農(nóng)村土地承包法與已婚農(nóng)村婦女土地承包權(quán)保障問題

1、農(nóng)村土地承包法與已婚農(nóng)村婦 女土地承包權(quán)保障問題農(nóng)村土地承包法與已婚農(nóng)村婦女土地承包權(quán)保障問題基于河北石家莊市婦女回娘家要回承包地案例的實證分析林堅林堅，浙江大學(xué)“卡特”副主任，教授，博導(dǎo)。馬彥麗馬彥麗，浙江大學(xué)“卡特”博士生。 楊云楊云，浙江大學(xué)“卡特”碩士生。農(nóng)村土地承包法規(guī)定：村集體在土地承包法實施前已經(jīng)預(yù)留機動地的，機動地面積不得超過本集體經(jīng) 濟組織耕地總面積的5%,不足5%的，不得再增加機動地，在新法實施前未留機動地的，承包法實施后 不得再留機動地。摘 要：在石家莊市的部分農(nóng)村，自從 1983年初次實行土地承包后從未調(diào)整過土地，也未收回已婚婦女 在娘家的土地承包權(quán)，這與土地承包法實施

2、以后將要出現(xiàn)的情況非常相似。在這些地區(qū)，農(nóng)村婦女因婚嫁 而失去土地的現(xiàn)象十分普遍，但我們也發(fā)現(xiàn)在少數(shù)村莊有很小比例的婦女從娘家要回了自己的承包地。本 文通過對部分村莊少數(shù)已婚婦女從娘家要回自己土地的現(xiàn)象進行剖析發(fā)現(xiàn)：對自家經(jīng)濟狀況的考慮是促使 已婚婦女回娘家要地的主要影響因素，雖然有部分婦女認識到自己的權(quán)利，并且想維護自己的權(quán)利，但很 多婦女并不主要是從維護權(quán)利的角度出發(fā)決定自己是否從娘家要回自己的承包地；土地承包權(quán)流轉(zhuǎn)市場不 發(fā)達是阻礙已婚婦女實現(xiàn)自己土地權(quán)利的重要影響因素；不同的村莊的輿論、傳統(tǒng)習(xí)慣和經(jīng)濟發(fā)展特點也 是影響已婚婦女維護自己的土地承包權(quán)利的重要影響。因此，要維護已婚婦女的土地

3、承包權(quán)利除了加強宣 傳，使更多的人明確婦女的承包權(quán)利外，移風(fēng)易俗，加強典型的示范作用以及促進農(nóng)村土地承包權(quán)市場的 發(fā)育都是有效的手段。關(guān)鍵詞：土地承包法；已婚婦女失地；承包權(quán)保障一、問題的提出中國農(nóng)村婦女在婚嫁過程中喪失土地承包 權(quán)的現(xiàn)象一直是一個令人關(guān)注的問題。 全國婦聯(lián) 最近對全國1212個村的抽樣調(diào)查發(fā)現(xiàn)，在沒有土 地的人群中婦女占了七成，其中有43.8 %的婦女 因為結(jié)婚而失去了土地？另有0.7%白彳婦女在離婚 后失去了土地。在經(jīng)濟發(fā)展水平不同的地區(qū)失地 對已婚婦女家庭造成的影響有所不同。 在非農(nóng)產(chǎn) 業(yè)不發(fā)達地區(qū)）農(nóng)業(yè)仍然承擔(dān)著生產(chǎn)資料和生活 保障的雙重功能，失地婦女的家庭陷入貧困的可

4、 能性比較大（朱玲，2000）：在經(jīng)濟發(fā)達省份和 城郊地區(qū)？非農(nóng)收入已經(jīng)成為家庭主要的經(jīng)濟來 源，失地婦女更多關(guān)注的是土地代表的戶籍和村 民身份以及與之相關(guān)的集體福利和其他經(jīng)濟權(quán) 利；而在勞動力大量輸出的省份，婦女滯留家中 從事農(nóng)業(yè)勞動，由于她們從農(nóng)業(yè)中獲得的收入對家庭收入貢獻不大）所以失地婦女的土地權(quán)利問 題在這些地區(qū)的影響相對較小。后兩種情況發(fā)生 面不廣，在目前？第一種情況更具有代表性。但 無論何種情況，婦女失地都是合法權(quán)利的喪失， 它或多或少地減少了農(nóng)村婦女的生活福利和保 障。(2000)進（2000）進一步指明，村社的土地實際上是在農(nóng) 戶之間而不是個人之間分配的，沒有界定作為自 然人的

5、個人權(quán)利，也就沒有涉及婦女這個特定群 體的權(quán)利。大量調(diào)查表明（中國（海南）改革發(fā)展 研究院2003;林志斌？ 2001；朱玲，2000）雖然 婦女在最初的土地分配中沒有遇到很大的困難， 但是當婚姻狀況發(fā)生變化？婦女外嫁之后處“從 夫居”的傳統(tǒng)背景下工婚嫁中的遷移方往往墾婦 女）？戶籍變更使得桶蓋在家庭關(guān)系下而沒有明 確至1個人的土地承包權(quán)非常容易流失。200許頒韓小兵、鄭玉順等（2003）認為已婚婦女士 地承包權(quán)流失的癥結(jié)在于我國法律規(guī)定土地承 包主要采取農(nóng)村集體經(jīng)濟組織內(nèi)部的家庭承包 方式，再加上我國的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)傳統(tǒng)上就是以家庭 擁有和耕作土地的，因此按人口平均分配已轉(zhuǎn)化 為家庭成員按均等份額

6、共有土地承包權(quán)。朱玲布的農(nóng)村土地承包法仍然明確農(nóng)村土地承包采 取農(nóng)村集體經(jīng)濟組織內(nèi)部的家庭承包方式，并進 一步貫徹了 “增人不增地，減人不減地”的土地 穩(wěn)定政策2規(guī)定耕地的承包期為三十年，同時限 制村集體預(yù)留機動地的行為4,減少了村莊內(nèi)小范 圍調(diào)整土地的可能性。土地穩(wěn)定政策有利于維持規(guī)定“承農(nóng)戶對土地長期投入的熱情，但是同時減少了1 過村集體的土地調(diào)整應(yīng)對人口增減的可能性，尤 其是外嫁婦女在夫家得到土地分配的可能性幾 乎為零。雖然土地承包法特別明確了 “農(nóng)村土地 承包，婦女與男子享有平等的權(quán)利7 包期內(nèi)，婦女結(jié)婚，在新居住地未取得承包地的, 發(fā)包方不得收回其原承包地?！钡牵谏鲜霰?景下已婚

7、婦女的土地承包權(quán)利能夠在多大程度 上得到保護是值得關(guān)注的問題。在河北省石家莊市的大部分農(nóng)村，農(nóng)業(yè)依然 是農(nóng)民的主要收入來源，而且很多村莊的土地在 1983年初次承包之后從未進行過任何調(diào)整， 也未 收回后已婚婦女在謔彖的土地承自權(quán)， 塞與農(nóng)村 土地承包法實施后將要發(fā)生的情況相同 對它的 觀察可以使我們推想土地承包法實施以后的情 況。我們走訪發(fā)現(xiàn)，在這些地區(qū)，婦女由于婚嫁 而失去土地的現(xiàn)象非常普遍，相當多的村莊已婚 婦女的失地率達到100%,但也有少數(shù)村莊有較 小比例的已婚婦女從娘家要回了自己的承包地。 既然在夫家所在的村集體重新分配到土地的可 能性極少？已婚婦女維護自己土地承包權(quán)的方式 似乎只看

8、從娘家要回自己的承包地這一條途徑， 我們希望看到的是只要有需要已婚婦女就可以 從娘家要回自己的承包地。從這個角度出發(fā)，本 文解剖部分村莊已婚婦女回娘家要地的情況 希 望了解這些婦女出于什么動機、受哪些因素的影 響要回了自己的承包地，進而明確婦女維護自己 的土地承包權(quán)益中的主要障礙是什么。 理解這些 問題有助于我們采取有針對性的措施， 保護已婚 婦女的土地承包權(quán)。二、調(diào)查情況說明為了模擬農(nóng)村土地承包法實施以后可能產(chǎn) 生的情況，我們將樣本村莊的選擇嚴格限定在自 從初次實行土地承包后從未進行過土地調(diào)整的 村莊。由于大多數(shù)村莊都極少有已婚婦女從娘家 要回自己的承包地的現(xiàn)象，作為調(diào)查對象的村莊 都是在初

9、步調(diào)研的基礎(chǔ)上特別選出的， 它們分別 是辛集市東張口村、趙縣北王村以及元氏縣官莊 村和褚固村，其中東張口村、北王村、褚固村分 別有大約30%、10%、5%的婦女從娘家要回自 己的土地？官莊村并未出現(xiàn)已婚婦女回娘家要回 承包地的宿況，但作為參考情況列入樣本中。四 入村的經(jīng)濟發(fā)展水平和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)有一定差別，東 張口村和北王村收入水平較低，其中東張口村農(nóng) 業(yè)收入在總收入中的比重高達82.9%,而官莊村 和裙固村不僅家庭平均收入水平較高）而且農(nóng)業(yè) 收入在家庭中相對不重要，主要原因在于這兩個 村莊中年輕人外出打工的現(xiàn)象較為普遍（見表 1）。表1四個村莊的平均家庭收入水平和農(nóng)業(yè)收入比重平均家庭總收入平均家庭

10、農(nóng)業(yè)收入農(nóng)業(yè)收入占總收入比例辛集市東張口村5080.04210.082.9%趙縣北王村5921.11958.833.1%元氏官莊村12833.32020.015.7%元氏褚固村17550.02950.016.8%在具體樣本的選擇上，我們把調(diào)查對象限定 為初次土地承包時尚未出嫁，因此出嫁后沒能在 夫家村分配到土地農(nóng)村婦女，從時間上推算這些 婦女的年齡一般在2050歲之間。由于從娘家要 回自己的土地的婦女比例較低，因此要求對要回 土地的婦女盡量納入調(diào)查范圍，對未要回土地的 婦女則采用隨機抽樣的方法進行調(diào)查。 共回收問 卷140份，其中有效問卷11附，有效率為78.5% o 樣本戶的分布情況：東張口

11、村 50份、北王村20 份、官莊村20份、褚固村20份。被調(diào)查婦女家庭人口數(shù)平均為 3.88人,平均育 有1.83個子女。其它基本情況如表 2所示。問 卷內(nèi)容主要包括該婦女承包地的處置情況、其家庭的土地規(guī)模和構(gòu)成、對自己的土地承包權(quán)的認 識、是否希望多種一些土地、是否打算要回自己 在娘家的土地、最終有沒有要回，在向娘家要地 過程中遇到的主要障礙是什么等等。 為了分析影 響婦女回娘家要地意愿和行為的因素，問卷同時包括了被調(diào)查人的基本情況和家庭特征，包括家 庭人口、職業(yè)情況、家庭收入水平，家庭的土地面積及構(gòu)成， 等。表2該婦女夫家和娘家的一些基本情況 被調(diào)查婦女的基本特征被調(diào)查婦女特征變量等級或類

12、型數(shù)量百分比402220.091213.8娘家是否在本村本村5650.9外村5449.1是否具有手藝有1715.4沒有8984.6所從事職業(yè)類型種植業(yè)8980.9非種植業(yè)2119.1三、調(diào)查結(jié)果及分析（一）一些基本調(diào)查結(jié)果說明.已婚婦女承包地的處置情況前文提到，在四個村莊中，東張口村、北王 村、官莊村、褚固村分別有大約30%、10%、0% 以及5%的婦女從娘家要回自己的土地，反映了 村莊之間的較大差別。由于受到調(diào)查規(guī)模的限 制，同時為了滿足研究需要，我們在抽樣過程中 有意識地多抽取了回娘家要地的婦女作樣本， 表是被調(diào)查婦女承包地的處置情況。在樣本戶 中，大多數(shù)婦女的承包地都是無償留給了娘家 占

13、到樣本總數(shù)的70%?？傆嬘?0%婦女從娘家要 回了土地，其中27.3%親自回娘家種，要回來租 給別人種、和別人換著種以及其他處理方式的農(nóng) 戶均只有一戶，比例都非常低。由于農(nóng)村土地流 轉(zhuǎn)市場不發(fā)達，當離娘家距離較遠時,親自去耕 種非常的不方便，這可能是阻礙已婚婦女從娘家 要地的原因之一。表3 已婚婦女承包地的處置情況無償給娘家（人）要回來租給別人（人）自己回娘家種（人）要回來和別人換著種（人）東張口村251240北王村14051官莊村20000褚固村18020總計771311.已婚婦女家庭的土地構(gòu)成情況平均來看，被調(diào)查的樣本戶實際耕種的土地 面積普遍遠大于其丈夫從村中獲得的承包地。在其它的土地來

14、源中，最重要的是婆家親屬的轉(zhuǎn) 贈，這與當?shù)氐娘L(fēng)俗習(xí)慣有關(guān)。一般來講，公婆 以及其他長輩在年長后會將自己的承包地平均 分配給兒子耕種，如果已婚的姐妹沒要她的承包 地，這份土地也會在兄弟中間分配。這樣，如果 每個家庭的人口構(gòu)成和性別比例構(gòu)成比較均勻 的話，已婚婦女的土地承包權(quán)利就會通過這種非 正式的制度安排得到解決。但事實上，性別比例 在不同家庭中的分配是不均衡的，從而造成土地 在不同家庭中的分配很不均勻。如果用丈夫的承 包地加上婆家親屬贈與的土地除以家庭人口得 到人均土地面積，總體來看，最大值為 5畝，最 小值為0.24畝，均值為1.25畝，標準差為0.7493, 反映了實踐中土地在不同家庭中的

15、分配極不均 勻的狀況。從獲得其它類型的土地資源的情況來 看，總計有7%的家庭有機會從他人處轉(zhuǎn)包入土 地，有27%的家庭有機會從村集體競價承包土地 （值得注意的是，從集體中競價承包土地的機會 在不同的村莊中有很大差別，在我們的調(diào)查中， 從村集體競價承包土地的現(xiàn)象集中在東張口村 和褚固村，隨著農(nóng)村土地承包法的實施，村集體 預(yù)留的機動地減少，這種情況將越來越少），另 外，有10%的家庭有機會獲得娘家親屬的土地。 總體來看，通過其它渠道獲得土地的機會還是較 少的，對于種植業(yè)仍然是主要產(chǎn)業(yè)缺乏其它就業(yè) 機會的村莊，由于缺乏土地很可能使一些家庭陷 入困境。雖然土地的相對集中有可能使某些家庭 從較大規(guī)模生產(chǎn)

16、中獲得好處，但這種集中是農(nóng)戶 被動選擇的結(jié)果，與通過經(jīng)濟發(fā)展進而土地流轉(zhuǎn)市場發(fā)育而形成的土地集中相比較，可能缺乏效表4已婚婦女家庭的土地構(gòu)成情況單位：畝r r.t 、,Ar-、出士 少谷以* J AL K回土地的土地土地總 面積乂人,r的土地姿豕示國的土地我包1也/1 土地兄1力軍包 土地卜張口村8.172.123.480.270.830.770.73北王村5.91.83.7000.630官莊村4.581.642.680.130.1400褚固村4.531.720.640.151.520.40.被調(diào)查婦女對自己的土地承包權(quán)歸屬的 認識從總體看，雖然當初土地承包時有自己的一 份土地，而且自己在婆家

17、不可能再分配到土地， 但相當多的婦女認為自己分配到的承包地應(yīng)當 屬于娘家。在被調(diào)查的樣本中，有44.6%的人認 為原來在娘家分配到的土地應(yīng)當屬于娘家， 考慮 到我們抽樣的針對性，實際上有這種思想的農(nóng)村 婦女所占的比重應(yīng)當更高。但是我們同時發(fā)現(xiàn)， 不同村莊中的婦女對這個問題的認識差異頗大。 在東張口村，有84%的人認為土地是自己的，而 在官莊村和褚固村，這個比例分別只占20%和25%。這說明對土地歸屬的看法具有非常明顯的 區(qū)位特色，同一個村莊對同一個問題往往有相似 的看法。因此，除了被訪者自身因素的影響外， 村莊輿論和傳統(tǒng)習(xí)慣可能是影響婦女思想的重 要因素。表5被調(diào)查婦女對自己的土地承包權(quán)歸屬的

18、認識東張口村北王村官莊村褚固村總計自己8450202555.4娘家1650807544.6.被調(diào)查婦女對土地的需求意愿 一從總體看，被調(diào)查婦女中有67%表示愿意多 種一些土地，但村莊之間有較大差別，其中東張例的農(nóng) 比村及 村固以 王褚少 北和多 和村的 村莊會 口官機高？分別占70%和95%,但 重較低，這應(yīng)當與非農(nóng)就業(yè)東張口村北王村官莊村褚固村總計愿意多種地7095406067不愿意多種地305604033表6心.是否想要回自己在娘家的承包地在回收的樣本中，想回娘家要地的和不想回 娘家要地的人數(shù)分別占49%和51%,非常相近。 東張口村大多數(shù)的受訪婦女想從娘家要回土地？ 不想要回的婦女僅占樣

19、本戶的38%;北王村想要 回土地的婦女達到70% ;而官莊村和褚固村大部 分的婦女表示不想回娘家要地。把想不想要回自 m的承包地（表7）和以為土地屬于誰（表5）相 對照，在不同的村莊，前者可能高于后者（褚固 村、北王村）也可能低于后者（東張口村、官莊 村），把認為土地屬于誰和是否想要回土地做簡 單相關(guān)分析，相關(guān)系數(shù)為0.397,在1%的水平上 顯著。相關(guān)系數(shù)較低說明已婚婦女并不僅僅是從 維護自己的土地承包權(quán)利的角度出發(fā)來考慮自 己是否想從娘家要回自己的承包地這件事情。表7 是否想要回自己在娘家的承包地東張口村（%）北王村（ ）官莊村（ ）褚固村（%）總計（ ）想要回6270153049不想要回

20、3830857051（二）對婦女回娘家要地意愿及行為的影響因 素分析那么，是哪些因素影響婦女回娘家要地意愿及行前面的統(tǒng)計數(shù)據(jù)表明，盡管有67%的被調(diào)查 者表示想多種一些土地，但只有49%的婦女想回 娘家要回自己的承包地，進一步只有30%的婦女 回娘家去要并且要回了原本屬于自己的承包地。為呢？本部分通過回歸分析來考察影響婦女回 娘家要地意愿和行為的因素。由于想與不想、要 與不要均是二元選擇問題，所以本文利用二元的 Logit回啟模型乘分橋這一問題。其中M括兩個 邏量回歸模型，一是對已婚婦女是否想回娘家要 地的影響因素分析，二是對其是否回去要地的影 響因素分析。i .模型及引入變量說明Logit模

21、型采用的是邏輯概率分布函數(shù) （commulative logistic probability function ）它 的具體形式為：Pi F Zi F Xi ”（1）ie 1 e其中，ZiXi+ , 儀弋表自然對數(shù)的底。（1）式的估計式為10gm 乙 乙（2）1 P表8引入模型的變量說明變量名稱變 量 定 義年齡被訪者年齡：40=4受教育年限按照實際年數(shù)：12=5有手藝否是否有某種手藝：1=是，0 =否自己職業(yè)種植業(yè)=1 ,非種植業(yè)=0家庭人口核心家庭成員數(shù)（人）年純收入04年全家純收入（千元）種植業(yè)比重種植業(yè)收入占總收入的比重（ ）土地面積扣除從娘家要回的土地后實際種植的面積（畝）糧食情況

22、虛擬變量參照：“有余糧銷售”；其它：“無余糧但夠吃”，“需購買糧食”丈夫職業(yè)種植業(yè)=1 ,非種植業(yè)=0娘家人均土地娘家人均土地面積（畝）娘家兄弟數(shù)娘家兄弟人數(shù)（人）娘家姐妹數(shù)娘家姐妹人數(shù)（人）娘家收入娘家在村中的收入水平 1=下等，2=中下，3 =中等，4=中上,5 =上等夫豕人均土地丈夫豕全部人口的人均土地卸積（由）是否外嫁本村婚嫁=1 ,嫁到外村=0認為地屬誰在娘家的地屬于自己=1,屬于娘家=0預(yù)期影響方向十十一十十一十一十十一十十一十十村莊虛擬變量慘照村：東張口；其它：官莊村，北王村，褚固村回歸分析中引入的變量主要包括個人特征 變量和家應(yīng)特征變量兩大類）另外）已婚婦女可 能會考慮娘家的經(jīng)

23、濟狀況和土地的豐裕程度從 而決定是否從娘家要回自己的承包地P 因此在模 型中包括了娘家的人均土地面積、 收入水平和娘 家的兄弟和姐妹數(shù)。在“從夫居”的傳統(tǒng)習(xí)慣的 影響下人娘家兄弟的數(shù)目影響娘家現(xiàn)在及未來對 土地的需求狀況，娘家的姐妹數(shù)則影響娘家土地 的供給。除此之外,婦女本身對土地承包權(quán)歸屬 的認識可能影響其行動；在農(nóng)村土地承包權(quán)流轉(zhuǎn) 市場整體欠發(fā)達的情況下，是否嫁到別的村莊2.回歸結(jié)果與討論我們運用SPSS10.啾件進行計算。在處理過（或從別的村莊嫁入）可能影響已婚婦女耕種土 地的方便程度，因此也被引入模型中。為控制村 莊之間的差異對回歸結(jié)果的影響，村莊作為一個 虛擬變量被引入模型，關(guān)于引入

24、變量的具體說明 見表8o 程中，采用了一次性將變量全部進入方程的方 法。從模型的運行結(jié)果看，模型整體檢驗顯著，估 計結(jié)果比較穩(wěn)定。由于用SPSS行Logistic回歸 不能提供標準化的回歸系數(shù)，給自變量軸對作用 的比較帶來了不便？本文已把各個變量的非標準 化回歸系數(shù)轉(zhuǎn)換為標準化回歸系數(shù)。表9 回歸結(jié)果回歸1:是否想回娘家要地回歸2:是否去要地標準化BTSig.標準化BTSig.年齡0.511.850.0650.931.460.144教育0.060.230.817-0.410.840.404有手藝否-0.130.560.572-0.661.150.249自己職業(yè)-0.060.200.8420.8

25、51.500.133家庭人口0.732.710.0070.390.990.324年純收入-0.380.740.462.061.820.069種植業(yè)比重0.030.080.939-0.410.640.525土地面積-0.611.880.06-1.712.270.023口糧足0.000.100.9180.001.370.172口糧不足0.000.250.80.000.310.76夫職業(yè)-0.310.940.345-0.090.140.886娘家人均土地-0.201.060.29-0.381.330.184兄弟數(shù)-0.210.840.401-0.380.780.434姐妹數(shù)0.230.910.362

26、1.382.030.043娘家收入0.421.840.0660.460.940.349夫家人均土地-0.060.250.7990.501.030.301是否外嫁0.682.960.0031.772.720.007地屬誰0.361.480.143.820.340.732官莊村-0.651.720.086-4.250.410.683北王村0.280.860.3880.260.460.646褚固村-0.381.000.318-2.202.140.032Constant0.002.380.0170.000.680.497模型1: chi-square=72.836, sig=0.0000,R 2=0.

27、663;模型2: chi-square=96.079, sig=0.0000, R 2=0.850o(1)從回歸1的結(jié)果看，影響已婚婦女要地 意愿的因素可以歸納為以下幾條：年紀較大的婦女更想從娘家要回自己的 承包地,但受敦育永豐對已腦后女向娘家要地的 意愿沒有顯著影響。年齡變量在10%的水平上顯 著，并且有較大的正向影響?？赡艿脑蚴悄昙o 較大的女性從事其它職業(yè)的可能性較小，因此， 既然已經(jīng)從事農(nóng)業(yè)勞動，就想耕種更多的土地。 按照一般的邏輯推理，受教育水平較高的婦女可 能有更強的維權(quán)意識，會傾向于從娘家要回自己 的土地，但計量結(jié)果表明，雖然受教育程度對要 地的意愿的影響是正的 但影響很小，并且

28、不顯 著。原因可能是受教育程度較高的婦女會有更多 的其它就業(yè)機會，因此，相對而言土地對她并不 重要。同樣，婦女本身的職業(yè)和是否有手藝雖然 有預(yù)期的負向影響，但影響均不顯著，這可能與 被調(diào)查樣本中的婦女絕大多數(shù)從事種植業(yè)，并且很少有人有特別的手藝有關(guān)?，F(xiàn)有土地規(guī)模不足是已婚婦女想回娘家 要地的重要影響因素。這個變量在10%的水平上 顯著，并對已婚婦女回娘家要地的意愿有較大的 負向影響，說明如果現(xiàn)有土地規(guī)模較大的話，婦女回娘家要地的意愿會顯著減弱。 家庭人口變量 在1%的水平上顯著，并有較大的正向影響。家 庭規(guī)模的大小在一定程度上反映了家庭的負擔(dān)大小)大家庭顯然比小家庭負擔(dān)更重)因此)婦 女回家要

29、地的意愿更強。娘家經(jīng)濟狀況會顯著影響已婚婦女回娘 家要地的意愿。娘家的收入水平變量在10%的水 平上顯著，可見，已婚婦女是不是想回娘家要地 會充分考慮娘家的經(jīng)濟狀況。兄弟數(shù)、姐妹數(shù)兩 個變量的回歸結(jié)果均不顯著，但影響方向均與預(yù) 期相同，如果兄弟較多，使對土地的需求增大， 會增加已婚婦女回娘家要地的難度？ 而姐妹較多 會增加土地的供給，從而較容易從娘家要地。娘 家的人均土地面積變量的回歸結(jié)果不顯著， 影響 程度也較小，但影響方向為負，這與預(yù)期的影響 方向相反？是一個令人迷惑的問題?？赡艿慕忉?是：相比較而言，娘家土地的豐裕程度是相對于 娘家收入水平而言的？如果收入水平較高，即使 是土地從絕對數(shù)來

30、看較少，已婚婦女也較容易從 娘家要回土地。行動(2)從回歸2的結(jié)果看，在實際采取要地行 動的婦女中，最重要的是其經(jīng)濟狀況如何以及回 娘家種地是否方便。從是否想回娘家要回自己的 承包地到采取實際行動回娘家要地， 我們看到影 響其意愿和影響其行為的因素發(fā)生了一些改變。 在影響已婚婦女回娘家要地的行為的影響因素 中？僅有家庭收入水平、現(xiàn)有主岫面枳、和是否 外媒三個變量是顯著的，而且作用的方向與預(yù)期 一致?？梢娭挥姓嬲?jīng)濟困難而且又有條件回娘 家種地的婦女才會最終采取收回自己承包地的 (3)綜合比較兩個回歸模型的結(jié)果，我們 發(fā)現(xiàn)：無論是已婚婦女要回自己的承包地的愿 望還是行動都并不僅僅是簡單的維權(quán)行動

31、。 從兩 個回歸的結(jié)果看，已婚婦女對土地歸屬權(quán)的認識 對其回娘家要地的意愿和行為的影響雖然都與 預(yù)期的影響方向相同？但均不顯著?？梢?，其行 動最起碼不全是從維護自己的土地承包權(quán)利的角度出發(fā)的。這個結(jié)果印證了前面的分析結(jié)果， 說明已婚婦女并不僅僅是從維護自己的土地承 包權(quán)利的角度出發(fā)來考慮自己是否從娘家要回 自己的承包地這件事情。土地承包權(quán)流轉(zhuǎn)市場不發(fā)達是減弱已婚 婦女從娘家要地意愿和阻礙其要地行為的重要 因素。在兩個回歸結(jié)果中，婦女是否外嫁（嫁到 外村）這個變量均在1%的水平上顯著，且有很 大的正向影嘀）而見在本村婚嫁從而回娘家種岫 比較方便這一點對其是否想要回土地非常重要。 這種情況出現(xiàn)說明

32、除非親自耕種自己的承包地一 農(nóng)民實現(xiàn)自己的土地承包權(quán)利的途徑較少，農(nóng)民 難以通過承包權(quán)的轉(zhuǎn)讓實現(xiàn)自己的承包權(quán)利？這 同樣也成為限制已婚婦女實現(xiàn)自己土地承包權(quán) 利的重要影響因素。受整體經(jīng)濟環(huán)境和習(xí)慣與傳統(tǒng)的影響， 不 同的村莊已婚婦女回娘家要地的意愿和行為有 較大差別。以東張口村為參照村，官莊村對已婚 婦女回娘家要地的意愿在 10%的水平上有較大 的負向影響，褚固村和北王村的影響則不顯著； 對于是否回娘家要回自己的承包地，褚固村在 5%水平上存在較大的負向影響。從村莊調(diào)查的 結(jié)果來看，官莊村總體收入水平較而且養(yǎng)殖業(yè) 占有很重要的地位，僅有一人回去要地；褚固村 的人均收入水平亦較高，外出務(wù)工人員較多，雖 然有較多被訪者表示愿意要回土地， 但真正去要 地的人也比例很低。這與作為參照的東張口村有 顯著不同，因此，不同村莊中風(fēng)俗和習(xí)慣的差異 和經(jīng)濟發(fā)展水平可以解釋村與村之間婦女回娘 家要地現(xiàn)象的巨大差別。三、簡短結(jié)論及政策建議本文通過對部分村莊有少數(shù)已婚婦女從娘 家要回自己土地的現(xiàn)象進行剖析，發(fā)現(xiàn)對自己經(jīng) 濟狀況的考慮是促使已婚婦女回娘家要地的主 要影響因素，雖然有部分婦女認識到自