農(nóng)民的土地調(diào)整意愿及其影響因素分析

農(nóng)民的土地調(diào)整意愿及其影響因素分析

一、問題的提出自家庭聯(lián)產(chǎn)承包責(zé)任制實(shí)施以來，土地定期或不定期地進(jìn)行“大調(diào)整”或“小調(diào)整”①成為中國農(nóng)村土地制度頗具特色而又非常突出的一個(gè)重要特征，幾乎每個(gè)村莊都進(jìn)行過不同形式的土地調(diào)整。已有研究指出，土地的頻繁調(diào)整對農(nóng)民在土地上進(jìn)行長期投資的積極性、土地資源的保護(hù)性使用以及農(nóng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展會(huì)產(chǎn)生不利的影響（Wen，1995；Prostermanetal.,1996：張紅宇，2002）。同時(shí)，國家在《農(nóng)村土地承包法》等法律和有關(guān)文件中多次強(qiáng)調(diào)，在土地承包期內(nèi)不允許進(jìn)行土地調(diào)整。盡管如此，土地調(diào)整現(xiàn)象在農(nóng)村卻并沒有消失。并且，不同時(shí)期的調(diào)查研究結(jié)果也顯示，在大部分農(nóng)村地區(qū)，大多數(shù)農(nóng)民對土地調(diào)整表示支持。理論和現(xiàn)實(shí)的矛盾使人們不得不重新思考土地調(diào)整及其影響因素等問題。究竟是什么原因?qū)е罗r(nóng)民對土地調(diào)整具有強(qiáng)烈的偏好？只有弄清楚這一問題背后的原因，農(nóng)村土地制度中的一些關(guān)鍵問題（例如，農(nóng)民土地權(quán)利的要求與現(xiàn)行土地制度是否能協(xié)調(diào)運(yùn)行？政府、集體和農(nóng)民三者的利益在政策上能否兼顧？）才能迎刃而解。本文試圖利用2006年中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)從農(nóng)民個(gè)體特征的角度對這一問題展開分析。二、相關(guān)研究回顧學(xué)術(shù)界關(guān)于農(nóng)村土地調(diào)整問題的研究，最普遍的觀點(diǎn)是產(chǎn)權(quán)學(xué)派的分析。該學(xué)派認(rèn)為，目前的土地產(chǎn)權(quán)關(guān)系盡管是一種契約關(guān)系，但是這種關(guān)系是在所有權(quán)不明晰的條件下形成的，具有“雙重產(chǎn)權(quán)”的特征。其結(jié)果是，土地的分配必然要隨集體內(nèi)成員數(shù)量的變化而改變。除此之外，關(guān)于農(nóng)村土地調(diào)整還有幾種比較典型的理論，例如干部尋租說（Johnson，1995；錢忠好，2003）、交易費(fèi)用說（龔啟圣、周飛舟，1999；張紅宇，2002）、市場替代說（Yao，2004；趙陽，2007）等。這些理論假說分別從不同的視角對土地調(diào)整的原因和動(dòng)機(jī)進(jìn)行了歸納，給后續(xù)研究提供了很多有益啟示。在土地調(diào)整究竟是否會(huì)對農(nóng)業(yè)生產(chǎn)造成不利影響這一問題上，Kung(2000；2002)和Kungetal.(2007)認(rèn)為，中國農(nóng)民已經(jīng)接受了按人地比例進(jìn)行邊際調(diào)整的慣例，在土地制度沒有發(fā)生大變革的情況下，這種慣例向農(nóng)民傳遞了一個(gè)這樣的信息：他們可以在未來耕種相同的地塊。所以，從邏輯上講，土地調(diào)整對農(nóng)民的投資積極性并不會(huì)產(chǎn)生負(fù)面的影響。而且已有實(shí)證研究也表明，土地調(diào)整特別是“小調(diào)整”所造成的負(fù)面影響也許并沒有理論分析所認(rèn)為的那樣嚴(yán)重（許慶、章元，2005)。在農(nóng)民為什么會(huì)偏好土地調(diào)整這一問題上，龔啟圣、劉守英(1998)認(rèn)為，農(nóng)民熱衷于土地調(diào)整的原因是集體所有制下土地只能被均分的制度約束和土地所具有的社會(huì)保障功能。對于中西部地區(qū)的農(nóng)民而言，特別是在農(nóng)民靠耕種土地所得收入來維持生活的落后農(nóng)村，土地調(diào)整的邊際收益比較大，人多地少的家庭往往傾向于進(jìn)行土地調(diào)整（趙陽，2007）。實(shí)證研究的結(jié)論表明，農(nóng)民偏好土地調(diào)整受多種因素的影響，這些影響因素往往交織在一起，旨在確保人人都能獲得土地的再分配假說只能解釋土地再分配行為的一小部分(Brandtetal.,2004)。廖洪樂(2002；2003)利用二元Logit模型和多元線性回歸模型分別對6省36個(gè)樣本村的90個(gè)村民小組和824戶農(nóng)戶進(jìn)行了實(shí)證研究，其研究發(fā)現(xiàn)，有83.5%的農(nóng)戶認(rèn)為應(yīng)該根據(jù)人口變化進(jìn)行土地調(diào)整：通過實(shí)證檢驗(yàn)，他發(fā)現(xiàn)，代表當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展水平、資源稟賦狀況和非村組干部戶土地調(diào)整意愿的指標(biāo)對土地調(diào)整有顯著的影響，而代表村組干部戶調(diào)整土地偏好的指標(biāo)對土地調(diào)整的影響并不顯著。此外，他的研究還發(fā)現(xiàn)，在不同的村民小組之間，農(nóng)民對土地調(diào)整的意愿有很大差異。楊學(xué)成等(2008)對1995～2008年山東省農(nóng)地使用情況的調(diào)查顯示，在對土地調(diào)整的態(tài)度方面，38.6%的人贊成，29.8%的人反對，19.6%的人表示無所謂。陶然等(2009)基于2008年全國6省119個(gè)村莊的大樣本調(diào)查數(shù)據(jù)，研究了實(shí)施第二輪承包以來中央穩(wěn)定農(nóng)地承包權(quán)政策的執(zhí)行情況。其研究發(fā)現(xiàn)，超過60%的受訪者（特別是實(shí)施第二輪承包以來家庭人口增加的受訪者與以非農(nóng)業(yè)收入為主的受訪者）不太認(rèn)同農(nóng)地承包權(quán)長久不變的政策，而認(rèn)為應(yīng)該按照人口變動(dòng)進(jìn)行土地調(diào)整。這些研究得出的結(jié)論說明，在農(nóng)村土地調(diào)整問題上，政府必須正視和妥善處理國家法律規(guī)定與農(nóng)民意愿之間的矛盾。在堅(jiān)持農(nóng)民土地承包權(quán)長期穩(wěn)定的條件下，政府應(yīng)明確哪些是屬于可以對土地進(jìn)行調(diào)整的“特殊情況”，并對調(diào)整的辦法和實(shí)施過程給予嚴(yán)格的監(jiān)督和管理，防止少數(shù)人特別是村干部在土地調(diào)整中以權(quán)謀私，最大程度地維護(hù)農(nóng)村土地分配的公平與穩(wěn)定。事實(shí)上，中國現(xiàn)行的農(nóng)村土地制度框架已經(jīng)為土地調(diào)整留下了“彈性空間”：一方面，在土地產(chǎn)權(quán)劃分模糊的情況下，集體內(nèi)部每個(gè)合法成員都有平等擁有土地的權(quán)利，每當(dāng)集體中有人因戶籍調(diào)整或職業(yè)的變化不再是村莊的一員時(shí)，其他人就可以行使“集體成員權(quán)”來平分其土地；另一方面，在農(nóng)村社會(huì)保障制度建設(shè)滯后的情況下，土地成為農(nóng)民社會(huì)保障的替代物，而社會(huì)保障又具有維護(hù)公平的意義，那么，集體土地隨集體人口數(shù)量的變化而進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整就成為實(shí)現(xiàn)公平的應(yīng)有之意（周其仁，1994；賀鐵英，2004；申端鋒，2006）。雖然以上研究所得出的結(jié)論和所歸納出的影響土地調(diào)整的因素都頗具洞察力，但是，這些研究結(jié)論都是基于案例或局部調(diào)查數(shù)據(jù)得到的，而且在研究中都忽視了農(nóng)民個(gè)體特征這個(gè)重要因素。事實(shí)上，對靠耕種土地維持生活的農(nóng)民而言，是否愿意進(jìn)行土地調(diào)整在很大程度上取決于土地調(diào)整的邊際收益的大小。而農(nóng)民的年齡、性別、受教育年限以及是否擁有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)等個(gè)體特征因素都對其土地調(diào)整的邊際收益具有一定影響?，F(xiàn)實(shí)中，農(nóng)民個(gè)體特征因素對土地調(diào)整情況的影響究竟如何？進(jìn)一步地，這些個(gè)體特征因素對農(nóng)民土地調(diào)整意愿的影響究竟有多大？要回答這兩個(gè)問題，必須借助于對農(nóng)民個(gè)體的系統(tǒng)性抽樣調(diào)查。本文的獨(dú)特之處主要體現(xiàn)在兩個(gè)方面：第一，使用多項(xiàng)選擇模型來分析農(nóng)民個(gè)體特征因素對其土地調(diào)整意愿的影響，與使用農(nóng)戶數(shù)據(jù)和多元線性模型的同類研究相比，本文研究能最大程度地識別出各種影響因素；第二，與其他相關(guān)研究相比，本文的數(shù)據(jù)樣本量大，在調(diào)查的時(shí)間和空間范圍上更具代表性②，從而能使結(jié)論更具有一般性。三、估計(jì)方法在現(xiàn)有農(nóng)村土地制度長期穩(wěn)定的情況下，農(nóng)民為什么偏好土地調(diào)整？根據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)的理性選擇假設(shè)，農(nóng)民對土地調(diào)整的偏好要以實(shí)現(xiàn)其效用最大化為目的?？紤]到已有研究未能控制影響土地調(diào)整意愿的農(nóng)民個(gè)體特征因素，本文擬采用多項(xiàng)Logit模型(multinomialLogitmodel)來分析這一問題。這一模型主要用來估計(jì)個(gè)體i在J項(xiàng)互斥的備選項(xiàng)中做出選擇的情形。在本文中，農(nóng)民對土地調(diào)整意愿的四種選擇分別為：①土地應(yīng)該按需要定期進(jìn)行調(diào)整；②盡量減少調(diào)地次數(shù)，尤其是打亂重分的次數(shù)：③在30年的承包期限內(nèi)，最好不要調(diào)整土地；④最好是把土地分給農(nóng)民，以后永不調(diào)地。沿用McFadden(1974)提出的個(gè)體效用函數(shù)的假定，如果農(nóng)民i在J項(xiàng)互斥的備選項(xiàng)中選擇第j項(xiàng)，則其效用函數(shù)為：四、數(shù)據(jù)來源與變量描述（一）數(shù)據(jù)來源本文使用的數(shù)據(jù)來自2006年度的中國綜合社會(huì)調(diào)查。該調(diào)查由中國人民大學(xué)社會(huì)學(xué)系與香港科技大學(xué)社會(huì)調(diào)查中心合作實(shí)施，2006年的調(diào)查以第五次人口普查數(shù)據(jù)（2000年）為抽樣框，采用分層的四階段不等概率抽樣法，設(shè)計(jì)樣本量為10151個(gè)，實(shí)際有效樣本為10000個(gè)（其中農(nóng)村有效樣本4108個(gè)）。抽樣范圍覆蓋25個(gè)省（區(qū)、市）（除西藏、青海、寧夏及港澳臺(tái)）的城市和鄉(xiāng)村③，受訪者是18～69歲的城鎮(zhèn)和農(nóng)村人口。2006年綜合社會(huì)調(diào)查沒有提供家庭人口的相關(guān)數(shù)據(jù)，但是在問卷中有對家人情況的調(diào)查，以此為基礎(chǔ)，本文計(jì)算了樣本農(nóng)戶的家庭人口數(shù)量④。經(jīng)過整理，調(diào)查區(qū)域農(nóng)村家庭人均耕地面積為1.22畝，家庭平均規(guī)模為4.1人，受訪者受教育年限的中位數(shù)為6.7年，平均年齡的中位數(shù)為42.84歲。樣本農(nóng)民及其家庭的這些變量的統(tǒng)計(jì)值與葉劍平等(2006)2005年對17省農(nóng)村調(diào)查的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)是一致的，這說明，本研究所使用的數(shù)據(jù)相對可靠。（二）變量描述在4108個(gè)農(nóng)村有效樣本中，剔除信息不完全的樣本后，還剩下1682個(gè)有效觀測樣本。樣本有關(guān)數(shù)據(jù)詳細(xì)記錄了個(gè)人的年齡、政治面貌、受教育經(jīng)歷、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)情況、非農(nóng)業(yè)工作情況、家庭人均耕地面積、配偶的收入情況、受訪者及家庭成員是否享有醫(yī)療和養(yǎng)老保險(xiǎn)及其他相關(guān)信息，這些信息為本文分析農(nóng)民個(gè)體特征因素對其土地調(diào)整意愿的影響提供了必要的數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。本文中的被解釋變量為農(nóng)民的土地調(diào)整意愿，共有四種選擇，表示農(nóng)民不同的土地調(diào)整意愿程度。其中，選擇“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”（土地調(diào)整意愿1）的有583人，占有效樣本的34.66%：選擇“盡量減少調(diào)地次數(shù)，尤其是打亂重分的次數(shù)”（土地調(diào)整意愿2）的有213人，占有效樣本的12.66%；選擇“在30年承包期限內(nèi)最好不要調(diào)整土地”（土地調(diào)整意愿3）的有389人，占有效樣本的23.13%；選擇“最好是把土地分給農(nóng)民，以后永不調(diào)地”（土地調(diào)整意愿4）的有497人，占有效樣本的29.55%。按受訪者的年齡來劃分樣本（結(jié)果見表1），可以看出，在各年齡階段中，處于31～49歲的農(nóng)民是選擇“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的主要群體。本文中的解釋變量包括農(nóng)民個(gè)體特征變量和控制變量兩類，有關(guān)變量的說明與描述性統(tǒng)計(jì)分析詳見表2。五、模型估計(jì)結(jié)果與分析（一）估計(jì)結(jié)果本文利用Stata10.0進(jìn)行模型運(yùn)算，得到模型回歸與檢驗(yàn)的估計(jì)結(jié)果（見表3）。表3中模型IIA檢驗(yàn)的結(jié)果說明，本文應(yīng)用m-Logit模型對農(nóng)民個(gè)體特征因素影響土地調(diào)整意愿選擇行為展開分析是合適的。不過，需要強(qiáng)調(diào)的是，盡管m-Logit模型的系數(shù)估計(jì)過程并不困難，但是，很難直接解釋估計(jì)系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義，因此，需要通過計(jì)算來解釋變量對農(nóng)民選擇某種調(diào)整意愿的邊際效應(yīng)。計(jì)算得到各個(gè)解釋變量對農(nóng)民土地調(diào)整意愿的邊際效應(yīng)見表4。（二）估計(jì)結(jié)果分析1.農(nóng)民個(gè)體特征因素對其土地調(diào)整意愿的影響分析(1)年齡和受教育年限變量。本文研究發(fā)現(xiàn)，年齡因素對農(nóng)民的土地調(diào)整意愿的影響較小，且在統(tǒng)計(jì)上不具有顯著性。不過，從其邊際效應(yīng)的結(jié)果看，年齡增加1歲，農(nóng)民更傾向于保持對現(xiàn)有土地的占有。受教育年限變量的結(jié)果表明，與選擇“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率相比，選擇“最好是把土地分給農(nóng)民，以后永不調(diào)地”的概率是它的0.927倍。從邊際效應(yīng)看，農(nóng)民受教育年限每增加1年，選擇“盡量減少調(diào)地次數(shù)，尤其是打亂重分的次數(shù)”的概率上升了0.6%，選擇“最好是把土地分給農(nóng)民，以后永不調(diào)地”的概率下降了1.5%。(2)性別、戶籍類型及居住地區(qū)類型變量。性別因素對農(nóng)民的土地調(diào)整意愿的影響較小。盡管在本研究中，這一變量在統(tǒng)計(jì)上不具有顯著性，但是，研究發(fā)現(xiàn)，相比于對“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的選擇概率，女性對其他三個(gè)選項(xiàng)的選擇概率要小一些。從戶籍類型變量的影響看，農(nóng)業(yè)戶籍農(nóng)民傾向于不進(jìn)行土地調(diào)整。相比于選擇“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率，農(nóng)業(yè)戶籍農(nóng)民對其他三個(gè)選項(xiàng)的選擇概率分別是它的1.26倍、0.921倍和2.356倍；從其邊際效應(yīng)看，農(nóng)民擁有農(nóng)業(yè)戶籍時(shí)，選擇“最好是把土地分給農(nóng)民，以后永不調(diào)地”的概率上升了14.3%，而且在5%的水平上具有顯著性。本文認(rèn)為，可能的解釋是，盡管近年來農(nóng)民城鄉(xiāng)間流動(dòng)的障礙在逐漸消除，但是由于進(jìn)入城市的農(nóng)民在就業(yè)、社會(huì)保障等方面缺乏有效的制度保障，擁有農(nóng)業(yè)戶籍的農(nóng)民，往往只能“年輕時(shí)外出打工，年老時(shí)回鄉(xiāng)務(wù)農(nóng)”（李強(qiáng)，2003），從而使擁有農(nóng)業(yè)戶籍的農(nóng)民傾向于不進(jìn)行土地調(diào)整。本文的這一結(jié)論也再次證明了目前土地制度框架下農(nóng)民的“戀土情結(jié)”。從居住地區(qū)類型變量看，這一變量對農(nóng)民的土地調(diào)整意愿影響不顯著。這一結(jié)論與大多數(shù)研究的結(jié)論具有相似性⑤。(3)政治面貌與“是否擔(dān)任村干部”變量。政治面貌對農(nóng)民的土地調(diào)整意愿的影響較小，且在統(tǒng)計(jì)上不具有顯著性。在本文中，“是否擔(dān)任村干部”是本研究非常感興趣的一個(gè)變量。研究發(fā)現(xiàn)，雖然相比于“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”，擔(dān)任村干部的農(nóng)民選擇其他三個(gè)選項(xiàng)的概率更高。但是，“是否擔(dān)任村干部”變量對農(nóng)民的土地調(diào)整意愿的影響并不顯著。本文認(rèn)為，這主要是因?yàn)榻陙碚C布了不少保障農(nóng)民土地承包權(quán)利的法律，農(nóng)民的土地權(quán)利意識逐漸得到了強(qiáng)化；與此同時(shí)，村干部和村集體通過村（組）的土地權(quán)利對村民的控制力在不斷下降，進(jìn)而使村干部主導(dǎo)土地調(diào)整的現(xiàn)象得到了有效的遏制⑥。本文的這一研究結(jié)論再次表明，“干部尋租”假說在農(nóng)村土地調(diào)整中并不存在⑦。(4)“是否擁有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)”和“一年中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的天數(shù)”變量。這兩個(gè)變量對農(nóng)民土地調(diào)整意愿的影響具有明顯差異。從邊際效應(yīng)看，一年中從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的天數(shù)增加1天，農(nóng)民選擇“最好是把土地分給農(nóng)民，以后永不調(diào)地”的概率提高0.1%。本文認(rèn)為，這可能是因?yàn)橐荒曛袕氖罗r(nóng)業(yè)生產(chǎn)時(shí)間較長的農(nóng)民，其收入主要來源于土地耕種，相應(yīng)地，他們對土地的投入也較多，所以，這類農(nóng)民就傾向于不進(jìn)行土地調(diào)整，以確保其能收回對土地的投資。相比于選擇“土地應(yīng)該按照需要這期進(jìn)行調(diào)整”，不擁有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的農(nóng)民選擇“最好是把土地分給農(nóng)民，以后永不調(diào)地”的概率顯著下降了7%。乍看起來，這一情況有點(diǎn)難以理解。本文認(rèn)為，這可能與農(nóng)村階層分化有關(guān)。那些不擁有農(nóng)業(yè)生產(chǎn)技術(shù)的農(nóng)民長期在外打工的可能性更大，這期間他們承包的土地有可能已經(jīng)被集體收走。為了能重新獲得被集體收走的土地，這部分農(nóng)民層傾向于調(diào)整土地。(5)“是否曾外出打工”、“是否打算將來外出打工”和受訪者個(gè)人全年收入變量?！笆欠裨獬龃蚬ぁ焙汀笆茉L者個(gè)人全年收入”變量對農(nóng)民的土地調(diào)整意愿具有顯著影響。從表3可以看出，相比于選擇“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率，沒有外出打工的農(nóng)民選擇“在30年的承包期限內(nèi)，最好不要調(diào)整土地”和“最好是把土地分給農(nóng)民，以后永不調(diào)地”的概率分別是它的1.411倍和1.381倍。這說明，主要從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)民趨向于不進(jìn)行土地調(diào)整。這一點(diǎn)與農(nóng)民從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的時(shí)間這一變量對土地調(diào)整意愿的影響是相符的。本文認(rèn)為，其原因是，在廣大農(nóng)村地區(qū)，對于以耕種土地為主要工作的農(nóng)民而言，土地的“最后保障”功能不僅可以保障其現(xiàn)在的基本生活需求，而且也是其以后發(fā)展生產(chǎn)的基本保障，因而他們傾向于不進(jìn)行土地調(diào)整，本文的這一結(jié)論與劉曉宇、張林秀(2007)的研究結(jié)論是一致的。表4中，曾外出打工對農(nóng)民土地調(diào)整意愿的邊際效應(yīng)表明，相比于有外出打工經(jīng)歷的農(nóng)民，沒有外出打工經(jīng)歷的農(nóng)民選擇“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率下降了7.9%。就受訪者個(gè)人全年收入變量而言，從相對風(fēng)險(xiǎn)比看，相比于選擇“應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率，隨著受訪者個(gè)人全年收入的增加，選擇“在30年的承包期限內(nèi)，最好不要調(diào)整土地”的概率是它的1.205倍。從邊際效應(yīng)看，受訪者個(gè)人全年收入的增加使其選擇“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率顯著下降了3.7%。本文認(rèn)為，可能的原因是，農(nóng)民個(gè)人收入是其人力資本的表現(xiàn)。擁有較高人力資本的農(nóng)民，外出打工的機(jī)會(huì)較多。但是，正如上文所述，大多數(shù)農(nóng)民“候鳥”似地在城鄉(xiāng)流動(dòng)，土地是其“最后保障”。因此，他們也傾向于不進(jìn)行土地調(diào)整。2.控制變量對農(nóng)民土地調(diào)整意愿的影響分析(1)家庭人均耕地面積變量。這是本文關(guān)注的一個(gè)重要變量。一般而言，家庭人均耕地面積越少的地方，農(nóng)民進(jìn)行土地調(diào)整的概率也就越大（張紅宇，2002）。目前，在農(nóng)村地區(qū)，隨著土地價(jià)值的凸顯，農(nóng)民希望獲得更多的土地。而在現(xiàn)行的土地制度框架下，農(nóng)民獲得土地的途徑有兩個(gè)：土地調(diào)整和土地流轉(zhuǎn)，后者獲得的只是土地承包者暫時(shí)放棄的使用權(quán)，而前者是從集體獲得的有法律保障的使用權(quán)。相比于土地流轉(zhuǎn)，耕地占有量較少的農(nóng)民更希望通過土地調(diào)整獲得土地。從表3可以看出，相比于選擇“土地應(yīng)該按需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率，農(nóng)民對其他三個(gè)選項(xiàng)的選擇概率分別是它的0.855倍、0.917倍和0.904倍。從邊際效應(yīng)看，家庭人均耕地面積每增加1畝，農(nóng)民選擇“土地應(yīng)該按需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率也顯著降低。這說明，隨著家庭人均耕地面積的增多，農(nóng)民的土地調(diào)整意愿趨于減弱。這一結(jié)論再次表明，家庭人均耕地面積的增多將有助于穩(wěn)定土地承包權(quán)政策的實(shí)施。(2)配偶全年收入、家庭全年總收入和糧食作物收入變量。從表3看，配偶全年收入和家庭全年總收入對農(nóng)民土地調(diào)整意愿的影響在統(tǒng)計(jì)上不具有顯著性。糧食作物收入變量對農(nóng)民土地調(diào)整意愿的影響較復(fù)雜。糧食作物收入的增加，一方面使選擇“土地應(yīng)該按照需要定期進(jìn)行調(diào)整”的概率上升了3.6%，另一方面又使選擇“盡量減少調(diào)地次數(shù)，尤其是打亂重分的次數(shù)”的概率下降了2.3%。本文認(rèn)為，這可能與目前農(nóng)民的階層分化有關(guān)：對于耕地面積較少的農(nóng)民而言，糧食作物收入增多，意味著耕種更多土地有利可圖，于是，他們傾向于通過土地調(diào)整得到更多的土地；但是，對于耕地面積較多的農(nóng)民而言，為了持續(xù)獲得耕種現(xiàn)有土地所帶來的收益，他們不愿意進(jìn)行土地調(diào)整。(3)“是否有固定電話”、“受訪者是否有手機(jī)”、“受訪者及家庭成員是否享有醫(yī)療保險(xiǎn)”和“受訪者及家庭成員是否享有養(yǎng)老保險(xiǎn)”變量。這四個(gè)變量中，除“受訪者是否有手機(jī)”變量外，其他變量對農(nóng)民土地調(diào)整意愿都有顯著影響。家庭沒有固定電話時(shí)，農(nóng)民傾向于進(jìn)行土地調(diào)整。本文認(rèn)為，可能的解釋是，沒有固定電話的農(nóng)民，其社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的信息化程度低，他們接觸外界信息的能力也較弱，這使得他們更有可能從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)。由于農(nóng)村土地細(xì)碎化嚴(yán)重，為了實(shí)現(xiàn)耕種土地的規(guī)模收益，他們傾向于進(jìn)行土地調(diào)整，與此同時(shí)，由于農(nóng)村階層分化，一些主要依賴土地生存的農(nóng)民不愿意進(jìn)行土地調(diào)整（陳柏峰，2009）。受訪者及家庭成員不享有醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)時(shí)，農(nóng)民傾向于進(jìn)行土地調(diào)整。由于中國長期以來實(shí)行城鄉(xiāng)二元制度，農(nóng)民缺乏必要的社會(huì)保障。在此背景下，土地就成為農(nóng)民在沒有社會(huì)保障時(shí)的一種具有社會(huì)保障功能的替代品。也就是說，在缺少社會(huì)保障的情況下，農(nóng)民只能將自己的最低生存保障維系在土地上。這說明，農(nóng)村社會(huì)保障體系的建立，將有助于消除農(nóng)民為保障生存而產(chǎn)生對土地調(diào)整的偏好，進(jìn)而有利于政府下一步土地制度改革的開展。六、結(jié)論與政策啟示利用中國綜合社會(huì)調(diào)查的1682個(gè)農(nóng)村樣本的數(shù)據(jù)，本文對農(nóng)民的個(gè)體特征因素對其土地調(diào)整意愿的影響進(jìn)行了分析，得出了以下幾點(diǎn)主要結(jié)論：第一，在農(nóng)民土地權(quán)利意識增強(qiáng)的背景下，土地調(diào)整中的“干部尋租”假說趨于淡化；第二，土地作為農(nóng)民的基本生存保障，年齡的增長、個(gè)人收入的增加及非農(nóng)就業(yè)機(jī)會(huì)的增多并沒有促使農(nóng)民放棄其對土地的占有；第三，由于土地的保障性功能及土地未來價(jià)值的凸顯，人均土地面積較多的農(nóng)戶家庭的土地調(diào)整意愿較弱；第四，農(nóng)民及其家庭成員在享有醫(yī)療保險(xiǎn)和養(yǎng)老保險(xiǎn)后，其土地調(diào)整意愿會(huì)顯著降低。目前，政府基于激勵(lì)農(nóng)民對土地進(jìn)行長期投資等方面的考慮，在法律和政策上規(guī)定嚴(yán)格限制農(nóng)村土地調(diào)整。然而，不同時(shí)期的調(diào)查結(jié)果顯示，現(xiàn)有農(nóng)地法律制度安排與農(nóng)村實(shí)際情況存在一定