞動力。2014年訪問了401 個社區(qū)，14 214 個家庭，23 594 個15～64歲的勞動力個體，2016年訪問了全國401個村居社區(qū)，14 226 個農戶，21 086 位15～64 歲的勞動力個體。CLDS涉及勞動力個體、農戶、村莊層面的調查信息，特別是涵蓋了農地確權、農業(yè)生產信息等情況，樣本容量大、代表性強，能夠較好滿足本文的使用需求。本文主要選取2014 年的確權樣本，對樣本重新賦值分二組，數(shù)據(jù)選取確權組農戶1 951戶，未確權組1 964戶。

在具體使用數(shù)據(jù)時，為了更好地測量確權對農地流轉的影響，本文主要采用2014 年的確權信息以及2016 年的農戶經營信息，并用2014 年的確權信息對2016 年農戶的流轉行為進行回歸，相關控制變量也一并采用2016年的信息。這樣處理一是為了甄別出確權與流轉的時間先后順序問題，一些研究在計量時直接把確權與流轉納入模型，實際上農地確權頒證可能發(fā)生在流轉之后；二是為了克服內生性問題，因為確權是一個政策外生變量，與流轉可能存在反向因果關系[29]。

（二）指標選取及變量描述

1.經營規(guī)模擴大。經營規(guī)模擴大是本文的因變量，在2016年CLDS數(shù)據(jù)中，問卷詢問了農戶轉包他人耕地的面積，這就是農戶經營規(guī)模擴大的實際情況。由于部分農戶未轉包、代耕他人農地，經營規(guī)模數(shù)據(jù)為0，本文將其一并納入分析。同時，為了得到更穩(wěn)健的分析，本文將經營規(guī)模擴大面積與現(xiàn)有經營面積進行比對，考察經營規(guī)模擴大的比例。

2.農地確權。農地確權是本文的主要自變量，農戶如果具有承包經營權證書的賦值為“1”，反之則賦值為“0”。

3.中介變量。轉入交易費作為中介變量，在問卷中并沒有直接問題來衡量，本文借鑒已有研究方法，以村莊其他農戶轉入農地面積的比重作為交易費用的代理變量，轉入比重越大，表明當?shù)氐霓r地流轉市場比較活躍，農地供給相對充足，農戶更容易找到合適的交易對象從而達成交易，即轉入面積均值越大，交易費用越小。

4.農戶特征變量。借鑒已有研究成果，選取戶均年齡、戶均受教育程度、家庭老年人數(shù)量、人均承包面積、農業(yè)收入比重、農業(yè)機械擁有情況、經營投入、農業(yè)勞動力數(shù)量、農業(yè)勞動時間、種養(yǎng)大戶、農閑時兼業(yè)等變量，這反映了農戶的稟賦差異。勞動力投入從農業(yè)勞動力數(shù)量以及受訪者年農業(yè)勞動時間兩個變量來衡量，勞動力數(shù)量用“2015年家庭農事農業(yè)生產超過3 個月的人數(shù)”來衡量，務農時間投入用“2015 年受訪者用于農業(yè)生產的時間大概有多少天”來衡量。農業(yè)經營投入用“2015年農業(yè)生產經營的總成本”來測度，在進入模型時進行了對數(shù)轉換。

5.村莊特征變量。本文選取了農戶所在村莊的特征變量，用來反映環(huán)境的差異。選取農地調整、公交開通情況、地形以及地區(qū)分布狀況四個變量。其中，農地調整以“2003年后村莊有無發(fā)生土地調整”來衡量，將進行過農地調整的賦值為“1”，沒有則賦值為“0”；公交開通情況，將開通公交的賦值為“1”，沒有開通的賦值為“0”；地形方面，將丘陵地形賦值為“1”，非丘陵地區(qū)賦值為“0”；地區(qū)層面，按照農戶所在的省市自治區(qū)分成東中西三大區(qū)域，以此來反映地區(qū)差異。變量賦值詳見表1。

表1 變量賦值及描述性統(tǒng)計

（三）描述統(tǒng)計

從樣本來看，確權組農戶1 951 戶，未確權組1 964 戶。從經營規(guī)模擴大情況來看，確權組均值為2.892畝，未確權組為1.12畝，確權組的面積大于未確權組，通過了顯著性檢驗(t=-4.4810,Pr(T＜t)=0.000)。從擴大比例來看，確權組的均值為33.4%，未確權組均值為30.9%，確權組的均值高于未確權組，但二者之間的差異并不明顯(t=-0.335,Pr(T＜t)=0.369)。

中介變量轉入交易費用方面，確權組農戶為0.114 畝，要低于未確權組的0.119 畝，但二者之間差異并不明顯(t=-0.8674,Pr(T＜t)=0.1929。

在農戶特征方面，確權組農戶的平均年齡為21.94 歲，未確權組為21.67 歲，確權組農戶的平均年齡要大于未確權組。家庭老人數(shù)量上，確權組略低于未確權組；在戶均受教育年限上，確權組農戶的均值也要高于未確權組；人均承包面積上，確權組農戶擁有的人均承包地面積更大；家庭經濟狀況方面，確權組農業(yè)收入比重均值為58.1%，未確權組為51.4%；勞動力投入方面，確權組農業(yè)勞動力數(shù)量均值為1.867 個，略高于未確權組的1.565(t=-6.0506,Pr(T＜t)=0.000)。勞動力務農時間投入方面，確權組均值為209.48 天，要低于未確權組的217.86天(t=3.0590,Pr(T＞t)=0.000)。農業(yè)經營投入方面，確權組均值為8 609.73 元，未確權組均值為6 592.61 元，確權組的投入要大于未確權組(t=-3.9256,Pr(T＜t)=0.000)。確權組有29.3%農戶擁有機械，未確權組僅有20.4%。在種養(yǎng)大戶方面，確權組的比例也要高于未確權組，確權組的農戶更容易存在兼業(yè)行為。

在環(huán)境特征上，確權組農戶在2003 年以后發(fā)生調整的比例均值為15%，未確權組為21%，卡方分析顯示二者存在顯著性差異(chi2=17.23,Pr=0.000）。交通方面，確權組開通公交的情況要低于未確權組，其所處地形上為丘陵的比例也高于未確權組。在區(qū)域方面，確權組農戶多處于西部，未確權組農戶多處于中部和東部。

四、計量檢驗與結果分析

（一）模型設定

由于農戶未轉入農地時，可以將其視作轉入農地為0 畝，為了方便分析，將問卷中未轉入農地的回答重新賦值為0。基于此，本文采用Tobit估計方法對經營規(guī)模擴大和比例進行估計，并在估計中將0作為左歸并點。模型基本形式如下：

為了解決模型存在的樣本選擇偏誤，克服遺漏變量、反向因果關系引發(fā)的內生性問題，本文采用工具變量建立IV-Tobit 模型：

上式中，被解釋變量y為經營規(guī)模擴大，核心變量Q為農地確權，x為其他解釋變量，χ2為農地確權的工具變量，β0和υ0為常數(shù)項，β1,β2,β3,...βn以及υ1,υ2,υ3,...υn稱為偏回歸系數(shù)，ζ表示隨機誤差，是被解釋變量的變化中不能為自變量解釋的部分，服從N(0,σ2)分布。

在工具變量選取上，借鑒林文聲等[29]的處理方法，選取農戶所在的縣內除去調查農戶所在村以外的其他nj-1個被調查村的農戶具有農地確權證書的比例。之所以這么處理，原因在于同一縣中其他調查村的農戶收到確權證書的狀況，一定程度上反映了該區(qū)域農戶的基本狀況，這與村民是否具有農地確權證書高度相關，但由于剔除了調查村的農戶，與調查農戶的經營規(guī)模擴大及其擴大比例直接相關聯(lián)系相對較小，因此這一工具變量在理論上是可行的。

同時，為了檢驗轉入交易費用的中介效應，本文根據(jù)已有研究，并結合（1）和（2），建立如下模型：

（3）式和（4）式中，Y為農地經營規(guī)模擴大，M為中介變量（轉入交易費用），Q為農地確權變量，X為相關控制變量，具體表現(xiàn)為農戶特征變量與環(huán)境特征變量，α0和d0為常數(shù)項，d1為農地確權對經營規(guī)模擴大的直接影響系數(shù)，d2為中介變量對農地經營規(guī)模擴大的直接效應，e2和e3為隨機誤差，結合（3）式與（4）式可以計算得到中介效應α1d2，也即農地確權通過交易費用對經營規(guī)模擴大所產生的影響。

（二）農地確權對經營規(guī)模擴大的影響效應

表2 給出了農地確權影響經營規(guī)模擴大的估計結果，為了穩(wěn)健分析，本文使用了經營規(guī)模擴大比例作為參考模型。其中，模型1 和模型2 為確權對經營規(guī)模擴大影響的結果，模型3 和模型4 為確權影響經營規(guī)模擴大比例的結果，模型1 和模型3為常規(guī)的Tobit模型估計，而模型2和模型4為使用工具變量方法估計結果。從模型估計結果來看，模型1 和模型3 都通過顯著性檢驗，pseudo R2雖然比較小，但仍可以表明模型擬合較好，具有進一步解釋意義。模型2的Wald test 結果為chi2(1)=12.52，Prob＞chi2=0.0004，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，而模型4 的Wald test 結果為chi2(1)=12.25，Prob＞chi2=0.0005 在10%的統(tǒng)計水平上顯著，可以表明兩個模型都存在內生性問題，工具變量的選用較合理，弱工具變量問題不是很明顯，具體的解釋將以模型4為基準。

1.農地確權。由表2可以看出，在控制其他自變量的情況下，模型1和模型3顯示，農地確權對經營規(guī)模擴大及擴大比例均有顯著的負向影響，模型2 和模型4 在使用工具變量克服內生性問題后，這一結論具有穩(wěn)健性。原因可能在于確權提高了農戶的轉入交易費用，不利于經營規(guī)模的擴大，這將在下文進一步驗證。對比模型1 和模型3，模型2和模型4可以發(fā)現(xiàn)，不采用工具變量方法克服內生性問題，確權對經營規(guī)模擴大及擴大比例的影響結果將被大大低估。

表2 農地確權對經營規(guī)模擴大影響的估計結果

2.中介變量。模型2 和模型4 中，在克服內生性的情況下，轉入交易費用對經營規(guī)模的擴大有顯著的正向影響。轉入交易費用越小，農戶經營規(guī)模擴大和擴大比例越高，這主要是因為村莊其他農戶轉入農地的面積越大，表明交易費用越小，農戶越可能以較小的費用找到合適的交易對象，因而更容易擴大經營規(guī)模。

3.農戶特征變量。在模型2 和模型4 中，在控制其他自變量的情況下，戶均年齡、平均受教育程度、老年人數(shù)量、農業(yè)收入比重、機械擁有情況、種養(yǎng)大戶對經營規(guī)模擴大和擴大比例都具有顯著性影響，兼業(yè)對經營規(guī)模擴大有正向影響，但對擴大比例的影響沒有通過顯著性檢驗，而人均耕地面積未通過顯著性檢驗。戶均年齡越大，家中老年人數(shù)量越多，表明家中勞動力結構偏向于老齡化和高齡化，農業(yè)生產能力較差，一般不會繼續(xù)擴大經營規(guī)模。

戶均受教育年限越高的家庭，一般社會經濟條件較好，并不以農業(yè)為主要生計方式，繼續(xù)擴大規(guī)模的意愿較低。人均土地面積越大，農戶越可能擴大經營規(guī)模，但是對擴大比例卻有負向影響，這主要是因為人均土地面積越大，規(guī)模經營的基礎較好，現(xiàn)有經營規(guī)模的基數(shù)就比較大，因而對擴大比例有負向影響，但是這一影響并不顯著。農業(yè)收入比重較高，擁有機械并且為種養(yǎng)大戶的，農業(yè)更容易成為主要生計方式，農戶傾向于繼續(xù)擴大面積，因而越可能轉入農地。兼業(yè)對擴大規(guī)模有正向影響，但不顯著，主要是因為兼業(yè)表明了家中勞動力的豐富，有能力擴大規(guī)模，但是并不明顯。勞動力數(shù)量和務農勞動時間都不顯著，可能是因為當前農戶經營面積的擴大，一般多采用機械化來節(jié)省人力投入，這兩個變量并未反映出農戶的稟賦差異，因而不再顯著。而農業(yè)經營投入越多，經營規(guī)模越易擴大，主要是因為當前不同農戶在畝均投入上并沒有很大差異，而投入越多，一般與較大的經營規(guī)模相關。

4.環(huán)境特征變量。模型2 和模型4 顯示，在控制其他自變量的情況下，交通、地形和區(qū)域因素對經營規(guī)模擴大和擴大比例也有顯著影響。然而，農地調整對經營規(guī)模擴大影響不顯著，卻對擴大比例有顯著性影響，可能是因為調整過后村莊的地權較為穩(wěn)定，與未調整地區(qū)的區(qū)別并不大，但調整意味著地權的不穩(wěn)定，仍可能對部分的預期造成影響。交通便利的地區(qū)，不利于農戶擴大規(guī)模，主要是這些地區(qū)一般經濟較為發(fā)達，農戶從事農業(yè)經營的意愿較低。而丘陵地區(qū)的農戶越可能轉入農地，這與本文的推斷有一定的出入。一般而言，丘陵地區(qū)耕作不便，農戶轉入農地的意愿較低，這與本文的發(fā)現(xiàn)剛好相反，可能是因為丘陵地區(qū)轉入農地，擴大規(guī)模的成本較低。區(qū)域因素中，中部與東部的差異并不明顯，而西部與東部的差異比較顯著，主要是因為西部地區(qū)農戶以農業(yè)為生的特征更加明顯，在非農工作機會較少時，農戶更多以擴大規(guī)模來維持生計。

（三）農地確權影響經營規(guī)模擴大的作用機制：中介效應分析

在上文分析中，轉入交易費用可能是中介變量，農地確權通過這一中介來對經營規(guī)模擴大產生影響，因此接下來需要對這一中介進行檢驗。如表3 所示，轉入交易費用至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著，農地確權對轉入交易費用有負向影響，而轉入交易費用對經營規(guī)模擴大具有正向影響，Sobel 檢驗顯示中介效應占比為-10.734。

表3 農地確權影響經營規(guī)模擴大的作用機制：中介效應分析結果

五、總結與討論

本文利用2014—2016年中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）數(shù)據(jù)，通過識別出轉入交易費用這一中介傳導機制，構建了“農地確權—中間傳導機制—經營規(guī)模擴大”的分析框架，并實證檢驗了農地確權對經營規(guī)模擴大的影響及其機理。研究發(fā)現(xiàn)：（1）從整體上來看，農地確權不利于經營規(guī)模的擴大，在使用工具變量方法克服內生性問題后，發(fā)現(xiàn)農地確權對經營規(guī)模擴大的負面影響結果被大大低估了。（2）轉入交易費用越大，經營規(guī)模擴大越難，農地確權通過轉入交易費用機制對經營規(guī)模擴大起負向作用。（3）此外，農戶的人力資本特征、物質資本特征、家庭收入結構、經營類型對經營規(guī)模擴大都有顯著影響。（4）交通和地形因素也對經營規(guī)模擴大都有顯著影響。

重新審視本文的計量結果，農地確權非但沒有減少轉入交易費用，反而提高了交易費用，由于交易費用對規(guī)模經營的負面影響較為明顯，必須重視當前農地流轉中交易費用過高的事實。另一方面，農地確權促進流轉的可行性和有效性也值得商榷。從理論上，通過農地經營權的流轉和集中，可以實現(xiàn)一定程度的農地規(guī)模經營。但是農地流轉市場的特殊性內生著高昂的交易成本，許多農戶在流轉時選擇的交易對象是自己的親朋好友，并不是規(guī)模經營主體，而且流轉規(guī)模有限，這使得達到規(guī)模經營的農戶比例很低。因此，在流轉中可能會出現(xiàn)“小農復制”的現(xiàn)象[28]。基于此，本文認為現(xiàn)有研究中認為確權可以促進流轉的可行性和有效性都值得商榷。