城郊农户土地流转意愿分析*——基于北京郊区6村的实证研究，本文主要内容关键词为：城郊论文,农户论文,意愿论文,土地论文,实证研究论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引 言
土地交易性的提高能够增加土地拥有者在需要土地时找到土地需求者的概率，也能增加土地投资实现其价值的概率，从而提高农民进行土地投资的积极性(Besley，1995)；同时，土地的自由流转能促使土地边际产出较小的农户将土地租让给土地边际产出较高的农户(姚洋，2000)，进而提高资源配置效率。如果土地转让权受到限制，潜在的资源转让连同经济增长就受到阻碍(周其仁，1995、2004)。
20世纪80年代中期以来，中央政府通过一系列新农地政策，鼓励和激活农地承包经营权的市场流转，以期望达到扩大农业经营规模，提高劳动生产率和改善农民生活水平的目的。但是，该政策似乎没有收到预期的效果：在Turner等人(Turner，Brandt和ozelle，1998)涉及8个省份的调查中，只有3％—4％的土地有租赁发生；虽然浙江省的这一比例高一些，但也只有7％—8％。刘守英等(Liu，Carter和Yao，1998)的调查也发现类似现象。另据农业部统计①，目前以各种形式流动使用权的耕地仅占承包耕地总面积的5％—6％，且多数发生在沿海发达省市。这自然引发了一个疑问：既然土地的自由流转具有提高要素配置效率和农业生产效率的作用，那么这种现象为什么没有在广大农村地区普遍出现？国外的研究认为信贷(Jaynes，1982)、家庭劳动力(Pant，1983)和交易成本(Skoufias，1995)等是决定土地租赁市场活跃性的因素。就中国而言，林毅夫检验了农民在农村要素市场上的参与率与其禀赋及技术之间的关系；姚洋(2000)则验证了异质的人群及更加自由的劳动力市场会促进土地租赁的繁荣。
事实上，基于农地流转市场上供给方的考虑至关重要。这主要是因为长期以来农地流转市场上的需求大于供给(钱忠好，2003)，只要农户愿意出租土地，总能找到租入土地的人(姚洋，2004)。因此，农户对土地流转所持态度直接影响农地流转的效率。然而，以往的研究并未对此进行细致的描述和实证的分析。基于此，笔者于2006年底对北京郊区六村土地流转情况进行调查，分析农户土地流转意愿的原因，提出并验证以下假设：第一，农村社会保障的建立能够增加农户的土地流转意愿；第二，随着地权稳定性的提高和农地转让权的更加完整，农户的土地流转意愿会更高；第三，农民进城工作的“待遇”越好，土地流转意愿越高。
本文的其余部分将围绕上述假设进行展开：第二部分首先对农户行为及其对土地的态度进行一般性的讨论，然后对假设进行理论论述。第三部分运用Logistic模型进行检验，结果表明：随着人均收入的提高，农户的土地流转意愿在增强；社会保障或其替代物的出现能够提高农户流转意愿；同时，外出找到工作所耗费的时间越长，农户的土地流转意愿越低。在此基础上，我们引入极值分析和Logistic分布函数中拐点分析，进一步量化了社会保障对农户土地流转意愿的影响，并得出目前建立农村社会保障对农户土地流转意愿的影响已接近最优水平的结论。最后一部分阐述研究结论。
二、理论分析
(一)农户行为的一般性讨论
学术界对农户的研究大致两个不同的流派。一类强调农户的经济理性，一类则强调农户的生存伦理。如Popkin(1979)认为小农倾向于按理性的投资者原则行事；Schultz(1987)与之观点类似，认为农户相当于资本主义市场经济中的企业单位，农民比起任何资本主义企业家来毫不逊色。与他们不同，Chayanov(1925)则认为小农的行为不同于资产拥有者，他们不雇佣劳动，难以计算成本收益，其产品主要不是为了追求利润而是为了满足自身消费。因此，小农的最优化选择取决于自身的消费满足于辛苦劳动之间的均衡，而不是为成本收益的比较。Polanyi(1957)表达了类似观点，认为不能把小农农户行为看作“功利的理性主义”；Scott(1976)的“生存伦理”认为支配小农经济行为的主导动机原则是“安全第一”极力“避免风险”。在此基础上，黄宗智则提出小农经济的“半无产化”和“拐杖逻辑”等概念，②并认为土地成为传统农户的生存基础不仅是出于经济收入考虑，而更是小农农户的传统、情感、文化、尊严以及信仰的寄托。
事实上，“生存伦理”和“经济理性”两者之间不是相互排斥的(王曙光，2005)。前者是农户将首要的目标定位在自我生存上的一种理性考虑；其看似“不理性”行为是在特定的资源禀赋结构和约束条件下的理性决策结果。
首先，在缺乏一个有效的生存保障前提下，农户一般采取的是风险规避型的行为方式。这种保守主义的特征，使得农户具有一种保护自我、避免大规模破产的性格。由于目前我国农村人口众多、人均土地资源禀赋稀缺并且仍有部分人口面临生存压力，土地发挥着极其重要的生存保障作用，它往往是农户生存的唯一来源。因此，农民通常具有强烈的“恋土情节”，对于他们来说，除非有了能够稳定维持自己生存的其他收入来源，绝对不会轻易将土地流转出去。③
其次，一旦农户的生存有了保障，其经济理性将得以体现。随着我国工业化和城市化进程的加速，传统农民突破身份歧视并冲破地域束缚，正逐渐演化成为社会化、公民化的国民体系成员(徐勇和邓大才，2006)，他们的市场行为也在不断增强。理论上讲，如果农民得到稳定收入来源，土地的生存保障功能将会弱化，农民对土地的依附性随之降低。此时，只要流转土地的收益高于成本，则更多的农户将选择进入土地流转市场。然而，在实际操作中，我们很难准确度量农户的成本和收益。但这并不妨碍我们进一步分析影响农户土地流转意愿的因素。事实上，我们接下来所讨论的若干因素直接或间接的影响了农户流转土地的成本或收益，进而影响其土地流转意愿。
(二)社会保障与农地流转
一般来说，社会保障包括养老保险、医疗保险、社会救济、社会优抚、社会救助、社会福利等方面。在中国，农民的社会保障制度则主要是指养老保险制度、农村合作医疗制度和农村最低生活保障制度三个方面。城乡“二元经济结构”的长期存在导致了我国城乡社会保障严重不平衡，农村的社会保障基本处于空白状态。例如，早在1987年就开始了的试点村社会养老保险现在还基本上处于停顿状态；目前我国农村仍有87％的农民没有任何医疗保障，要完全自费负担医疗；④农民享有卫生服务的比例也远远低于城市居民。⑤我们更应该注意的是：农村社会保障制度仅仅局限于部分试点地区，远没有在全国统一实行。可以说，我国绝大部分的农民被排除在了现代的社会保障体系之外。
假设1：农村社会保障制度的出现能够提高农户土地流转意愿。
在农村社会保障普遍缺失的情况下，以均分土地为特征的平均主义农地制度在为农村人口提供社会保障方面，是一种对现金型社会保障的一种有效替代(姚洋，2000)。土地不仅能够满足农户的生存需要，而且能够提供就业机会，并在一定程度上起到养老保险⑥的作用。因此，对于仍有生存压力和发生意外事故风险的农民群体而言，占有土地是一种基于生存需要的理性考虑。土地承担的社会保障功能弱化了农户流转土地的意愿，进而影响农地流转的效率。
(三)法律的制度性约束
通常认为，制度影响经济绩效，制度的完善可以降低交易成本，提高经济效率；如果制度不能够反映资源的稀缺性，则经济会出现扭曲并带来效率的损失(North，1990)。对于中国农地制度而言，相关法律法规对土地产权尤其是土地转让权利的界定，是影响农户土地流转意愿的主要制度性原因。
一般来说，产权通常包括资源的排他性使用权、获取租金的受益权和资源的转让权(张五常，1973，2002)三个方面；权能是否完整，主要可以从所有者对它所具有的排他性和可转让性来衡量(Demsets，1967；张五常，2000)。而在这三项权利中，转让权起作用十分关键。
农地产权的可转让性早在1984年中央工作1号文件就有所体现，并在1988年的《中华人民共和国宪法修正案》和修订后的《中华人民共和国土地管理法》中进一步发展，《土地管理法》中明确提出，“国有土地和集体土地使用权可以依法转让”。在2002年通过的《中华人民共和国农村土地承包法》中，用了一整节⑦内容较为详细的规定了农地承包经营权流转方式和相关内容，从法律上确认并宣布保护农户的土地转让权。2005年1月7日，《中国农村土地承包经营权流转管理办法》出台，明确规定了农地流转原则、流转主体、流转方式、流转合同以及各主管部门职责等问题。中央政府希望通过这一系列法律法规合理引导农村土地的流转，规范农地市场，促进农村土地资源的优化配置。然而，中央政府的一系列政策似乎并没有取得实质性的成效。其原因至少有以下两个方面：
1、地权稳定性与土地流转
稳定的地权是土地所有者进行长期投资的关键，这些权利受到的限制越多，投资激励就越弱(Demsets，1973)。不稳定的土地制度会降低农户进行长期投资的积极性并带来生产率的损失(姚洋，1998；Carter and Yao,1999；Jacob,Li and Rozelle,1998；Rozelle,Brandt and Li,1998)。这意味着，可继承的土地产权激励作用高于终身持有的土地产权；而30年、50年产权持有的激励作用高于10年。因此，更加稳定的地权意味着农户可以进行更加广泛的土地投资策略。
假设2：地权稳定性越高，农户土地流转意愿越高。
《土地管理法》明确规定“土地承包期限为30年”，这在一定程度上调动了人们对土地投资的积极性。但事实上，该政策是否被很好执行仍是未知数。由于农村土地归“集体”所有，人们很难清晰界定“集体”的边界：村民小组、行政村、乡(镇)的经济组织、行政组织、自治组织、党组织都可能是土地所有者主体。伴随着这种土地产权不明晰带来的主要问题之一就是农民对土地的使用没有排他性。由于土地并非归农民自己所有，各级组织能通过各种手段对农户经营土地进行调整和干预。因此，尽管《农村土地承包法法》已经明确规定“土地承包期限为30年”、“土地转让权属于‘承包方’(农户)，而不是‘发包方’(集体)”，很多村集体依然可以任意收回和调整所属土地，“3、5年一次小调整，10年一次大调整”的土地分配方式十分普遍。频繁土地调整将降低农户对土地投资的长远预期，因此，更稳定的土地权利持有能够提高农户的土地流转意愿，而频繁的调整土地将降低农地流转效率。
更何况，即使地方政府严格执行30年不变的土地承包政策，现行土地制度仍有可能对土地流转造成不利的影响。《农村土地承包经营权流转管理办法》中规定，“农地流转的期限不得超过承包期的剩余期限”。这将人们对土地的投资牢牢的限定在“土地承包期剩余期限”内，如果“土地承包剩余期限”是20年，则人们对土地的预期的投资只能在20年以内；如果这一期限只剩10、5年，人们对土地的中长期投资就难以实现。这一规定对土地流转的负面效应将随着“土地承包剩余期限”减少而逐渐增强。
2、土地转让权利的不完整
假设3：农户的土地转让权越完整，其土地流转意愿越强。
现行法律法规对土地转让权的界定并不完整。
首先，农村土地归集体所有，农户只有农地承包经营权转让的权利，没有农地所有权转让的权利⑧。这就造成了转让权的残缺，已有的研究表明，不完整的转让权会降低农户对土地的投资，影响农地的流转效率(姚洋，2000，2004)。同时，由于国家实施“最严格的耕地制度”，土地流转不能改变其非农用途，这进一步压缩了土地的价值，影响了农户土地流转意愿。此外，一些村集体组织规定“土地的流转只能在本村内部”，这进一步限制农户的土地转让权。
其次，土地的所有权的不清晰带来了土地流转效率的损失。土地的所有权实际上是在各级组织和农户之间分割。由于权利意识淡薄，很多农户并不清楚自己是否拥有土地承包经营权转让的权利，或者并不知道这项权利的“使用范围”。一个可能的猜测是，自认为拥有“更完整”的农地转让权的农户有更高的流转意愿。
(四)劳动力市场与土地流转
劳动力与土地是农业生产的基本要素，两者的相互关系对农村土地流转十分重要。在此，我们从两个层面考察农村劳动力与土地流转的关系。第一层讨论的是农村劳动力市场与土地流转的关系，第二层进一步指出是农村劳动力转移与土地流转的关系。
农村劳动力市场是指农业生产内部的劳动力市场，已有的考察和研究(姚洋，1999；查金祥等，2001)证实了农业生产内部的劳动力市场的存在。这在种粮大户雇佣农民，以及农忙期间农户间的相互雇佣上得以体现。事实上，在两要素的一般均衡框架中，只要农村劳动力市场是完全的，则土地是否可以流转并不重要。假如土地市场完全缺失，但农业生产内部的劳动力市场是完全的，则农户仍可通过内部雇佣劳动力使资源配置达到最优：对于劳动的边际产出低于市场工资率的农户来说，他们会停止向土地的劳动投入，转而到市场上出卖劳动力；而劳动的边际产出较高的农户，则会从劳动力市场上雇佣劳动力以增加对土地的劳动投入。反之亦然，在完全的土地市场和缺失的农村劳动力市场下，农户仍可以通过土地交易达到最优资源配置。但是，如果农村劳动力市场和土地市场都不完全，则农户会因失去价格信号的参考而无法做出准确的生产决策。“双重市场缺陷”的存在导致农户倾向于“自我剥削”，此时Chayanov(1925)描述的农民出现：由于缺少选择，农民由其消费所决定的机会成本降到低得不能再低的程度，这诱导他们在土地上投入过多的劳动力。也就是说，如果劳动力市场与土地市场出现了“双重缺陷”，通过价格信号配置资源的方法不再适用了，这时农民将在土地上投入过多劳动并带来效率的损失。
然而，社会经济结构的变迁给农民提供了更广阔的选择空间：农民不再局限在农村劳动力市场上，而是积极冲破种种束缚，进入城市劳动力市场寻求更高的回报。这就使得原先存在的“双重缺陷”带来的扭曲得到一定程度的缓解。由于城市劳动力市场通常具有容易度量的工资水平，在价格信号的引导下，农民的劳动投入决策也就更加理性。
假设4：农民进城的“待遇”影响农户流转意愿
农村劳动力向城市的转移和土地流转的关系至少包括两个方面。一方面，农民在城市劳动力市场的“待遇”直接影响其土地的供给。“待遇”包含的因素很多，比如农民进城找到工作的难易程度、外出打工的远近、工作的稳定性以及换工作的难易程度等。如果“待遇”较好，农民的风险承受能力会增强，对土地的依附性也会下降。另一方面，农民离乡进城能够提高对土地流转的需求。现有的土地制度带来的效率损失部分来自于无法实现土地的规模经济，而农地经营权的流动和集中能够整合土地资源并实现规模经济的好处。农村大量劳动力的转移不仅增加了土地流转市场上土地的供给，还因规模经济的存在进一步刺激了土地的需求。
三、实证分析
(一)数据来源与变量选取
1、数据来源及样本村情况
本文所用数据来源于笔者2006年12月在北京郊区6村进行的调研，通过问卷调查和深入访谈等方式，我们共采集样本246份问卷，其中有效问卷237份。样本中六个村子均不同程度的进行了土地流转，当地农户对土地流转的过程以及成本收益都有较为清楚的了解，土地流转意愿也就更具有代表性。
2、变量选取与模型设定
影响农户土地流转意愿的变量有四类，分别度量社会保障、法律、劳动力市场和家庭情况对农户土地流转意愿的影响。社会保障变量是一个虚拟变量，我们把有一定的养老补贴、土地流转补助以及失业保险的农户赋值为1，否则为0。
在衡量法律因素对农户土地流转意愿的影响时，我们选取了土地调整时间间隔和土地流转权利的完整性两个变量。其中，土地流转权利的完整性是虚拟变量，由弱到强分别是：完全不能转让、可转让给集体组织、可转让给本村的任何人、可转让给外村的任何人。由于样本量有限，6个样本村的真实土地调整年限与土地转让权的界定也大致相同，因此如果选取真实值有可能导致结果不显著。作为一种尝试，我们选用了农户对法律变量的主观看法⑨作为所衡量变量的替代变量。农户通常缺乏关于土地调整年限、尤其是土地流转权利的确切信息，因此其主观看法也许更能反映制度因素对流转意愿的影响。其余解释变量的描述见表1。
(二)模型选择
我们采用Logistic模型对数据进行回归，建立模型：
根据理论分析，我们预计，人均收入水平较高的家庭，土地流转意愿会更高；社会保障的出现会增加人们的土地流转意愿；对于希望土地调整时间间隔更长或认为自己拥有“更完整”的土地转让权的农户而言，通常有更高的土地流转意愿；同时对于有外出打工成员、外出打工“待遇”较好的家庭，可能更愿意进入土地市场。
(三)模型的检验及回归结果
为检验模型的适用性，我们首先对模型的拟合优度进行了检验。把样本数据根据预测概率分为四组后，根据观测频数和期望频数构造出了Chi-平方统计量(Hosmer-Lemeshow拟合优度检验)，检验结果见表2：
P值(=0.4869)＞0.05，可以认为模型能够较好的拟合，即可以较好地反映农户参与土地流转的意愿。表3给出了Logistic模型的回归结果。
1、模型的总体显著性：
LR统计量检验出了常数以外所有的斜率系数都是0的假设，作用类似于线性回归模型中的F检验，其P值非常小(2.50E-12)，因此可以拒绝原假设，这表明模型系数整体是显著的。McFadden R-squared统计量作用类似于线形回归模型中的判定系数R2，该值0.377684，说明可以接受该模型的拟合效果。
2、显著的影响因素：
人均收入、社会保障、第一次外出找工作所花时间对模型的影响都很显著：随着人均收入的提高，农户的土地流转意愿在增强；社会保障的出现能够提高农户流转意愿；同时，如果外出找到工作所耗费的时间越短，农户的土地流转意愿越高。
3、不显著的影响因素：
农户认为合理的土地调整年限及转让权的完整性两个变量对农户土地流转意愿的影响不显著；换句话说，认为土地调整年限应该更长或者自认为拥有“更完整”的土地转让权的农户，并未因此而有更高的土地流转意愿。出现这样的结果，一种可能的原因是我们选取了农户的主观认识作为度量指标，这可能造成一定的偏误；如果能够扩大样本，并以不同地区真实土地调整频率以及更客观的农地转让权的完整性的度量指标，结果可能有所不同。另一种可能更为接近现实的解释是：地权稳定性与目前法律对土地转权的界定事实上与农户土地流转意愿关系不大。这与现有的一些经验研究结果吻合，即我国农村现有的土地承包经营权并不构成土地市场发展的障碍(张照新，2002；徐旭等，2002)。
外出打工是否有合同这一变量对农户土地流转意愿的影响也不显著。一般认为，订立合同是度量雇佣关系是否规范的主要指标。并且，这通常是城市劳动力市场较为完善的信号。合同中关于保险保障、薪金标准、工作时间等方面的规定往往能较好的保障雇员的权益。因此，理论上讲，如果农民进城工作时与雇主订立过相对规范和标准的合同，则其在城市中生存的保障将会增强，土地流转意愿应该增强。但事实上，由于农民工教育水平普遍较低，其维权意识 较为淡薄，大量与雇主订立的合同形同虚设。在访谈中我们进一步了解到：在雇主违约时，无论是否签订过合同，农民都很少想到通过法律手段去维护自己的权益。
此外，家庭流动人口所占比重对农户流转意愿的影响不显著。也就是说，随着家庭中外出打工人员的增多，农户的土地流转意愿并没有显著提高。理论上说，随着农村劳动力向城市的转移，农户对土地的依赖会降低，其流转意愿应该相应加强。这意味着， “量”上的农民进城并不能显著的改变人们对土地的依附，只有“质”上的变化(如在城市找工作更加容易，有城市里相应的保险保障等)，才能最终使农民摆脱土地的束缚。由于在劳动就业、社会保障、教育文化、医疗卫生等方面缺乏有效的制度安排，农民进城后无法形成在城市长期稳定工作的预期，往往只能“年轻时外出打工，年老时回乡务农”。例如，在李强(2003)的一项调查中表明，超过80％的农民工认为自己以后肯定回到农村；这些农民工的家人则有更大的比例认为外出打工者以后会回到农村。
(四)延伸性的讨论
1、子模型回归与极值分析
我们剔除了主模型中不显著的变量并再一次采用Logistic模型对SS、INC、DIFF三个变量进行回归。
换句话说，在目前的年均收入水平上，有社会保障的人群比没有社会保障的人群愿意流转土地的概率高了36.98％。
图1 Logistic概率分布曲线及拐点
2、拐点分析
Logistic概率分布函数为：
拐点用来说明收入增加带来的农户参与土地流转的概率所增加的幅度。在存在社会保障制度下，随着LnINC(人均年收入的对数)的增加，农户愿意流转土地的概率变化速度是不同的，当收入低于拐点X*时，即人均年收入为1212元左右时，收入的增加所带来的概率的边际增加幅度(即速度)会越来越大，即“参与土地流转的意愿的增加率”是递增的；而当收入高于拐点X*=7.10(元)，随着收入增加所带来的边际概率增幅就会越来越小，“参与土地流转的意愿的增加率”递减。可见，拐点X*是一个发生质变的点，在这一点，农户土地流转意愿的变化速度最快。超过这一点后，人们的愿意流转土地的概率将大于0.5。其经济含义是：与拐点相对应的、人均年收入水平越为1212元左右人群，其土地流转意愿最敏感。同样的方法，我们可以得到在社会保障或其替代社会保障缺失的情况下，人均年收入水平在超过了7785.36元后，其流转意愿的概率才会大于0.5。
两者间做一个简单的比较是十分有趣的，以0.5的农户土地流转意愿的概率(质变点)为参考点，在有社会保障和没有社会保障两种情况下，对应的人均年收入水平差距很大，分别为1212和7785元。换句话说，在社会保障缺失的情况下，人们的收入水平需要提高到7785元以上时，其土地流转意愿的概率才能突破质变点；而在有社会保障的情况下，人们的收入水平只需要到1211元以上时，就能够达到较高的土地流转意愿水平。
四、结 论
文章分析并检验了影响农户土地流转意愿的若干因素。农村土地在很大程度上承担了社会保障功能，因此对于大多数农户而言，除非具有了相对稳定的收入来源或其他保障措施，他们的“恋土情结”不会轻易缓解或者消除。只有在农户生存有了保障后，其经济理性才会得到体现。但是，由于社会保障缺失、法律对土地转让权的界定不清晰与不完整、城市劳动力市场不能提供较好的工作待遇等因素的存在，农户往往不能彻底离开土地，通常只能“年轻时外出打工，年老时回乡务农”。实证检验支持了以下理论假设：高收入人群的土地流转意愿也更高；同时，部分建立社会保障体系，能够显著提高农户土地流转意愿。对于有外出打工的农户家庭，如果能够在较短时间内找到工作，则他们对土地的依附性会降低，其流转意愿也相应加强。
在此基础上，我们剔除了不显著的影响因素再一次进行了回归，在对找工作天数恰当赋值后，我们量化了社会保障与人均年收入两个变量对于农户参与土地流转意愿的影响。通过极值分析我们得到：京郊农民的人均年收入水平已接近建立社会保障对农户流转意愿影响最优所对应的收入水平；同时，拐点分析表明：如果我们把目标定位在加强土地流转上，则寄希望于农户自身收入提高来加强其流转土地意愿十分困难；相反，完全或部分的建立农村社会保障体系，对农户流转意愿的影响要大得多。
由于样本量较为有限，以上结论可能仅对北京周边地区或发展情况较为相似的地区具有借鉴意义，但类似的分析方法却能推广到其他地区的实践中。
①见贺振华(2005)。
②半无产化主要是指农村多余劳动力但无法进行转移，暂时离开小农家庭的多余劳动力对小农经济心存眷恋，无法成为真正的“雇佣劳动者”。“拐杖逻辑”是指农户的非农收入只是一种必要的补充，而不可能代替农业收入，即使非农收入已经超过农业收入。
③这部分的解释了某些地区土地荒置的情况：虽然大量农民已经进城务工，但由于其收入来源不稳定，他们即使选择荒置土地也不会将其流转出去。
④见吴忠民(2006)。
⑤以2003年为例，城市居民享有卫生服务的占城市人口比重为57％，而农村居民享有卫生服务的占农村人口的比重只有18％；《国际统计年鉴—2004》，中国统计出版社，2004。
⑥丧失劳动力的老人可以通过出租土地获得一定的收入，土地的养老保险功能得以体现。
⑦第二章第五节共12项条款。
⑧我国《宪法》规定，国家为了公共利益的需要，可以依照法律规定的条件，对城乡土地和其他生产资料进行征购、征用或者收归国有。也就是说，农地所有权的转让是通过“有偿使用制度”从集体手中过渡到国家手中的；而农户本身不具有农地所有权转让的权利。
⑨问卷涉及的问题为：一、您认为土地多久调整一次比较合适(3-50年不等)？二、您的土地是否可以流转给村集体？是否可以流转给本村任何人？是否可以流转绐外村人？
⑩子模型使用及结果的判定与 主模型相似，剔出不显著变量后的子模型回归结果与主模型拟合度大体相同，说明模型较为稳定。
(11)由软件Equation Grapher and Regression Analyzer给出。
*作者感谢北京大学经济学院董志勇副教授、王曙光副教授与赵留彦博士对本文的指导，同时感谢评审人对本文提出的修改意见。北京大学的付相波、杨朔雨、谭晶等同学以及中国人民大学的田高原同学参与了调研，在此并感谢。文责自负。
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