農地再分配的村莊原因——基于401個村莊的經驗研究

唐 浩

(中國農業大學 經濟管理學院，北京 100083)

一、引言及文獻述評

農地再分配制度是一項頗具中國特色的土地制度。農地再分配是指對承包期內的土地或承包到期的土地進行調整，一般包括大調整和小調整兩種形式。對于農地再分配的產生原因，學界主要從兩個視角進行研究:一是從人口變化的視角，即由于土地是農民的基本社會保障，人口變化是土地調整的內在需求和動力。二是從國家政策的視角，即國家政策特別是農業稅費政策的變化是導致農地再分配與否的重要原因。從這兩個視角來解釋農地再分配的產生原因可以說不無道理，但是現實中的農地再分配可能更為復雜。比如有些村莊根據人口的變化對土地進行定期調整，而有些村莊自包產到戶以來土地就一直沒有調整過;有些村莊在《農村土地承包法》頒布后特別是農業稅費免除后，土地調整已經很難進行，但有些村莊卻依然如故，還是定期對土地進行調整。可以說，農地再分配制度不同的村莊有不同的表現。因此，研究農地再分配制度的產生原因需要深入村莊內部尋找原因。

村莊農地再分配制度到底受哪些因素影響?一些學者從定性和定量的角度進行了研究，分別提出了如下幾種假說:一是人口變化與平等獲得土地假說。即人口變化與村莊土地再分配正相關，人口變化越大，村莊土地再分配的頻率將越高，反之越低［1］。二是干部利益假說。這種觀點認為，村莊是否進行土地調整取決于土地調整能否為村集體和地方干部帶來一些利益。比如在農業稅費很重的時候，村干部就將土地從不能完成任務的村民那里拿走，分配給能完成任務的村民［1－2］。三是交易費用假說。即土地細碎化程度越高、調整難度越大，則土地調整就越少甚至不調整，反之則調整頻繁［3－4］。四是市場替代假說。即土地調整是對土地流轉市場的一種替代，土地流轉市場越發達的地區，土地調整的頻率越低，反之越高［5］。五是農民收入來源假說。即如果農民收入對土地經營的依賴程度越高，也就是說農民的非農收入越少，那么土地調整將越頻繁，反之土地調整將越少［4－5］。六是農民偏好假說。即如果一個村莊偏好土地調整的農民占多數，那么這個村莊的土地調整將會比較頻繁，反之土地調整將會很少發生甚至不會發生［6］。七是村莊民主假說。即村莊民主程度越高，選舉越激烈，土地調整將越頻繁，反之越低［1］。這些假說并不互相排斥，而是每一種假說都解釋了決定農地再分配一種或幾種因素或動機。除了以上幾種假說之外，一些學者還通過計量分析發現影響土地調整的其他因素。比如村干部年齡，年齡越大的村干部，對于聲譽和升遷越沒興趣，更傾向于通過調整土地來獲取租金［1］。廖洪樂發現，村莊第二產業和第三產業比重、是否實行“兩田制”、村莊離縣城的距離、農民是否簽訂承包合同、村莊機動地比例等因素都對土地調整有重要影響［7］。在以上這些影響因素或動機中，許多學者對它們的影響程度進行了排序。陳錫文認為影響農地調整的主要因素是地方干部的利益驅動［2］;趙陽認為人口變動可能是決定土地調整的最主要因素［4］;張紅宇認為人均承包土地面積的多少是影響土地調整最主要的因素［5］;韓冰華則認為決定土地調整的主要原因是農戶的土地調整偏好［6］。

以上學者對農地再分配的影響因素研究不乏深刻洞見，但他們的研究結論、研究樣本的選取和變量設定等方面都還存在值得商榷和進一步完善的地方。一是某些研究結論之間存在矛盾。比如上面談到的不同學者對影響土地調整的最主要原因認識并不相同，而對于一些影響土地調整的因素，學者之間的研究也不一致甚至是相反的。張紅宇認為決定土地調整的主要原因是人均承包土地面積，人均承包土地面積越小，調整越頻繁，反之亦然［5］。但廖洪樂則認為人均土地面積的大小對土地調整的影響是不確定的［7］;Brandt等認為村干部的行為對農村承包地調整有影響［1］，但廖洪樂認為村干部行為對農村承包地調整的影響在統計上不顯著［7］;市場替代假說也存在爭議，趙陽認為，土地調整并不是對土地流轉市場不發達的一種替代，因為許多村莊土地流轉和土地調整并行不悖［8］。由于這些研究結論之間存在矛盾，因此具有進一步進行研究的必要。二是一些影響土地調整的重要變量學者們并沒有考慮。學者們在研究影響村莊土地調整的因素時主要考慮了村莊土地資源稟賦、村莊經濟條件、政治條件以及村莊的外部環境等因素。這些學者都將土地調整看成是鄉村組織和干部主導的行政性調整。其實在現實中，除了土地的行政性調整，在村組內部還存在著習慣性土地調整，即由農民自己主導，不需要政府或鄉村干部組織，由此形成的土地調整已經成為一種習慣或習俗。既然存在習慣性土地調整，那么村莊內部的社會文化因素必須納入分析范疇。三是樣本的代表性有需要進一步改進的余地。在能檢索到的研究農地再分配影響因素的文獻中，Brandt等所使用的樣本最大，為215個村莊［1］。其余研究使用的樣本都在100個以下，而且一些研究根本就是通過定性分析得出結論。因此，利用更大和更有代表性的樣本來研究農地再分配的影響因素是必要的。

二、經驗分析策略

本文將使用一個全國性的大樣本數據，將學者們遺漏的一些影響土地調整的重要變量納入模型，分析影響農地再分配的村莊原因。

(一)數據來源及樣本分布

本文使用的數據為“2005年全國城鄉居民生活綜合研究 (CGSS2005)”①關于此數據的說明請參見:http://www.cssod.org/news03.php中的農村問卷。該數據覆蓋全國24個省、自治區的401個村莊、4 274個農戶，只有北京、天津、上海、青海、寧夏、西藏和新疆等7個省、自治區、直轄市沒有樣本。可以說，該數據非常具有代表性。樣本村莊的分布情況如表1所示。

表1 樣本村莊分布情況 (CGSS2005，農村問卷)

(二)農地再分配狀況

農地再分配包括土地大調整和小調整兩種形式。在實踐中，土地調整一般以村民小組為單位，很少有跨出村民小組的土地調整發生。這既是“三級所有、隊為基礎”人民公社體制的一種延續，也是因為村民小組是農民實際生產生活的互組合作單位。在本部分的經驗分析模型中，村莊是否進行土地大調整和小調整是由農戶問卷數據匯總生成的，其具體定義為:在農戶回答“實行包產到戶以來，有沒有全組范圍內的土地小調整?”一題時，只要有一個農戶回答“有”，則認為這個村莊存在土地小調整，變量定義為1;如果所有農戶都回答“沒有”，則認為這個村莊不存在土地小調整，變量定義為0。同樣，在農戶回答“實行包產到戶以來，全組范圍內的土地打亂重分有多少次?”一題時，只要有一個農戶回答“1次及以上”，則認為這個村莊存在土地大調整，變量定義為1;如果所有農戶都回答“0”，則認為這個村莊不存在土地大調整，變量定義為0。關于村莊土地大調整和小調整的分布情況如表2所示。

表2 村莊進行土地大調整和小調整的分布情況 (分省)

從表2來看，自包產到戶以來，全國進行過土地大調整的村莊比例為75.8%，超過了進行土地小調整的村莊比例67.8%。從分省的情況來看，進行過土地大調整的村莊比例在60%以上的省、自治區有16個，占到樣本省份的66.7%;而進行過土地大調整的村莊比例在40%以下的省、自治區只有5個，即江西省、廣西自治區、海南省、貴州省和云南省，其中海南省和貴州省進行過土地大調整的村莊為0，由于海南省的樣本村莊只有2個，缺乏代表性，因此真正沒有進行過土地大調整的省份只有貴州省。這主要是因為貴州省作為全國的土地實驗區，在第一輪土地承包期到期以后，將農民的土地承包期順延50年不變。進行過土地小調整的村莊比例在60%以上的省、自治區有14個，占到樣本省份的58.3%;而進行過土地小調整的村莊比例在40%以下的省、自治區有6個，即吉林省、福建省、江西省、廣西自治區、海南省和貴州省。其余4個省份進行過土地小調整的村莊比例在50%左右。

(三)影響農地再分配的村莊諸變量

根據其他學者的研究啟示以及數據的可得性，本文將影響農地再分配的村莊諸變量分為四個類別:村莊經濟變量、村莊政治變量、村莊社會文化變量和村莊自然特征變量。

1.村莊經濟變量

村莊經濟變量具體包括六個變量:一是“2004年全年人均純收入”，用于測度村莊經濟發展水平，該變量為村莊直接調查數據。二是“非農收入占比”，用于測度農民收入來源對農地再分配的影響，該變量根據村莊調查數據計算所得。三是“2004年人均集體收入”，用于測度村莊財政收入對農地再分配的影響，該變量根據2004年村莊集體收入數據計算所得。四是“每畝耕地的稅費負擔”，用于測度稅費負擔的多少對農地再分配的影響。該變量由農戶數據匯總而成，即將每個村莊調查農戶的稅費改革前畝均稅費負擔進行平均計算所得。五是“村莊人口撫養比例”，用于測度村莊人口壓力對農地再分配的影響，該變量為村莊總人口與村莊勞動力的比值。六是“家庭成員沒分到地的農戶比例”，用于測度人口變化對農地再分配的影響。該變量由農戶數據匯總而成，即家庭成員沒分到地的農戶數目與樣本農戶數目的比值。

2.村莊政治變量

村莊政治變量具體包括三個變量:一是“村莊民主程度”。該變量由農戶數據匯總而成，在每個村中，當農戶回答“在實際操作中，你們村的村民代表是如何產生的?”一題時，如果有超過50%的農戶回答“村民提名，選舉產生”或“由村中大戶推薦或直接參與”，則認為村莊民主程度高，變量定義為1。反之，如果有超過50%的農戶回答“由鄉鎮干部指定”或“由村支書/村主任指定”，則認為村莊民主程度低，變量定義為0。二是“村民對村委會工作和決策的關注程度”。該變量也由農戶數據匯總而成，在每個村中，當農戶回答“您對村民委員會日常工作和決策的關注程度是怎樣的呢?”一題時，如果有超過50%的農戶回答“比較關注”或“非常關注”，則認為村民對村委會工作和決策的關注程度高，變量定義為1。反之，如果有超過50%的農戶回答“一點也不關注”或“不太關注”或“一般”，則認為村民對村委會工作和決策的關注程度低，變量定義為0。三是“村支書/村主任任現職有幾年了?”用于測度村干部行為對農地再分配的影響。該變量為直接調查數據。

3.村莊社會文化變量

村莊社會文化變量具體包括四個變量:一是“村民之間的互助程度”。該變量由農戶數據匯總而成，在每個村中，當農戶回答“在日常生活中，您與您的鄰居，街坊/同村其他居民之間有互助行為嗎?”一題時，如果有超過50%的農戶回答“較多”或“很多”，則認為村民之間的互助程度高，變量定義為1。反之，如果有超過50%的農戶回答“沒有”或“偶爾有”或“有時有”，則認為村民之間的互助程度低，變量定義為0。二是“是否存在家族網絡或組織”。該變量也由農戶數據匯總而成，在每個村中，當農戶回答“您所在的社區/村莊有沒有家族網絡或組織呢?”一題時，只要有一個農戶回答“有以姓氏為紐帶的親族網絡，但沒有正式的組織”或“有以宗祠/祠堂為活動中心的家族組織”，則認為村莊存在家族網絡或組織，變量定義為1。反之，如果所有農戶都回答“沒有”，則認為村莊不存在家族網絡或組織，變量定義為0。三是“本村第一大姓氏占全村總人口的比例是多少?”用于測度村莊異質性對農地再分配的影響。該變量為直接調查數據所得。四是“偏好土地調整的農戶比例”。該變量由農戶數據匯總而成，即偏好土地調整的農戶數目與樣本農戶數目的比值。

4.村莊自然特征變量

村莊自然特征變量具體包括四個變量:一是“村莊總人口數”。該變量為村莊實際調查數據。二是“人均耕地面積”，用于測度土地資源稟賦對農地再分配的影響。該變量為村莊耕地面積與總人口數的比值。三是“每塊地多少畝”，用于測度土地細碎化程度對農地再分配的影響。該變量由農戶數據匯總而成，即通過計算村莊樣本農戶“每塊地多少畝”的均值而得。四是“本村離縣城有多少千米”。該變量為直接調查數據。

除了以上村莊各特征變量對農地再分配的影響外，本文在實證模型中還考慮了一個區域虛擬變量對農地再分配的影響，即“村莊是否處于東部”，處于東部變量定義為1，不處于東部變量定義為0。表3為影響農地再分配村莊諸變量的描述統計情況。

表3 影響農地再分配的村莊解釋變量的描述統計

三、實證結果及分析

(一)模型設定

由于“村莊是否進行土地大調整或土地小調整”是一個虛擬變量，也就是說該變量只取兩個值，即是取1或者否取0，所以，筆者將使用Logit模型進行估計。本文將設定兩個回歸模型研究影響農地再分配的村莊原因，模型1為村莊是否進行土地大調整的回歸分析，模型2為村莊是否進行土地小調整的回歸分析。

本文設定的計量經濟模型如下:

其中，j=1，…，n;i=1，2分別代表2個模型;LTi為因變量，即村莊是否進行土地大調整或土地小調整;Ej為一組村莊經濟變量，Pj為一組村莊政治變量;Sj為一組村莊社會文化變量;Nj為一組村莊自然特征變量;ai為常數項，ri為區域虛擬變量，εi為誤差估計項。

本文利用SPSS16.0進行模型運算，回歸結果如表4所示。

表4 農地再分配的村莊原因的Logit模型估計結果

(二)模型估計結果分析

1.村莊經濟變量對農地再分配的影響

2004年農民的人均純收入代表了村莊的經濟發展水平，但其對土地大調整和小調整都沒什么影響，因為它們的影響系數都為0，而且該變量對土地大調整的影響在統計上顯著;非農收入占比對模型1和模型2的影響為正，即非農收入占比越高，農民對土地經營收入越不依賴，則越傾向進行土地調整，但該變量在統計上不顯著。這在一定程度上證偽了張紅宇［5］和趙陽［4］等學者提出的農民收入來源假說，即農民收入越依賴于土地，越傾向于進行土地調整。可能的原因是土地大調整是一種典型的集體行動，往往與土地征用、土地承包期到期和農民的土地產權偏好有關系，而與農民的收入來源沒有必然的聯系。而對于土地小調整，當農民的非農收入占比越高時，即農民對土地越不依賴時，村莊出于其它原因或目的進行土地小調整面臨的壓力和障礙就少，因此相對來說土地小調整會增加;2004年農民的人均集體收入在模型1和模型2中的系數都為0且不顯著，即該變量對村莊土地大調整和小調整沒什么影響;每畝耕地的稅費負擔在模型1中的系數為負但不顯著，在模型2中的系數為正且顯著。這說明該變量對土地大調整沒什么影響，但對土地小調整有影響，即稅費負擔越重，村莊越傾向于進行土地小調整，這進一步證實了其他學者的研究結論，稅費負擔越重，集體組織越傾向通過土地小調整等手段來完成稅費任務的收取;人口撫養比例在模型1和模型2中系數都為正，即人口撫養比例越高，村莊越傾向于進行土地大調整與小調整，但該變量在統計上不顯著。可能的原因與農民非農收入占比對土地調整的影響原因一致;家庭成員沒分到地的農戶比例在模型1和模型2中的系數都為正且在1%的水平上顯著，即當家庭成員沒分到地的農戶比例越高時，越不傾向調整土地。當時考慮設定該變量主要是作為村莊人口變化的替代變量來計量其對土地調整的影響，但從計量結果來看似乎與我們的常識相悖。其實家庭成員沒分到地的農戶比例是一種結果，正因為村莊沒有進行土地大調整和小調整或調整的頻率很低，因此村莊內家庭成員沒分地的農戶比例就會高。

從村莊經濟變量對農地再分配的影響來看，耕地稅費負擔對土地小調整有影響，他們之間是正向關系。家庭成員沒分到地的農戶比例作為結果，與土地調整呈現反向關系。農民收入來源假說沒有得到證實，農民的人均純收入、人均集體收入以及村莊人口撫養比對土地再分配沒什么影響。

2.村莊政治變量對農地再分配的影響

村莊民主程度在模型1和模型2中的系數都為負，即民主程度越高，村莊越不傾向于進行土地調整，但該變量在統計上都不顯著。這在一定程度上證偽了Brandt等［1］提出的村莊民主假說，該假說認為村莊民主程度越高，選舉越激烈，土地調整將越頻繁，反之越低。村民對村委會工作的關注程度在模型1中的系數為正但不顯著，在模型2中的系數為負且顯著。這說明村民對村委會工作的關注程度越高，村莊越不傾向于進行土地小調整，其原因與村莊民主程度對土地調整的影響原因類似;村支書/村主任任現職有幾年在模型1中的系數為負，即主要村干部任現職期限越長，越不傾向于進行土地大調整，但該變量在統計上不顯著。該變量在模型2中的系數為正，即主要村干部任現職期限越長，越傾向于進行土地小調整，但不顯著。該變量作為村干部年齡的替代變量，考察村干部年齡對土地調整的影響。Brandt等［1］等認為年齡越大的村干部，對于聲譽和升遷越沒興趣，更傾向于通過調整土地來獲取租金。但筆者的計量結果不支持這一觀點。可能的原因是村干部的行為只在特定時期特別是稅費負擔重的時期才對土地調整發生影響，而在控制稅費負擔的條件下，村干部的行為對農地再分配的影響較小。

從村莊政治變量對農地再分配的影響來看，村莊民主程度和主要村干部任現職的期限對土地調整沒有什么影響。村民對村委會工作的關注程度對村莊土地大調整沒什么影響，但對土地小調整有反向影響，即村民對村委會工作越關注，村莊越不傾向于進行土地小調整。

3.村莊社會文化變量對農地再分配的影響

村民之間的互助程度在模型1中的系數為正但不顯著，在模型2中的系數為正且顯著，這說明村民之間的互助程度越高，村莊越傾向于進行土地小調整。村莊是否存在家族網絡或組織在模型1和模型2中的系數都為正，即存在家族網絡或組織的村莊傾向于進行土地調整，但該變量在統計上不顯著。可能的原因是現在村莊中有家族網絡或組織的比較少。在擁有家族網絡或組織的村莊中，真正發揮作用的不多。村莊第一大姓人口比例在模型1和模型2中的系數都為負且顯著，即村莊第一大姓人口比例越高，越不傾向于進行土地調整。這一結論似乎與我們的常識相悖，因為村莊第一大姓是衡量村莊異質性的指標，第一大姓人口比例越高，說明村莊的異質性越低，宗族勢力越大，應該越傾向于進行土地調整，但是計量結果不支持這一推論。可能的原因是隨著改革給予農民經濟自主、鄉村選舉和進城勞動等現代權利，開始了其“公民化”進程，宗族與農民的血緣關系被國家與公民的社會契約取代;偏好土地調整的農戶比例在模型1和模型2中的系數都為正且非常顯著，這說明偏好土地調整的農戶比例越高，村莊越傾向于進行土地調整，韓冰華提出的關于農地再分配的農民偏好假說得到進一步證實［6］。

從村莊社會文化變量對農地再分配的影響來看，村民之間的互助程度對土地小調整有正的影響，而對大調整沒什么影響。是否存在家族網絡或組織對農地調整的影響不大。村莊第一大姓的比例對農地調整有負向影響。而村莊偏好土地調整的農戶比例對土地調整有正向影響，農民偏好假說得到證實。所以說，村莊社會文化變量對農地再分配有重要影響，但這種影響的趨勢在下降。

4.村莊自然特征變量對農地再分配的影響

村莊總人數在模型1和模型2中系數為0且顯著，這說明村莊人口規模對農地再分配沒有什么影響。村莊人均耕地面積在模型1中的系數為負且顯著，這說明人均耕地面積越大的村莊越不傾向于進行土地大調整。該變量在模型2中的系數也為負但不顯著，這說明村莊土地資源稟賦對土地小調整沒什么影響。這一結論不太支持張紅宇的觀點，他認為人均承包土地面積的多少是影響土地調整最主要的因素;村莊每塊地多少畝在模型1中的系數為正且顯著，這說明每塊地的土地面積越大，即土地越不細碎，村莊越傾向于進行土地大調整。該變量在模型2中的系數也為正但不顯著，這說明土地細碎化對土地小調整的影響不大。這一結論在一定程度上不支持土地調整的交易費用假說，說明土地調整的交易費用對土地小調整沒有什么影響;村莊離縣城的距離在模型1和模型2中的系數都為負，說明離縣城距離越遠，村莊越不傾向于進行土地調整，但該變量在統計上不顯著。

從村莊自然特征變量對農地再分配的影響來看，村莊人均耕地面積對土地大調整有負向影響，每塊耕地的面積對土地大調整有正向影響，而村莊人口規模和離縣城的距離對土地大調整沒有什么影響。而村莊自然特征變量對土地小調整基本沒有什么影響。

四、結論與進一步思考

根據其他學者的研究啟示以及數據的可得性，本文將影響農地再分配的村莊諸變量分為四個類別:村莊經濟變量、村莊政治變量、村莊社會文化變量和村莊自然特征變量。另外為了考慮村莊所處區域對農地再分配的影響，在實證模型中還設置了一個區域虛擬變量，即“村莊是否處于東部”。從計量結果來看，在村莊經濟變量中，耕地稅費負擔對土地小調整有影響，它們之間是正向關系。家庭成員沒分到地的農戶比例作為結果，與土地調整呈現反向關系。農民收入來源假說沒有得到證實，農民的人均純收入、人均集體收入以及村莊人口撫養比對土地再分配沒什么影響;在村莊政治變量中，村莊民主程度、主要村干部任現職的期限對土地調整沒有什么影響。村民對村委會工作的關注程度對村莊土地大調整沒什么影響，但對土地小調整有反向影響。在村莊社會文化變量中，村民之間的互助程度對土地小調整有正的影響，而對大調整沒什么影響。是否存在家族網絡或組織對農地調整的影響不大。村莊第一大姓的比例對農地調整有負向影響。而村莊偏好土地調整的農戶比例對土地調整有正向影響，農民偏好假說得到證實。所以說，村莊社會文化變量對農地再分配有重要影響，但這種影響的趨勢在下降。在村莊自然特征變量中，村莊人均耕地面積對土地大調整有負向影響，每塊耕地的面積對土地大調整有正向影響，而村莊人口規模和離縣城的距離對土地大調整沒有什么影響。而村莊自然特征變量對土地小調整基本沒有什么影響。處于東部地區的村莊傾向于進行土地大調整，而對土地小調整的影響卻很小。從以上研究結果我們基本可以得出兩個結論:一是農村土地制度不是一項單純的經濟制度，其深受村莊的社會文化以及政治因素的影響。二是在土地再分配制度中，影響土地大調整和小調整的因素并不相同。土地大調整受外部因素影響更多，而土地小調整受村莊內部因素影響更多，特別是受村莊社會文化變量的影響。

對于村莊農地再分配制度，應該如何評價，其未來何去何從?從法律和政策層面來看，國家對農地再分配基本持否定甚至禁止的態度。但現實中的農地再分配不僅僅是村莊理性的表現，更為重要的是其具有多方面的功能和作用。首先是社會保障功能，即通過土地再分配保障“人人有飯吃”［9］。其次是促進經濟發展的作用。通過土地再分配建立的社會保障機制相當于為參與工業化的農村剩余勞動力提供了一份“社會工資”，從而降低了工業化的成本，實現了哈特意義上的“無剝奪的積累”，從而促進了整個國家經濟的持續快速發展［10］。最后是建構村莊共同體的作用。這一共同體不僅僅是村民互助和交換的地方，更是他們進行農業生產、尋找精神歸屬的地方。

［1］Brandt，L.，李果，黃季焜，Rozelle，S. 中國的土地使用權和轉移權:現狀評價［J］.經濟學(季刊)，2004，(3):951－982.

［2］陳錫文.中國農村改革:回顧與展望［M］.天津:天津人民出版社，1993.

［3］Kung，J.K.S.CommonPropertyRightsandLand Reallocations in Rural China:Evidence from a Village Survey［J］.World Development，2000，(4):710－719.

［4］趙陽.對農地再分配制度的重新認識［J］.中國農村觀察，2004，(4):22－30.

［5］張紅宇.中國農地調整與使用權流轉:幾點評論［J］. 管理世界，2002，(5):76－87.

［6］韓冰華.我國農村土地調整及其影響因素的實證研究［J］. 生態經濟，2005，(8):24－27.

［7］廖洪樂.農村承包地調整［J］.中國農村觀察，2003，(1):46－54.

［8］趙陽.共有與私用:中國農地產權制度的經濟學分析［M］.北京:生活·讀書·新知三聯書店，2007.

［9］陳劍波.農地制度:所有權問題還是委托—代理問題［J］. 經濟研究，2006，(7):83－91.

［10］姚洋.小農體系和中國長期經濟發展［J］.讀書，2010，(2):20－30.

(責任編輯:劉 艷)