农地分配中的性别平等问题，本文主要内容关键词为：农地论文,平等论文,分配论文,性别论文，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。
中国现行的农地制度，是以农地所有权归村社1（注：国家法律规定农村土地属于农民集体所有（《中华人民共和国土地管理法》，1998）。可是生产队解体以后，“集体”就成了一个含义模糊的概念。在现实中，农地成为原生产队所在的自然村或行政村的共有资产。村庄内实行村民自治，由村民委员会和村民小组承担组织功能。笔者将这样的村庄定义为村社。）而使用权归农户为特征的(Zhu Ling and Jiang Zhongyi,1993)。这一制度在运行中始终面临着一个难题，那就是农民既需要稳定的农地使用权以便进行中长期投资，又要求在短期内依据家庭规模的变动调整土地，以求保持土地按人口平均分配的格局。为此，大多数村庄每隔3—5年调整一次土地（中国农地制度课题组，1993）。可是90年代以来出嫁或离婚女子成为无地者的现象还是逐渐增加（《中国妇女报》编辑部，1999）。这个问题虽经妇女组织和女权研究者们多次呼吁，但是仍未引起农村经济政策研究者、设计者和决策者们的足够关注。
本文将首先考察现有的法律框架是否足以保证乡村妇女享有和男子同等的地权。其次，基于1996年对山西省农村所做的抽样调查2（注：此次调查通过农业部农村社会经济调查系统进行。样本村共计10个，皆为该系统设在山西省的长期观察点。样本户共计947个，均为观察点中的记帐户。抽样人口为3623人，其中女性人口占48%。通过问卷访谈所获得的数据，反映的是样本村庄、农户和个人1996年的情况。），分析农地分配的现状，确认在地权保障方面造成性别不平等的原因，并探讨地权不安全会对妇女的社会经济地位产生怎样的影响。最后，拟对研究结果的政策含义做出结论。
一、妇女的农地承包权
在那些土地可以自由买卖、继承和租赁的国家，继承法、婚姻法及合同法从不同角度界定了个人获得土地的途径和权利(FAO,2000)。不过，乡土社会的习惯法或宗教戒律又在现实中影响着正式法律的实施(Quisumbing,Payongayong,Aidoo,and Otsuka,1999)，甚至决定着个人实际上能够获得的地权(Subramanian,1998)。中国的法律禁止农地自由买卖或赠送。农民主要是通过村社的农地分配、农户之间的租赁和家庭承包权继承等方式获得农地使用权的。
不过，村社的土地实际上是在农户之间而不是在个人之间分配的（注：“农户”和“农民家庭”在本文中作为同义词使用。）。这其中的原因也许首先在于，中国农业社会的传统是以家庭为单位拥有和耕作土地，农民对集体生产方式进行改革时所持有的理想蓝图，在很大程度上是向传统回返。其次，80年代全国乡村人均耕地不足2亩，户均耕地9亩，分为9个地块（农业部农村固定观察点办公室，1992）。若要将农田按同等的面积和质量分割到每一个村社成员，那就不仅会使地块更为零碎，而且还将导致高昂的组织成本。
进一步讲，80年代初中央决策层对农户承包实践进行认可的文献（中央中央，1980。），以及随后20年间颁发的有关农村经济政策的文件，实质上也是把现行的农地制度定义为家庭承包制。这些文献既没有明确界定作为自然人的个人的权利，也没有涉及妇女这一特定群体的权利。这种对个人权利的忽视，可能一是出于中国农业社会推崇家庭权利的传统，二是由于计划经济时代社会偏好集体权利所遗留的影响，三是因为制度设计者也许将性别平等视为隐含的前提。
这个前提在法律上无疑是存在的。无论是我国的宪法还是婚姻法和继承法都曾明确规定，妇女在政治、经济、文化、社会和家庭生活各个方面享有与男子同等的权利（全国人民代表大会，1954;1980;1985）。
因此，妇女在经济改革伊始的土地分配中并未遇到困难。问题是土地在村社之间不可流转，妇女因婚姻关系而迁居别村，便将失去其对迁出村的土地使用权。虽然《妇女权益保障法》第30条提出，妇女的地权在结婚、离婚后应当受到保障（全国人民代表大会，1992）。然而这部法律并没有说明提供这种保障的办法。这一人群若要从迁入村获得农地，只能依赖于她们所属的村社在农户之间重新调整土地。
基于对现有的法律框架和农地分配实际操作程序的了解，我们提出以下假设，拟在后面的统计分析中予以验证：
1.中国农村土地分配中不存在明显的性别歧视。
2.迁移妇女地权无保障的现象，与村社的决策直接相关。
3.在非农产业不发达的地域，无地妇女的核心家庭陷入贫困的可能性较大。
二、决定样本户农地规模的因素
本节将利用山西农村抽样调查的数据，通过回归分析来验证农地分配中不存在性别歧视的假设。在回归模型中，样本户的人均耕地面积被设定为被解释变量（参见表1）。这一变量仅包括农户直接从村社分到的土地，而没有将农户之间租赁的土地计算在内，因为农户之间的土地租赁，只不过是在村社土地分配基础上派生出来的活动。在模型的解释变量中有两个性别变量：户主的性别和家庭人口中所女性占的份额。这样设计的逻辑在于，如果这两个变量对农户人均耕地面积的影响在统计上是显著的，那么就可以推断，村社在对农户的土地分配中存在着性别歧视。表1列出的计算结果中有如下几点值得注意：
其一，性别变量对农户之间在人均耕地面积方面的差别所产生的影响不显著。这意味着我们的第一个假设得到了证实。此外，除了60岁以上的老龄组，其它年龄组与31-40岁年龄组之间的土地规模差别，在统计上都是不显著的。根据对农户的访谈得知，老龄组的一些核心家庭经历了代际分家时的户内土地分配，扩展型家庭则可能存在个别未从村社获得土地的人口（无地人口）。这也许是该组人均土地面积显著低于对照组的一个重要原因。
其二，农户的人口若增加1人，其人均土地面积便减少大约0.2亩。在农户原有土地规模不变的条件下，这种现象可以说是一种合乎逻辑的结果。
其三，与纯农户相比，非农户和非农兼业户的人均土地面积较小。这种现象，既有可能是部分农户因劳动力严重过剩而不得不从事非农产业活动的结果，又有可能出自农户主动放弃部分土地的决策。作者在田野调查中曾了解到，第5村中一半以上的农户就属于前一种情况，第3村中大级有1/4的农户则属于后一种情况。表2和表3的描述统计恰恰支持了这种观察。
表1 决定样本户人均农地规模差别的因素（平均值，回归结果）
变量 均值 回归系统 T－数值
被解释变量： 1.8
农户人均农地面积（亩）
解释变量:
女性占家庭人口的份额(%)
48.0
-0.283 -1.075
户主性别（女性＝1，男性＝2） 0.10
-0.083 -0.514
户主年龄（虚拟变量）
≤30 0.06
-0.222 -1.456
31-400.24
-[2] -
41-500.340.114 1.109
51-600.190.078 0.538
≥61 0.17
-0.661[**] -3.667
家庭规模（人数） 3.9-0.217[**] -9.019
农户经营类型[1]（虚拟变量）
纯农户0.49 - -
农业兼业户0.30
-0.127 -1.054
非农兼业户0.17
-0.731[**] -4.675
非农户0.02
-1.030[**] -3.331
其他户0.02
-0.112[**] -3.422
农户区位（虚拟变量）
第1村：应县大临河乡小临河村
0.110.118[**] 0.665
第2村：灵丘县狼牙沟乡道八村
0.08
-1.327[**] -6.792
第3村：定襄县神山乡镇安寨村
0.090.894[**] 4.605
第4村：太谷县水秀乡武家庄村
0.08
-0.209 -1.045
第5村：平定县锁簧镇立壁村 0.11
-1.124[**] -5.511
第6村：柳林县成家庄镇李家凹村 0.111.532[**] 8.371
第7村：乡宁县城关镇西廒村 0.110.297 1.618
第8村：临猗县城关镇黄斗景村
0.16 - -
第9村：平顺县中五井乡小寨村
0.07
-0.898[**] 4.315
第10村：高平县唐庄乡谷口村0.08
-0.256 -1.180
截距 3.324[**] 14.983
观测量＝936
Adj.R[2]=0.359
F-value=27.117
注：1.样本户经营类型是根据其生产性纯收入的结构来区分的。(1)“纯农户”：农业收入份额为80%以上的住户。(2)“农业兼业户”：农业收入份额在50—80%之间。(3)“非农兼业户”：非农收入的份额在50—80%之间。(4)“纯非农户”：非农收入的份额在80%以上。(5)“其他户”：收入来源超出上述定义的住户。
2.“－”表示参照组（省略变量）。
3.“**”表示在99%的置信水平上显著。
其四，村变量（农户区位）对农户土地规模的影响是显著的。村社的资源禀赋、社会经济人文环境、非农产业发展机会和村务决策程序等等因素，都会影响农地的分配和再分配。农户所属的村庄作为虚拟变量，包含的正是这些难以完全分解的内容。这10个样本村分别选自资源条件不同、经济发展水平不一、分散在山西不同地域的10个县，各自代表当地的中等收入水平。因此，村变量对农户土地规模的影响，在很大程度上可以视为省内地区差别产生的作用。
表2 样本户经营类型分布（%）
第1村
第2村 第3村 第4村 第5村 第6村 第7村 第8村 第9村 第10村 总体
n[*]=105 n=80
n=83
n=77
n=100 n=103 n100
n=148 n=71n=80
n=947
经营类型**：
①84.8 59.0
64.2
68.95.043.1
33.079.1 22.56.348.8
② 7.6 16.78.6
24.3
40.041.2
56.017.6 67.6
22.529.4
③ 0.0 11.5
24.76.8
54.0 9.86.0 2.7
9.9
58.817.3
④ 1.0 6.41.20.00.0 1.04.0 0.7
0.0
12.5 2.4
⑤ 6.7 6.41.20.01.0 4.91.0 0.0
0.00.0 2.1
100.0100.0 100.0 100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0 100.0
100.0
注：*"n"表示户数。
* *经营类型①.纯农户;②.农业兼业户;③非农兼业户;④非农户;⑤.其他户。
表3 样本户土地规模分布（%）
第1村
第2村 第3村 第4村 第5村 第6村
第7村 第8村 第9村 第10村
总体
n[*]=105 n=80
n=83
n=77
n=100 n=103
n=100 n=148
n=71
n=80n=947
土地规模*：
①56.2
100.0
69.1
44.2
100.09.946.5
53.4
95.895.064.4
②38.1 0.0
23.5
54.5 0.0
62.452.5
44.62.8 5.030.7
③ 5.7 0.03.71.3 0.0
22.8 1.02.01.4 0.0 4.0
④ 0.0 0.03.70.0 0.04.0 0.00.00.0 0.0 0.7
⑤ 0.0 0.00.00.0 0.01.0 0.00.00.0 0.0 0.1
100.0
100.0 100.0 100.0
100.0 100.0
100.0 100.0 100.0
100.0
100.0
注：*土地规模①.农户人均土地面积≤2.00亩；②.2.01-4.00亩；③.4.01-6.00亩；④.6.01-8.00亩；⑤.农户人均土地面积≥8.01亩。作为虚拟变量，包含的正是这些难以完全分解的内容。这10个样本村分别选自资源条件不同、经济发展水平不一、分散在山西不同地域的10个县，各自代表当地的中等收入水平。因此，村变量对农户土地规模的影响，在很大程度上可以视为省内地区差别产生的作用。
三、地权保障方面的性别不平等
如果说村社初始的农地分配原则是按人口平均分配，那就意味着每个村社成员都对土地持有一份天然的所有权。然而土地分给农户承包之后，承包期内特定农户对特定地块的使用权则是排他的。这就使得此间新增的村社成员暂时不能从村社得到土地。在对农户土地规模的分析中，无地者的存在往往被平均值所掩盖，表4的描述统计则可以填补这个信息空白。
受访妇女的回答表明：第一，她们中间9%的人没有承包地。第二，对照有关第二和第三个问题的答案统计，可以推测离婚妇女的地权是无保障的。倘若她们在夫家没有土地，离婚后留在丈夫的村里将何以为生？山西农村的习俗是妇女离婚后即刻回娘家，然而如果她们在娘家的承包地已被收走，又怎能凭借父母或兄弟的土地生存呢？事实上，离婚妇女多半以迅速再婚来应对失去收入来源的难题。出于这个原因，我们在样本村中并未发现离婚妇女。与依赖法律诉讼来维护自己的土地承包权相比，再婚对于这些妇女获得新的收入来源，也许是交易费用最低的一种选择。更何况一半以上的妇女并不清楚自己所拥有的土地权利（表4）。
即便说妇女因离婚而失去土地的案例还不算多见，她们因婚配而在迁入村成为无地者的事情，却是经常发生的现象。在山西样本中，报告无地的妇女共计70人。除了第1和第2村，每个村都有无地妇女（表5）。如果村社每隔3—5年调整一次土地，这些无地妇女便有可预期的地权。如果长期不调整土地，部分妇女及其子女无地的现象不免就会成为乡村社会经济中的一种常态1（注：1980—1990年期间，全国大约有1/3的村庄没有进行土地再分配。（中国农地制度课题组，1993，第38—39页））。由此可以得出一个结论，中国农地分配中的性别不平等，主要不是发生在村社分配农地的时刻，而是发生在分配之后的动态过程中。它表现为妇女与其配偶相比，地权保障程度较低，或日未享有地权安全。
表4 受访妇女对土地权利问题的回答*
问题 受访妇女的回答
"是"
"否"
"不清楚"
合计
①"您家的承包地中是否有您的一份？"91.5%
8.5% -** 100%
(763)
(70) (833)
②"您的女儿嫁到外村去后， 53.4% 46.6%
-
100%
村里是否收走她的那份承包地？" (126) (110)
(236)
③"离婚妇女是否能够保留她那份 4.3% 45.5% 50.2% 100%
承包地？"
(36) (380) (419) (835)
*括号里的数字表示做出有效回答的农妇人数。**“－”表示对该问题设有多种选择答案。
表5 无地妇女在村庄之间的分布
第1村 第2村 第3村 第4村
第5村
第6村 第7村 第8村 第9村 第10村 合计
频率0 0
1 4 1
2 20 2 24 16 70
百分比
0.0
0.0 1.45.71.4 2.9
28.6
2.934.322.9 100.0
表5的数据中还值得注意的一点是，将近86%的无地妇女集中在第7、第9和第10村。虽然这些统计还不能证明，这几个村即属于长期不进行农地再分配的村，但是也足以显示，妇女是否拥有土地与她们所属村社的决策密切相关。对此，我们尝试着采用逻辑回归分析给予验证。表6列出的两个回归方程都表明，村社的人均土地面积越大、收入越高，妇女获得土地的可能性就越大。这个结果与我们平常观察到的事实是一致的。两个方程的区别，在于方程2包含着有关样本村非农就业机会的信息。那是通过非农企业个数和常年外出经营的户数来表示的。根据这两个解释变量的系数估计值来判断，在非农就业机会较多的样本村，妇女获得土地的可能性反而较小。
这个结果与中国发达地区的现状和我们的预期都不相符，但是在山西省乡村却是一种可以获得经济学解释的事实。山西的城市化和工业化远远落在东南沿海地区的后面，大多数乡村劳动者难以获得长期性的非农就业岗位和稳定的非农收入，不可能放弃土地这项收入来源。更何况，有相当一部分农户是由于土地产出不足以维持生存而不得不从事非农活动以获得补充收入。因此，这里非农就业机会的增加，并不必然导致新增人口获得土地的可能性增大。我们的描述统计可以支持这一解释。1996年，男性劳动者从事非农活动平均约为48天，获得报酬17.3元/天。女性劳动者的非农劳动时间平均为12天，报酬为6.6元/天。他们中间有85%的人依然务农。
在第7、第9和第10村的样本户中，无地妇女的家庭所占的份额分别为20.8%、16.2%和22.5%。
表6 妇女获得土地的可能性估算,Logistic Modals
被解释变量：妇女获得土地的可能性方程1方程2
（有地＝1，无地＝0）（观测量＝832） （观测量＝832）
解释变量
系数估计值 标准误差 系数估计值
标准误差
村人均纯收入（均值＝1547元）1.9253[**] 0.3353
2.7159[**]
0.3994
村人均农地面积（均值＝1.9亩）
0.5251[**] 0.1530
0.6265[**]
0.1806
村常年外出经营的户数（均值＝5.1） -0.0637[**]
0.0270
村非农企业个数（均值＝9.8）-0.0558[**]
0.0163
常数
-1.0809[**] 0.4761 -1.5206[**]
0.5345
预测准确率
91.6% 91.6%
-2 Log Likelihood
423.67 402.24
Goodness of Fit1459.541178.84
Chi Square
56.82[**] 78.24[**]
**表示在99%的置信水平上显著。虽然这样高的比率已经不引人注目，但是这些农户要求增加土地的声音（注：自从实行家庭承包制以来，村社的会议一般是每户派一个代表。在我们的样本中，82%的家庭通常是由男户主去参加村民大会。妇女的意愿显然不可能在村社决策过程中得到充分的表达。不过，在对土地的要求方面，无地妇女与她们的丈夫和家族利益一致。），也许还没有强大到足以使村社进行土地再分配的地步。这也反映出，妇女何时从村社获得土地以及获得面积的大小，事实上与其个人特征无关，而是直接取决于村社的决策。
问题是村社无论做出何种农地分配决策，都能从法律或中央政策文件中找到依据。随着人口变动而对农户土地进行调整的村社，可以说是遵照《土地管理法》的规定行事。不作此类调整的村社，则可以把中央有关土地承包权长期稳定不变的政策文件搬来作为理由。1984年，中央农村工作文件曾规定，土地承包期一般应在15年以上（中共中央，1984）。如果以1980年家庭承包制在全国推开时作为起点，这一承包期当在1995年结束。1996年初的中央农村工作文件规定，土地承包期延长30年（中共中央，1996）。这两项规定的意义，并不仅仅在于鼓励农民投资。对于经历过强制性集体化的农民而言，这还意味着中央决策层对长期实行家庭承包制做出的承诺。这种承诺对保护全体农民的利益和维持社会稳定无疑有着积极的作用（姜爱林 包纪祥，2000）。然而如果缺少性别视角，在以男权为中心的乡土社会便有可能产生加剧妇女地权不完全的副作用（注：湖南省的一些村庄在土地承包过程中，对23岁以下的女子（被预测将于近年嫁人）不分或少分农田，而对25岁左右的未婚男性（被预测近年将娶媳妇），则分给双份或者三份的土地（《中国妇女报》，1999，3月11日））。
四、地权无保障对妇女地位的影响
本节试图通过逻辑回归分析确认，妇女地权无保障会对其社会经济地位产生怎样的影响。这里以妇女对家庭农业管理决策的参与，衡量其社会地位；以农户人均纯收入水平，衡量其经济福利。
印度和孟加拉学者对南亚乡村妇女财产权的研究表明，妇女拥有包括土地在内的财产权，会显著地加强她们在家庭内部的谈判地位(Agarwal,1997;Subramanian,1998)。有鉴于此我们假设，实际拥有村社土地份额的妇女，参与家庭农业管理决策的可能性较大。在验证这一假设的逻辑回归模型中，管理决策由农产品销售决策来表示。这样设计的原因在于，农民家庭成员对农产品处置决策的参与，对于反映个人在家庭经济管理中的地位最具代表性。此外，根据对抽样数据所做的描述统计，妇女对种植计划的制定和投入品购买决策的参与，和她们对农产品销售决策的参与高度相关。在821位受访妇女中，将近40%的人参与决策。
有关妇女是否参加销售决策的信息，来自农民妻子对问卷的回答。如果受访妇女认为自家出售农产品的数量、地点和出售对象主要由她选择或由夫妇双方共同决定，就被视为参与了决策。如果受访妇女报告说这些事情主要由丈夫或其他家庭成员决定，则被认定没有参与决策。这个问题实质上是针对农民夫妇双方在决策过程中的关系提出的。因此，在逻辑回归分析中剔除了那些失去配偶的女性做户主的家庭。
回归结果非但没有证实我们的假设，反倒显示有地妇女较少参加管理决策。能够解释这种现象的原因在于，中国乡村的无地妇女只是地权无保障，而并非完全不可能获得土地。也许正是由于这些妇女持有可预期的地权，对于参与家庭农业管理而言，她们是否实际拥有土地反而不如在多大程度上参加农业生产重要。基于这种理解可以推断，在无地妇女的家庭，男子多从事非农活动（表6），妇女会较多地参加农业劳动，因而参与管理决策的可能性也就较大（参见表7）。在估算过程中我们
表7 妇女参与家庭农业管理决策的可能性估算,Logistic Modal
被解释变量：妇女参与农业管理决策的可能性 方程
（参与＝1，不参与＝0）
（观测量＝802）
解释变量 均值 系数估计值 标准误差
妇女是否有地（有地＝1，无地＝0） 0.92 -0.8118[**] 0.3304
户主妻子农业劳动天数 106.4 0.0037[**] 0.0011
户主妻子的年龄45.2
0.0981[**] 0.0314
男户主的年龄 47.6 -0.1035[**] 0.0307
男户主受教育程度（≥9年为1，＜9年为0） 0.04 0.7657[**] 0.3971
农户区位（虚拟变量）
第1村：应县大临河乡小临河村 0.11 -1.7883[**] 0.4706
第2村：灵丘县狼牙沟乡道八村
0.08 0.7407[**] 0.3522
第3村：定襄县神山乡镇安寨村
0.09 1.1692[**] 0.3196
第4村：太谷县水秀乡武家庄村
0.08 -0.4182 0.3435
第5村：平定县锁簧镇立壁村 0.11 0.9674[**] 0.3126
第6村：柳林县成家庄镇李家凹村 0.11 0.6375[*] 0.3231
第7村：乡宁县城关镇西廒村 0.11-0.8719[**] 0.3322
第8村：临猗县城关镇黄斗景村
0.16
--
第9村：平顺县中五井乡小寨村
0.07 1.6772[**] 0.3796
第10村：高平县唐庄乡谷口村0.08 0.6480[**] 0.3181
常数 0.0338 0.5813
预测准确率＝70.07%
－2 Log Likelihood
920.848
Goodness of Fit 794.359
Chi-Square=159.628[**]
注：“－”表示参照组（省略变量）。“*”表示在95%的置信水平上显著。“**”表示在99%的置信水平上显著。还注意到，与农民夫妇个人的特征变量（年龄和受教育程度）相比，样本户所属的村社对于妇女参与管理决策的影响更为突出。这是因为，妇女的参与在很大程度上取决于她们所处的社会经济文化环境，而村社正是这个环境最贴切的体现。
地权无保障对妇女经济福利的影响，是通过估算农户陷入贫困的可能性来展现的。在以男权占主导地位的乡土社会，如果农户陷入贫困，妇女的贫困则更加深重。山西绝大多数农户主要以农业为主，样本户平均有将近54%的纯收入来自于农业。土地对于这里的农民特别是贫困的农民，依然是最重要的收入来源。故而我们假设，无地妇女的家庭如果没有非农活动来补充收入，陷入贫困的可能性较大。
这里首先以农户人均纯收入600元为界划分贫困和非贫困户，获知贫困户占总样本的13.6%。然后借助于逻辑回归模型确认，究竟那些因素对农户陷入贫困起决定作用。从表8的回归方程可以看出，家中妇女无地、资产、劳力和非农工作天数较少的农户，陷入贫困的可能性较大。家庭主要劳动力的年龄和受教育程度所产生的影响，在统计上并不显著。这或多或少反映出，当地的传统农业和非农产业活动的技术含量不高，对劳动者受教育程度没有严格的要求。
上述统计分析证实，妇女无地带来的直接后果，是她们的家庭陷入贫困。这种现象的存在，使作者不得不修正10年前对中国乡村贫困特点的认识。当时作者认为，中国50年代的土地改革和80年代的家庭承包制，从根本上排除了由于土地所有权分配不均所造成的阶级贫困（朱玲，1990）。现在看来，如果在土地承包期继续延长的过程中不能解决妇女地权无保障的问题，或者说任凭无地妇女及其子女长期得不到土地，农村中就总是保有一个无地人群。这一个群若无足够的非农收入维持生计，就可能陷入贫困。他们的贫困便以财产贫困为特征，或者说是无产者的贫困。这一类贫困对社会产生的负面影响无疑将是深远的。
表8 样本户陷入贫困的可能性估算,Logistic Modal
被解释变量：农户陷入贫困的可能性 方程
（贫困户＝1，非贫困＝0）观测量＝830
解释变量 均值系数估计值标准误差
妇女是否有地（有地＝1，无地＝0） 0.9 -1.4282[**]
0.3180
年末人均固定资产原值[1]（千克）
3.0 -0.4796[**]
0.0920
户主夫妇非农劳动天数 86.4 -0.0040[**]
0.0013
家庭劳动者人数2.1 -0.3153[**]
0.1301
家庭主要劳动力年龄
43.8 -0.0950
0.1038
家庭主要劳动力受教育年数 6.5 -0.1474
0.1530
常数1.8476[**]
0.6551
预测准确率＝87.23%
-2 Log Likelihood 517.14
Goodness of Fit
888.42
Chi-Square=97.51[**]
注：1:这里“固定资产”为生产性和非生产性固定资产之和，不包括土地。“**”表示在99%的置信水平上显著。
五、结论
综合以上分析结果可以得出这样的结论：目前我国农村土地分配中的性别平等虽然在法律上和经济制度上得到保障，但是这些制度在细节上还有漏洞，因而不能有效地保证妇女的地权安全。目前，妇女地权不安全的现象突出地表现为，离婚妇女缺少地权保障，错过村社土地调整机会的婚嫁迁入妇女及其子女暂时无地。这种现象虽然还没有对妇女在家庭内部的谈判地位产生显著影响，却足以使她们的家庭陷入贫困。因此，对土地管理法和政府有关农地承包规定修正已经是刻不容缓的事情了。
土地的分配和再分配都直接取决于村社的决策，而村社依然保留着以男权为中心的传统财产分配方式。为了保障妇女的地权，就有必要在立法中强调村社决策必须以法律为准绳。在从计划经济转向市场经济的过程中，个人权利越来越需要得到法律和政策的界定和保护。为了实现农地分配中的性别平等，法律和政策的制定必须添加性别视角，或者吸收乡村基层妇女参与决策制定过程。同时，还需要继续在乡村普及这些法规知识和信息，以利于农业妇女自觉地借助于法律来保护自己的地权。否则，50年代以来中国社会在促进性别平等方面所取得的进步，反而有可能在村社决策民主的名义下倒退。
进一步说，促进乡村非农产业发展和劳动力流动，为妇女提供更多的就业机会，将会使妇女获得土地之外的收入来源，从而有效地增强她们在家庭和村庄中的谈判地位和选择生活方式的自由。