土地经营权流转能够提升收入效率吗？——基于8省705户的微观调查研究

朱明月，李海央，李新月，吴 笛，董淑婷

（1.西南大学 经济管理学院，重庆 400715；2.昆明理工大学 管理与经济学院，云南 昆明 650504；3.昆明医科大学 研究生院，云南 昆明 650504；4.中国建设银行 湖北省分行，湖北 武汉 430015）

农业是自然界物质和能量转化的过程，土地作为农业生产资料和农民生存资料的主要附着物，其制度架构是造成“三农”问题的基本根源。土地政策的经济效应、社会效应均透过所蕴含的土地关系产生逻辑，土地关系中“产权制度”、“资产流转”与“资源利用”之间不同组合会引发农业生产的效率变化。因而，对农村土地制度的探索与革新，是农业经济发展的根本出路，是实现乡村振兴战略目标的必然要求。2014年中央一号文件是首次提出“三权分置”概念的全国性规范文件，是引导土地经营权流转的重要基础，是我国农村改革从“二权分离”到“三权分置”的巨大政策飞跃[1]。在党的十九大报告中，习近平强调要“深化农村土地制度改革，完善承包地‘三权分置’制度”。2018年12月29日，十三届全国人大常委会表决通过《关于修改〈中华人民共和国农村土地承包法〉的决定》，正式将“三权分置”的制度建设纳入权责明确、依法规范的土地权利体系，在法律制度层面为农村土地经营权流转提供依据。

“三权分置”作为符合我国国情现实的重要举措，是农村基本经营制度与时俱进的体现，是党的十九大关于实施乡村振兴战略的重大决策部署，对于激活农业劳动生产率、土地产出率和资源利用率，提升农业生产比较效益，为我国农业粗放式增长向集约式增长转变提供了有益思 路[2]。“三权分置”下土地经营权的有序流转通过打破人地矛盾的束缚、改善零碎的土地状况、丰富生产主体经营模式，可以实现产权清晰、价值显化、资源整合、制度完善等功能价值。推而及之，发展现代农业语境下，土地经营权能否有序流转对于“三农”问题的解决具有重要意义。土地经营权流转存在转入和转出两种行为方式，通过改变土地要素配置进而带动其他农业生产要素配置改变，必然对农民的收入总量产生影响。然而，农业转型与发展的核心问题在于效率，土地生产要素配置变化带动其他农业生产要素的配置与流动，是否能够进一步对农业生产的收入效率产生影响？是本文所重点聚焦的问题，通过对该问题的探究，以期为我国“三权分置”的制度建设、土地经营权流转的有序推进以及实现农民增收提供有益思路。

一、数据与方法

（一）数据来源

研究所用数据皆来自2017年7—10月关于《农业经营新模式对规模经济的影响研究调查》系列调研，调查包含贵州、江苏、云南、河南、四川、湖南、湖北和重庆8 省（直辖市），共12个市44 个村1 000 户农村家庭，回收问卷共944份，问卷有效率94.4%。调查涉及农户以及其所在村庄基本情况，其中村级调查问卷主要包括全村人口总数、总耕地面积、人均纯收入、专业合作社数量和农机数量等13 个问题；农户问卷主要涉及家庭劳动力、非农就业、农机具持有、家庭收入、土地流转、农业投入和产出等70 个问题，调查问卷的设计能够正确反映调查目的与具体问题。基于研究的核心内容，剔除重要变量缺失的样本35 份，剔除未进行农业经营生产的样本64份，剔除逻辑存在重大错误样本140 份，筛选后最终可适用样本量为705 份。

（二）方法选取

目前关于土地经营权流转对农业生产收入效率影响的研究中，极少涉及农户家庭本身是否进行土地经营权流转的自我选择问题。由于“地缘性”因素的存在，不同农户家庭的空间环境、经济社会环境和政策环境皆存差异[3]，要准确估计土地经营权流转所带来的农业生产收入效率变化，关键在于任何农户家庭在同一时点只能是土地经营权流转、或不流转的情形择其一，无法同时捕捉同一农户家庭两种情形并存下收入效率的结果状态，欲解决这一问题，需要引入反事实分析框架的研究逻辑[4]。

对于农户家庭i 来说，是否进行土地经营权流转看作一个二元随机变量trai，不可能同一时点上存在土地经营权流转（tra1）和未流转（tra0）两种情形，对应的土地经营权流转（tra1）下的农业生产收入效率记为eff1i，未进行土地经营权流转（tra0）下的农业生产收入效率为eff0i。要评价农户家庭i 接受土地经营权流转这一“处理”后，是否具有提升农业生产收入效率的作用，通过构造公式ηi=eff1i-eff0i即可比较。然而，eff1i和eff0i的哪一种结果状态在现实中可被观测取决于处理情形tra，所缺失的结果状态需要应用计量工具进行估计替代，思路如下：

土地经营权流转的平均处理效应（ATT）是指进行流转带动的农业生产收入效率变化，即E(eff1i-eff0i|trai-1)，其第一层含义为进行土地经营权流转的农户家庭在流转后的农业生产收入效率变化；第二层含义则代表有条件接受“处理”的农户家庭在未来进行土地经营权流转后能实现的农业生产收入效率提升。当eff1i、eff0i与trai独立，可用倾向得分匹配方法（PSM）对ATT 进行估计，即通过估计农户家庭i 的倾向得分P(Xi)，将特征相似的进行土地经营权流转与未进行流转的农户家庭配对。ATT 表达如下：

式中：N1是进行土地经营权流转的农户家庭数，具体可用N1a和N1b分别表示土地经营权转入、转出的农户家庭数；C0(Pi)表示处理组第i个农户家庭的对照组，wij是农户家庭i的对照组中每个个体的权重，且不同的匹配手段所产生的与C0(Pi)和wij也会有差异[5]，主要包括k近邻匹配、卡尺匹配（也称为半径匹配）、核匹配和样条匹配等作为估计手段[6-7]。

二、实证过程

（一）变量选取

区别以往研究中对收入总量的关注，从农业生产收入效率的视角进行考察，参照已有研究范式[8–10]，进行表征变量的选取：

1）选取单位土地收入（effU）和农业成员人均收入（effP）作为结果变量，表征农业生产收入效率；

2）以是否进行土地经营权流转作为处理变量，包括转入处理组（tra1a）、转出处理组（tra1b）和未流转对照组（tra0）三种情形；

3）选择户主特征、家庭特征和地理区位特征作为协变量，户主特征包含受教育程度（edu，1=文盲；2=小学；3=初中；4=高中及中专；5=大学及以上）和健康状况（health，1=较差；2=一般；3=良好），家庭特征包括60 岁以下劳动力人数（labor60，连续变量）、家庭成员是否参加过农业培训（train，1=参加过；0=未参加过）、是否担任（过）村干部（cadre，1=是；0=否）、农业经营主体类型（ope，1=普通农户；2=示范大户；3=家庭农场）和是否拥有农机具（mac，1=是；2=否），区位特征包括土地地块数（num，连续变量）、土地类型（type，1=坡地；2=洼地；3=平地）和土地质量（qua，1=低；2=中；3=高）。

705 份调查样本中，共有194 户农户家庭转入了土地经营权，约占总样本的27.5%。有134户家庭进行了土地经营权的转出，约占总样本19%。其余377 户为未进行土地经营权流转的农户家庭，约占总样本的53.5%。描述性统计结果如表1 所示。

表1 变量定义及描述性统计结果†

第一，转入处理组中样本农户的农业生产经营人均收入、60 岁以下劳动力人数、是否参加过农业培训、是否担任（过）村干部、农业经营主体类型、是否拥有农机具、土地地块数、土地类型和土地质量等几项统计指标显示出明显的统计性差异，T 检验结果显著拒绝了对照组和转入处理组无系统性差异的假设。转出处理组中样本农户的农业生产经营人均收入、是否担任（过）村干部、土地地块数、土地类型和土地质量等几项统计指标显示出了明显的统计性差异，T 检验结果显著拒绝了对照组和转出处理组无系统性差异的假设；

第二，从结果变量的角度看，转入处理组比未进行土地经营权流转的农户家庭人均收入显著高出1.19 万元，转出处理组比未进行土地经营权流转的农户家庭人均收入显著少约2 566 元，转入处理组的单位土地收入和农业生产经营的人均收入均高于转出处理组；

第三，户主特征中转入处理组的受教育程度高于转出处理组，而健康状况显示略低于转出处理组。家庭特征中转入处理组的各项指标均值皆高于转出处理组。地理区位特征中转入处理组各项指标的统计均值略低于转出处理组。

（二）倾向得分估计

农户家庭在“自选择”下进行土地经营权流转决策，统计指标的差异性可能并非土地经营权流转的必然结果，而是由其他原因导致，因此需要建立PSM 模型分析土地经营权流转对农户家庭农业生产收入效率的影响作用。

构建Logit 模型估计农户家庭进行土地经营权流转行为发生的概率[11]，即为倾向得分。因涉及到土地经营权流转的转入与转出两种形式，因此需要构建转入和转出两个Logit 模型，表达式如下：

式中：Pi表示农户家庭进行土地经营权流转行为的发生概率；βi为影响因素的系数；μ是随机扰动项。运用Stata 15.1 统计软件进行倾向得分匹配分析，表2 展示了农户家庭土地经营权流转行为决策方程的Logit 回归结果。

表2 基于Logit 模型的农户家庭土地经营权流转行为决策方程估计结果†

应用Logit 模型对倾向得分进行估计，因变量为是否进行土地经营权流转（转入和转出），为0-1 型变量，以此判断解释变量对土地经营权流转决策的影响方向，在保持其他因素不变的情况下：

对于转入处理组来说：户主特征中，受教育程度对农户转入土地经营权的选择呈现负向影响。原因在于教育是农户兼业分化的驱动因素[12]， 兼业分化程度较高的农户家庭不倾向扩张土地经营规模。从户主特征的健康程度来看，农村劳动力自身健康状况越好，其参与非农就业概率越高，便不会通过土地经营权转入而扩张土地经营规模。家庭特征中，60 岁以下劳动力人数更多、参加过农业生产技能培训、生产经营主体已初具规模、以及家庭具有农用机具，对农户家庭选择土地经营权转入的概率产生显著的正向影响。表明要素禀赋对扩张土地规模的意愿存在积极影响，同时接受技能培训的农户对于农业信息的掌握与利用存在一定优势。地理区位特征中，自身土地类型平坦的农户家庭进行土地经营权转入行为的概率显著降低，换言之，自有土地类型为坡地、洼地类型的农户，会倾向通过转入土地优化农业生产土地要素的配置。

对于转出处理组来说：户主受教育程度、家庭拥有农机具对土地经营权转出概率呈现负向影响，其中拥有农机具与否的影响并不显著。原因可能在于，尽管非农就业会提升农户兼业分化倾向，但因传统意识中对土地保障功能的依赖，以及租金较低与流转市场不完备等因素，使得农户倾向保留自有土地。健康状况程度更高、接受过农业技能培训、担任（过）村干部、土地块数更多、土地类型更为平坦以及土地质量更高的农户家庭进行土地经营权转出的概率更高。结合前文，可能的原因在于健康状况良好的农户因从事非农就业的倾向更高，不仅不会转入土地，还可能会转出土地缩减经营规模。而掌握农业生产技能的农户、村干部则具有更积极的通过流转土地进行生产要素配置的动力。此外，还反映了土地经营权流转市场对类型平坦、质量高的土地需求更加旺盛。

（三）匹配质量检验

计算倾向得分后，采用较为常用的卡尺内1对4 匹配方式作为基准方法，计算转入处理组、转出处理组与对照组（未进行土地经营权流转）的平均处理效应（ATT），并辅以其他匹配手段进行稳健性检验。首先，对匹配质量进行检验。

1.共同支撑域检验

为确保匹配质量，在估计农户进行土地经营权流转（转入、转出）的倾向得分之后，需要讨论匹配的共同支撑域条件。若处理组和对照组的协变量重叠区域（共同支撑域）过窄，则处于共同支撑域之外的农户家庭将难以实现有效匹配，会导致有效样本的过多损失[13]。可通过比较农户家庭土地经营权流转（转入、转出）样本与未进行土地经营权流转的样本之间的倾向得分，及对应的户数比例所构造的经验密度函数（图1），实现两组数据之间的共同支撑域条件检验。比较而言，通过卡尺内1 对4 匹配之后，处理组和对照组的经验密度函数曲线分布更加趋近，共同支撑域增大，表明两组农户家庭在匹配之后各方面的特征相似程度更高，样本的选择性偏差在一定程度上得到消除。

图1 匹配前后倾向得分值的密度函数

图2 匹配前后各变量的标准化偏差

图3 匹配前后倾向得分的共同取值范围

结合各变量标准化偏差（图2）和倾向得分共同取值范围（图3）可见，大多数变量的标准化偏差在匹配后缩减，而大多数观测值均落在共同取值范围内，表明匹配过程中有益样本的损失较少。

2.平衡性检验

对倾向分数进行估计的一个重要目的是平衡处理组和对照组农户家庭之间的解释变量分布，要求在倾向分数匹配后，土地流转与未流转的农户家庭在各维度上没有显著性差异。表3 列举了各匹配变量的平衡性检验结果，可以看出，经过卡尺内1 对4 匹配之后，户主特征、家庭特征和地理区位特征下各协变量的标准偏差均低于20%，可认为匹配效果优良[14]。同时，从T 值的显著性来看，匹配后处理组和对照组的差异大多不再显著。总结而言，经过卡尺内1 对4 方法的倾向得分匹配后，转入处理组、转出处理组和对照组在各维度上不再存在明显差异，表明匹配效果良好，采用PSM 模型分析较为适益。

根据匹配模型的总体检验结果（表4），从转入处理组来说：匹配之前调整R2为0.452，似然比检验为323.82 且在1%水平上显著，拒绝匹配变量均为0 的原假设。表明农户家庭土地经营权转入样本集合与未进行流转样本集合之间的变量特征存在显著差异。经过匹配调整R2大幅度降低至0.015，拟合效果较差，似然比检验并不显著，匹配后的均值标准偏差和中位数标准偏差均小于20%，B 值从匹配前的180.4 降低至29.1。以上结果表明，倾向得分匹配后的转入处理组与对照组之间的差异不再明显，通过倾向得分匹配，找到了与土地经营权流转转入行为群体特征相似的样本集合，模型整体匹配效果较好。

相应的，从转出处理来看：在匹配之前调整R2为0.250，似然比检验在1%水平上显著，表明匹配前的转出处理组与对照组之间存在明显差异，即土地经营权转出行为的样本集合与未进行流转样本集合之间的变量特征存在显著差异。匹配后的转出处理组调整R2为0.018，似然比检验为通过显著性检验，均值标准偏差和中位数标准偏差降低至20% 以内，B 值从126.2 降低至31.2，皆表明倾向得分匹配后的转出处理组与对照组之间的差异并不明显，通过卡尺内1 对4 匹配方法的应用，成功匹配与土地经营权转出行为特征相似的群体样本，模型整体匹配效果较好。

（四）平均处理效应

通过前述研究中卡尺内1 对4 的匹配方法的应用与检验，进行倾向得分匹配分析的模型效果良好。进一步地，可采用k 近邻匹配、卡尺匹配和核匹配等不同方法，对处理组与对照组的平均处理效应（ATT）进行估测。表5 列举了各匹配方式下所估测的平均处理效应（ATT）结果。

对于转入处理组而言：匹配前，转入处理组与对照组的单位土地收入对数值分别为7.711 和7.622，前者比后者高1%，在统计意义上并不显著。经过卡尺内1 对4 匹配，平均处理效应（ATT）为0.212，处理组与对照组的单位土地收入对数值为7.677 和7.465，前者高于后者3%，且在10%水平上显著。通过k 近邻匹配（分别为1 对1、1 对4 匹配）、卡尺匹配（半径为0.01、0.1和0.5）以及核匹配对结果的稳健性验证，发现处理组单位土地收入的对数值普遍高于对照组，卡尺匹配（半径为0.01）方式在10%水平上显著，整体可见，土地经营权转入可以对农户家庭的单位土地收入呈现促进作用。匹配前，转入处理组与对照组的农业生产经营人均收入对数值分别为8.761 和7.730，前者高于后者13%，在1%水平上显著。经过卡尺内1 对4 匹配，平均处理效应为1.030，处理组与对照组农业生产经营人均收入对数值为8.553 和7.665，前者高于后者12%，在1%水平上显著。此外，经过k 近邻匹配、卡尺匹配和核匹配方式进行稳健性检验，转入处理组农业生产经营人均收入在1%水平上显著高于对照组，表明土地经营权转入对农户家庭内农业生产经营人均收入具有显著促进作用。

表3 匹配变量平衡性检验结果†

表4 倾向得分匹配模型的总体检验†

表5 平均处理效应（ATT）测算结果比较†

对于转出处理组而言：匹配前，转出处理组与对照组的单位土地收入对数值分别为6.904和7.622，后者高于前者10%，在1%水平上显著。经过卡尺内1 对4 匹配，平均处理效应为-0.779，处理组与对照组的单位土地收入对数值为6.811 和7.590，后者高于前者11%，且在1%水平上显著。通过k 近邻匹配、卡尺匹配和核匹配方式进行稳健性检验，可见处理组单位土地收入对数值在1%水平上显著低于对照组，表明土地经营权转出对农户家庭单位土地收入呈现负向影响。匹配前，转出处理组与对照组的农业生产经营人均收入对数值分别为6.781 和7.730，后者高于前者14%，在1%水平上显著。经过卡尺内1 对4 匹配，平均处理效应为-0.862，处理组与对照组农业生产经营人均收入对数值为6.812 和7.674，后者高于前者13%，在1%水平上显著。同理，经过k 近邻匹配、卡尺匹配和核匹配对结果进行稳健性检验，转出处理组的农业生产经营人均收入在1%水平上显著低于对照组，表明土地经营权转出对农户人均收入呈现抑制作用。

三、研究结论

运用8 省44 个村705 户农村家庭微观调查数据，对农户家庭土地经营权流转与农业生产收入效率的关系展开实证研究。通过倾向得分匹配方法解决农户家庭土地经营权流转决策的样本自选择问题，在控制处理组和对照组农户家庭的户主特征、家庭特征和地理区位特征后，估计仅以农户家庭是否进行土地经营权流转为条件而存在的收入效率变化，可以得到更为精确的结果。研究显示：

首先，应用Logit 模型估计倾向得分：第一，转入处理组中，户主特征中受教育程度和健康程度、区位特征中自有土地类型平坦程度对农户家庭土地经营权转入的负向影响显著。家庭特征中60 岁以下劳动力人数更多、参加过农业生产技能培训、生产经营主体已初具规模、以及家庭具有农用机具，对农户家庭选择土地经营权转入的概率产生显著的正向影响；第二，转出处理组中，户主受教育程度对农户家庭选择土地经营权转出的概率呈现显著负向影响。户主健康状况程度更高、家庭成员接受过农业技能培训、担任（过）村干部、土地块数更多、土地类型更为平坦以及土地质量更高的农户家庭进行土地经营权转出的概率更高。

其次，通过共同支撑域检验、平衡性检验和总体检验对匹配质量进行评价，倾向得分匹配后处理组与对照组之间的差异并不明显，通过倾向得分匹配找到了与土地经营权流转行为群体特征的相似样本，模型整体匹配效果较好。

最后，采用多种匹配手段对处理组与对照组的平均处理效应进行估测，结果表明土地经营权转入行为对农户家庭单位土地收入、农户成员人均收入具有显著正向促进作用，土地经营权转出行为对农业生产的收入效率呈显著抑制作用。

我们认为，藉由土地经营权流转对农业生产经营形成的影响维度必然是多方面、多层次的。总结来看，在“政府→农户→经营主体→生产经营”的空间主体传递中，存在着“引导流转→流转决策→要素变更→效率变化”的时间变量变化，虽然基于时空维度的传导路径视角与侧重不同，但空间传导路径与时间传导路径存在相互协调、交织且难以分割。已有研究已经证实，哪怕是以小规模农户为基本生产单元的经营模式，藉由不断完备的农村要素市场与土地交易市场，也具备适应现代农业经营的转换能力，仍可借助于土地经营权转入实现土地集中连片，匹配其他生产要素的优化配置，实现农业生产模式的改变和效率的提高[15]。土地集中连片指土地要素在农业生产的利用过程中，呈现地块数目相对更少、面积相对更广、土地类型更为趋近、地块相近程度更高等经营土地的形式。学术界主要关注产权界定和作物布局两种形式的土地集中连片[16]。在农业技术条件既定的情况下，要应用农业生产条件（如现代机械），需要土地的劳作空间予以支持。尽管土地空间扩张所能带动的规模经济效益递减，但不可否认的是，过于细碎的农地会限制现代机械的进入与运用，降低农业生产效率。有鉴于土地空间扩张所形成的规模经济是农业规模经济的基础[17]，农户倾向于通过土地转入降低生产成本，以实现农业规模化生产经营。因此，以生产就业功能为属性的土地如果能够支持连片经营，在一定程度上可以促进农业规模经营的实现。而且从实践来看，拥有生产就业属性地块较多的农户，在其意愿决策中更乐于转入更多农地用以农业生产，从而形成一定规模的农业经营，索取规模经济报酬。因此，土地经营权产生流转后，以土地集中连片为触发媒介，联动农户兼业分化与生产成本改变的媒介因素形成互动框架，对农业生产的收入效率产生积极影响。

四、政策建议

研究表明，在“三权分置”下，土地经营权流转是一种有效的农业增效、农民增收方式。究其原因，在于土地经营权流转通过土地规模的改变，带动其他生产要素配置，形成生产格局与生产方式的转换，最终影响农业生产的收入效率。农业现代化发展之路道阻且长，农业体制和农业生产效率之间必然存在联系，土地制度的改革动力源于对实践的总结和遵循农业发展规律下的创新。当前，我国土地制度与农业发展之间存在不匹配与制约因素。在不违背市场客观规律的前提下，有必要继续对农村土地制度进行深化改革，为农户和农业经营主体提供有力的制度保障，为农村土地经营权流转市场的构建创造外部环境，为农业现代化发展提供优化路径与激励，为土地经营权流转影响农业生产效率尤其是农户收入效率的传导机制提供反馈。结合研究结论，提出 建议。

第一，对于政府与市场机制来说，政府行为主要从内部动力与外部动力方面体现。内部动力在于政府本身可以直接介入每个环节，为土地经营权流转提供规范作用；外部动力则在于政府通过引导性政策促动目标实现。在此阶段，中央政府需要制定科学的耕地保护制度与规划方案，提供系列的政策与法律支持；地方政府需明确政府职能，认识到农户与政府间的博弈关系和利益诉求，在土地经营权流转的推进过程中重心发挥引导、服务和监督作用。政策层面还需规范土地权属的法律性质、完善权利结构，农村土地承包权承担着农民的社会保障功能，应在“三权分置”的基础上，赋予农民土地流转收益权、转让权、退出权等，并充分尊重农民的自主选择权。此外，土地经营权流转缺乏专业、权威的中介组织，导致流转效率低下，应在充分尊重农民自由流转意愿的基础上，结合当地基本情况和农业发展水平，由政府主导培育土地流转市场，靠有形的改革之手矫正市场失灵，建立公开、透明的市场准入制度。

第二，对于权能归属与结构来说，结合实践，即使农户土地产权得到充分界定，但在土地细碎分散的条件下，也会因交易成本等因素制约土地经营权流转市场有序运转。因此，进入土地经营权流转市场的土地能否整合成农业经营主体需要的集中连片土地，是土地经营权流转影响农业生产效率乃至收入效率的关键，而中国土地集体所有制度在此具有天然优势。在对于“土地承包关系稳定并长久不变”的解释上更应侧重人与人的角度，在继续实施“增人不增地、减人不减地”原则的基础上，以法律保障为前提允许农户协商自主调节承包户与具体地块的关系。此外，由于“惜地”、租金、城乡一体化发展水平甚至是农户非农就业结构等多样性原因，导致农户在土地经营权流转中对于合同的期限有所顾忌，在签订周期上倾向短周期合同，加之合同违约等情形存在，农业生产经营主体的土地经营权稳定性受到制约。为激励拥有土地经营权的农户积极进入土地流转市场，应建立土地流转收益动态调整机制，通过农户分享农业生产经营主体进行农业规模经营增值收益的激励，达到提升农户与农业生产经营主体之间契约稳定性的目标。

第三，对于农业经营主体来说，要培育新型农业经营主体，发挥示范带动作用，加大农业绿色技术研发，强化农业生态化发展[18]。农业技术水平和涉农人力资本是实现农业向现代化转型的重要推力，当前阶段下农业现代化发展道路与传统农业不同，农业的生产经营组织形式是否合理，农业发展是否符合现代化要求等问题，在很大程度上均取决于生产经营主体的经营理念和认知水平。因此，为适应我国农村劳动力结构变化和现代农业发展形势的客观要求，在保持家庭承包经营制度不变的基础上，需重心发展多元化农业生产经营模式。从个体形态来看，将农民培育为职业型农业生产经营者，实现从兼业向专业的逐步蜕变，发展其成为建设新型农业经营主体的中坚力量；从组织形态上来看，推进农业生态化建设、促进农业现代化发展，要重视发挥农村新型经营模式的带动作用，在稳定承包权的基础上，遵循“三权分置”的思路，应重点发展家庭农场、农业产业化龙头企业、土地股份合作社等新型经营主体，朝着复合型、主体化方向发展适度规模经营是未来的必然趋势。