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農戶資源稟賦、交易費用與農地使用權流轉
——基於江西省農戶研究
劉克春 林堅
（ 浙江大學農業現代化與農村發展研究中心 ）
[1]內容提要：在農地流轉過程中，愈是具有經營農地的資源稟賦的農戶，轉入農地的可能性愈大，轉入的面積也愈大；愈是具有從事非農業資源稟賦的農戶，轉出農地的可能性愈大，轉出的面積愈大。農地交易費用雖然對農戶農地流轉的可能性和流轉面積有負向影響，但是這種影響是極不顯著的。本文利用2005年江西省212個農戶的調查數據，對以上假說進行驗證。
關鍵詞： 資源稟賦 交易費用 農地流轉
一、問題提出
關於中國農地流轉，國內外學者已做了大量的研究，政府對此也制訂了許多支持政策，鼓勵並積極引導以推動農地流轉。然而，大量數據觀察表明，直到20世紀90年代中期以前，土地使用權流轉的發生率一直偏低（張紅宇，2002）。20世紀90年代末直至最近幾年，隨著國民經濟的快速增長，農地市場流轉速度出現加快的趨勢。根據俞海、Scott Rozelle等人（2003）2000年對東北、華北和長江中下游的調查數據顯示，2000年土地流轉的面積比例約為12%，轉出土地的農戶比例約為9%。其中，長江中下游土地流轉面積比例與轉出土地的農戶比例分別是14%和12%，高於東北和華北的比例。雖然，90年代末，農地流轉有加快的趨勢，但是，並沒有出現人們期望中的大規模農地流轉和規模經營，農地撂荒現象仍舊存在。究其原因，一些學者通過實證將現行農地制度下農地市場難以發育的原因歸因於經濟、農戶自身的資源稟賦、社會等因素。史清華、賈生華（2003）根據對沿海蘇、魯、浙三省農地流轉情況的實證分析，將影響農地流轉的根源動因歸結為「相對比較優勢的存在」。錢忠好（2003）將土地流轉緩慢的原因歸結為農地供給不足。更多的研究將農地難以流轉、農地市場難以發育等問題歸因於不穩定的模糊的農地產權、信息不對稱和交易費用。錢文榮（2003）的研究認為信息不靈、交易費用高是有轉移土地慾望而最終沒有轉移的主要原因。綜上所述，影響農地流轉因素眾多。在影響農地流轉因素研究中，現有研究雖然取得了許多成果，但是，仍然存在以下缺陷：第一，將農地流轉緩慢的原因歸結為經濟、農戶資源稟賦等因素。然而這些因素都是屬於潛變數，它們都是由一些顯變數綜合予以反映。現有研究僅僅是從個別顯變數而不是潛變數來研究其對農地流轉的影響，並在結論上不加驗證地將這些顯變數的影響簡單地歸結為某個潛變數的影響，顯然這樣的結論是有缺陷的。第二，農地流轉過程中的信息不對稱和交易費用等因素對農地流轉是否產生影響以及多大程度上產生影響，是否如一些研究結論所表明的那樣成為阻礙當前農地流轉的一大障礙因素，現有的研究仍然沒有達成共識，並且現有的實證研究缺乏對這些變數進行量化，從而將其納入模型予以實證。第三，雖然一些研究結論認為信息不靈、交易費用阻礙了農戶農地流轉意圖的實現，但是其結論是否具有統計意義，現有的研究仍然缺少統計檢驗。第四，由於農地的供給和需求常常是處於不均衡的狀態，因此，在農地流轉交易過程中，供需雙方各自所花費的交易費用往往是不相等的。現有的研究並沒有分別從這兩個方面來研究交易費用在農地流轉中的作用。
本文的研究目的在於，通過對江西省農戶的抽樣調查，對農地流轉過程中的農戶資源稟賦和交易費用進行量化，並納入回歸模型，以研究它們對農地流轉及其對農戶農地流轉行為所產生的影響。
二、研究假說
(一) 農戶資源稟賦與農戶農地流轉行為
根據以往的研究，農戶家庭資源稟賦是影響農戶農地流轉行為的重要因素（田傳浩、賈生華，2003；錢文榮，2003）。現假設有兩個農戶，除了各自的資源稟賦不同之外，有相同的就業環境、農地流轉環境等。其中農戶甲認為自己更具有經營農地的資源稟賦和條件，具有經營農業的技術、能力、習慣，缺少從事非農工作技術、能力、習慣，收入結構長期以農業為主體；農戶乙認為自己更具有非農資源稟賦，有非農的就業技術、能力和習慣，收入結構以非農業為主體。當他們之間對自己的資源稟賦的預期出現差異時，認為自己具有經營農地的資源稟賦的農戶傾向轉入農地，轉入的面積也會愈大；而認為自己具有從事非農職業資源稟賦的農戶傾向轉出農地，轉出的面積也會愈大。基於以上假設，本文提出假說1：
假說1：愈是具有經營農地的資源稟賦的農戶，轉入農地的可能性愈大，轉入的面積也愈大；愈是具有非農資源稟賦的農戶，轉出農地的可能性愈大，轉出的面積愈大。
（二）農地交易費用與農戶農地流轉行為
在產權經濟學家看來，產權的清晰界定是交易的前提。在農地流轉過程中，交易雙方往往存在信息不對稱，例如難以發現交易對象，由此，信息不對稱將會對農戶的農地流轉面積及其流轉意圖產生不利影響。由於農地產權界定和交易雙方可能出現的信息不對稱，在農地流轉過程中，農戶在發現交易對象、談判、簽訂交易合同以及事後的監督等都必須花費一定交易費用，上述情況在某種程度上增加了農地流轉的難度。因此，農地交易費用對農戶農地流轉行為將會產生影響。對於轉入農地農戶而言，當他感覺需要花費大量的交易費用才能流轉成功時，其轉入農地的可能性將會減小，轉入的面積愈少。同樣，對於轉出農地的農戶而言，交易費用愈高，農戶轉出農地的可能性愈小，轉出的面積愈小。基於上述邏輯，本文提出假說2：
假說2：農戶愈是認為交易費用愈高，轉入（出）農地的可能性愈小，轉入（出）面積愈小。交易費用對農戶農地流轉行為有負向影響趨勢。
（三）農戶資源稟賦、交易費用與農戶農地流轉行為
根據新古典經濟學關於市場供求理論，農地流轉取決於農地的供給和需求。農戶對農地的供需狀況歸根結底取決於農戶的內在經濟動因，農戶的經濟動因趨向又是來源於農戶家庭的資源稟賦。當農戶更具有經營農地的資源稟賦時，追求經濟的內在動因促使農戶轉入農地；當農戶更具有從事非農的資源稟賦時，農戶將趨向轉出農地。
顯然，農地流轉必然產生交易費用，交易費用一定程度上對農地流轉產生不利影響。就農地流轉過程中的交易費用而言，交易費用是在有交易需求的前提下產生的。從農地交易需求來看，我國農地交易主要是在社區內進行。在一定的社區范圍內，由於農戶居住高度集中，生產和生活交往頻繁，農戶彼此之間非常了解，信息非常暢通，對於彼此之間的農地經營和需求狀況非常了解，因此，農戶在進行農地流轉時，信息並非人們想像的那樣嚴重不對稱。另外，在我們對農戶的調查中了解，農戶自願進行農地流轉絕大多數都是使用口頭協議，因此，交易費用是很小的。即使是在較大地區范圍內，農戶在農地交易過程中的信息不對稱和交易費用也不是人們想像的那樣非常嚴重和非常之大。因為在農地流轉過程中，如果是由於信息不對稱而阻礙了有大量交易需求的農地流轉，社會必將產生能減少這種信息不對稱的諸如農地流轉信息中心等中介組織，以降低交易費用，促進農地流轉，況且現在已經出現了跨地區的農地流轉現象。對於具有經營農地資源稟賦的比較優勢的農戶，即使交易費用很高，也難以阻擋其追求內在的經濟動因而轉入農地。而對於轉出農地的農戶，為了避免撂荒而增加將來開發成本，確保農地可持續利用，再加上避免農地撂荒的傳統習俗和社會責任，無論交易費用有多高，農戶總是力求將農地轉讓出去。因此，交易費用對農戶進行農地流轉的影響可能是很小的，甚至是不顯著的。基於以上分析，本文提出假說3：
假說3：在我國當前農地流轉過程中，農戶是否進行農地流轉決定於農戶的資源稟賦，交易費用對農地流轉的影響較小、甚至不顯著。
三、研究方法
（一）控制變數的選擇說明和變數的操作性定義
農戶資源稟賦是影響農戶農地流轉決策的關鍵變數。在這里，農戶資源稟賦是個潛變數，它包含很多顯變數。根據以往文獻研究，本文選擇下列變數：
1．農戶從集體分配承包的人均耕地面積，從以往的研究可知該變數對農戶流轉農地決策產生影響。
2．農戶農業勞動力和非農業勞動力的比例結構會影響到農戶農地流轉決策。農業勞動力所佔比例愈大，轉入農地的可能性愈大，轉入面積愈大；反之，轉出農地的可能性愈大，轉出的面積愈大。本文用農業勞動力占農戶的全部勞動力比例予以反映，勞動力指的是年齡在16—60周（包括16歲以下以及年齡超過60歲但實際還在從事勞動）的人數。
3．農戶的收入結構是影響農戶農地流轉決策的重要變數，農業收入比例愈大的農戶，對土地依賴的程度愈大，轉入農地的可能性愈大，轉入面積愈大；非農業收入比例愈大的農戶，對土地依賴的程度愈小，轉出農地的可能性愈大，轉出面積愈大。本文用農戶的農業收入占家庭全部收入的比重來反映農戶的收入結構。
除此之外，本文還選擇了農戶的家庭人口、戶主的文化程度、年齡和職業等作為反映農戶資源稟賦的控制變數。農戶的家庭人口指的是沒有單獨立戶且經濟生活上與家庭保持密切聯系的家庭成員數；戶主文化程度分為小學以下、小學、初中和高中以上四類；戶主職業分為以農業為主和以非農為主兩類；
4．農地交易費用也有可能是影響農戶農地流轉決策的一個重要變數。同樣，在本文，該變數也是個潛變數。
農地流轉交易費用：指的是在農地流轉過程中，交易主體為尋找交易對象、談判和簽訂交易協議以及監督協議執行等所花費的各種費用。迄今為止，學術界還沒有測度交易費用的科學方法，因此，在農地流轉過程中，對交易費用進行測度是學術界一大難題。為測度交易費用對農地流轉的影響程度，本研究將交易費用視為潛變數，運用李克特5點尺寸測度農地流轉交易費用。所使用的Items（項目）見表1：
上述變數的操作性定義見表1
表1 模型變數操作性定義
變數名稱
變數定義
人均承包耕地面積
農戶人均從集體承包的耕地面積（畝）
農業勞動力比重
農戶實際從事農業勞動力佔全部勞動力比重（%）
農業收入比重
農戶的農業收入占家庭全部收入的比重（%）
家庭人口
沒有單獨立戶且經濟生活上與家庭保持密切聯系的家庭成員
戶主年齡
戶主的實際年齡（歲）
戶主文化程度
小學以下=1，小學=2，初中=3，高中及以上=4
戶主職業
以農業為主=1，以非農為主=0
農地交易費用
問卷項目1. 「在土地流轉時，需要花費1、2、 3 、4、5 時間才能流轉成功」。用李克特5點尺寸測度，1表示「很少時間」、2表示「較少時間」、3表示「一般」、4表示「較多時間」、5表示「很多時間」。
問卷項目2. 「在進行土地流轉時，我感覺1很容易、2、 3、 4、 5 很麻煩」。用李克特5點尺寸測度，1表示「很容易」、2表示「比較容易」、3表示「一般」、4表示「比較麻煩」、5表示「很麻煩」。
（二）資料分析方法與工具
本研究使用SPSS11.5統計軟體作為分析數據的工具。使用的分析方法有：描述統計、信度分析和回歸分析法；所使用的模型包括Logit模型和一般多元回歸模型。
1．本研究首先採用Logit模型分別對被調查農戶作出農地轉入和轉出行為進行分析，以分別了解農戶的資源稟賦和農地交易費用對農戶作出農地轉入行為和轉出行為的影響。如前所述，這里的農地指的是耕地面積。模型中除了被解釋變數不同之外，解釋變數都相同。Logit模型是邏輯概率分布函數（cumulative logistic probability function），模型的基本形式為：
(1)
其中，+ ，e代表自然對數的底。（1）式的估計式為
模型的具體形式可以表示為
log Pi /(1–Pi)=α+β1Xi1+β2Xi2+β3Xi3+β4Xi4+---+εi （2）
（2）式中的Pi分別表示農戶是否作出農地轉入行為和轉出行為的概率。
2．本文還利用多元回歸模型分別對農戶農地轉入和轉出面積進行分析。被解釋變數分別是農戶轉入農地面積和轉出農地面積，解釋變數含義與模型（1）相同。模型的具體形式表示為
Yi=α+β1Xi1+β2Xi2+β3Xi3+β4Xi4+---+εi (2)
3．信度分析
對問卷有關農戶資源稟賦和農地交易費用內容進行信度分析，在信度分析方面，使用內部一致性法，衡量內部一致性是以Cronbach』α的值作為評估標准。
四、調查方法和數據來源
本研究所使用的數據來源於2005年暑假期間作者和大學生暑假社會實踐對江西省九江縣、貴溪縣、南昌縣、浮梁縣、鉛山縣、南城縣、興國縣、萬載縣和安義縣等9個縣13個鄉（鎮）261個農戶所做的調查。調查涉及的地區類別包括平原、丘陵和山區；糧食產區和棉花等經濟作物產區；涉及的農戶包括自給自足的小農戶、半自給半商品經營的一般農戶和完全商品經營的大農戶以及純農業農戶、以農為主兼業農戶、以非農為主兼業農戶和非農農戶。調查採用的是隨機抽樣、整群抽樣和典型調查相結合的方法。通過對262戶農戶訪談，發出調查問卷262份，回收有效問卷212份，有效問卷為80%。
五、資料與檢驗結果分析
（一） 樣本特徵
2005年，在212個農戶中，轉入農地的有81戶，轉出農地的有71戶，轉入農戶略多於轉出農戶。所有的樣本（N=212），戶主年齡介於31—50歲之間的佔65.1%，以農業為主要職業的戶主占絕大多數（62.3%），戶主文化程度主要分布在小學和初中，超過70%的戶主身體健康。從事農業勞動力在2人以下的農戶佔83.5%，轉入農地的農戶數略多於轉出農戶。農戶進行農地流轉所花費的時間和精力較少，即所花費的交易費用較少，平均為1.64。經計算，其中，農地轉入交易費用為1.43，轉出交易費用為1.86。詳細的樣本特徵及描述數據特徵見表2。
表2 2005年江西省9個縣13個鄉（鎮）樣本農戶特徵和土地流轉狀況
農戶特徵
類型
數量
百分比%
戶主年齡
30歲以下
31—50
51—59
60歲以上
6
138
43 （人）
25
2.8
65.1
20.3
11.8
戶主職業
以農業為主
以非農業為主
132
80 （人）
62.3
37.7
戶主文化程度
小學以下
小學
初中
高中以上
18 （人）
82
82
30
8.5
38.7
38.7
14.2
戶主身體狀況
健康
一般
較差
165
33 （人）
14
77.8
15.6
6.6
農戶人口
3人以下
4—6人
7人以上
34
150 （戶數）
28
16
70.8
13.2
農業勞動力人數
2人以下
3人以上
177
35 （戶數）
83.5
16.5
從集體承包
耕地面積
<5畝
5—10
≥10畝
90
90 （戶數）
32
42.5
42.5
15
轉租入農地
<5畝
5—10
≥10畝
41
13 （戶數）
27
50.7
16
33.3
轉租出農地
<5畝
5—10
≥10畝
49
22 （戶數）
0
69
31
0
流轉時間
（N=212）
（取值范圍1-5）
平均值
1.5991
標准差
1.03704
耗費精力
（N=212）
（取值范圍1-5）
平均值
1.6745
標准差
1.14896
資料來源：調查樣本
（二）問卷信度分析
信度是指測量資料的可靠程度，即測量結果的穩定性和一致性。對問卷進行信度檢驗主要是均對那些需要從多個方面反映事物的某種綜合特徵的變數而進行的分析。例如評價人的身體素質，就要從人的身高、胸圍、血壓、肺活量等多個方面進行考慮。由這些指標的取值構成的量表是否合理，所選擇的指標是否全面地反映了事物的特徵，以及這些指標取值的可靠程度，需要運用可靠性分析即信度分析作出判斷。在測量信度上一般有4種方法：再測法（retest method）、復本法（alternative-form method）、折半法（splithalves method）和內部一致性法（internal consistency method）（Cooper & Schindler, 1998）。本研究採用內部一致性法作為檢測問卷信度的工具，以Cronbach』α的值來測定問卷項目。Guielford(1965)認為Cronbach』α的值若大於0.7則表示信度很高，若小於0.35則屬於低信度，應該予以刪除。
本研究農戶資源稟賦作為潛變數選擇了人均承包耕地面積、農業勞動力比重、農業收入比重、家庭人口、戶主年齡、戶主文化程度和戶主職業共7個顯變數，用以綜合反映農戶資源稟賦。經檢測，其信度Cronbach』α系數僅為0.0848，遠遠小於0.70。檢驗結果說明該7個變數不具有一致性，因此，難以綜合反映農戶資源稟賦。經剔除後面4個顯變數後，人均承包耕地面積、農業勞動力比重和農業收入比重3個變數的Cronbach』α系數為0.39，雖然小於0.7，但大於0.35，因此具有一定的信度。為此，本研究將這三個變數用於綜合反映農戶資源稟賦。
本研究農地交易費用用表1中的項目1和項目2綜合反映，經檢測，其信度的Cronbach』α系數為0.92，大於0.70，具有較高的一致性。經專家認定項目1和項目2具有較好的內容效度，能夠測度農地交易費用，因此，可以用來測度農地交易費用。
(三)因子分析
根據以上一致性檢驗，人均承包耕地面積、農業勞動力比重和農業收入比重3個變數可以用以反映農戶資源稟賦。因此，我們可以對該3個變數項目進行因子分析，將其歸結為一個因子即農地資源稟賦。農地交易費用可以用表1中的項目1和項目2綜合反映，同樣本研究對該2個項目進行因子分析，並將其歸結為一個因子即農地交易費用。在進行因子分析時，本研究採用主成分分析法。
表3和表4分別顯示了農戶資源稟賦因子分析的KMO測度和Bartlett檢驗結果。表3中的KMO值為0.561，大於0.5；Bartlett球體檢驗χ2 統計值的顯著性概率為0.000，小於0.001，兩者說明數據具有相關性，適宜做因子分析。表4是因子值的系數矩陣，該系數矩陣將一個公因子表示為三個變數的線性組合，用以進行回歸分析。
表3 農戶資源稟賦KMO測度和Bartlett檢驗結果。
Kaiser-Meyer-Olkin檢驗
0.561
Bartlett球體檢驗
χ2 統計值
df
顯著性水平
139.66
3
.000
表4 計算因子值的系數矩陣
f
人均耕地
0.304
農業收入比重
0.485
農業勞動力比重
0.471
表5和表6分別顯示了農地交易費用因子分析的KMO測度和Bartlett檢驗結果。表5中的KMO值為0.5；Bartlett球體檢驗χ2 統計值的顯著性概率為0.000，小於0.001，兩者說明數據具有相關性，適宜做因子分析。表6是因子值的系數矩陣，該系數矩陣將一個公因子表示為兩個變數的線性組合，用以進行回歸分析。
表5 農地交易費用KMO測度和Bartlett檢驗結果。
Kaiser-Meyer-Olkin檢驗
0.5
Bartlett球體檢驗
χ2 統計值
df
顯著性水平
277.125
1
.000
表6 計算因子值的系數矩陣
f
農地流轉時間
0.519
農地流轉耗費精力
0.519
（四）檢驗結果與分析
本文運用SPSS11.5統計分析軟體分別對農戶轉入和轉出農地行為進行Logistic回歸。用多元線性回歸模型分別來解釋農戶轉入農地面積和轉出農地面積的大小。在模型的變數選擇上，除了經過一致性檢驗的那些變數之外，我們還是將前面提到的其他相關變數（如家庭人口等變數）引入模型。表7和表8分別是Logistic回歸模型和多元線性回歸模型檢驗結果。
表7 農戶農地轉入和轉出行為Logistic回歸結果
解釋變數
被解釋變數
被解釋變數
是否轉入農地（轉入=1，沒有轉入=0）
是否轉出農地（轉出=1，沒有轉出=0）
回歸系數B
標准差S.E
顯著性
概率Sig.
回歸系數B
標准差S.E
顯著性
概率Sig.
農戶資源稟賦
1.122
0.244
0.000
-0.956
0.256
0.000
家庭人口
0.023
0.089
0.800
-0.173
0.106
0.101
戶主年齡
0.031
0.018
0.087
-0.021
0.020
0.301
戶主文
化程度
0.037
0.209
0.861
-0.064
0.218
0.77
戶主職業
-0.01
0.464
0.983
-0.704
0.466
0.131
農地交
易費用
-0.054
0.161
0.738
0.47
0.175
0.007
常數項
-2.29
1.137
0.044
1.545
1.191
0.194
-2Loglikelihood
Nagelkerke R2
Chi-Square
205.431
0.408
16.904
0.031
213.697
0.331
27.273
0.001
表8 農戶農地轉入和轉出面積回歸結果
解釋變數
被解釋變數
被解釋變數
轉入農地面積
轉出農地面積
B
T值
B
T值
常數項
0.445
0.072
2.602***
2.851
農戶資源稟賦
0.47***
5.267
-0.266***
-3.051
家庭人口
0.074
1.029
-0.083
-1.171
戶主年齡
-0.047
-0.66
-0.019
-0.269
戶主文化程度
0.125*
1.784
-0.015
-0.218
戶主職業
-0.045
-0.481
-0.244***
-2.694
農地交易費用
-0.026
-0.399
0.126*
1.971
Adjusted R2
0.154
0.195
F
7.419***
9.528***
N
212
212
*,**,***分別表示在0.10，0.05和0.01水平上顯著。
表7和表8的檢驗結果顯示：當被解釋變數是農戶轉入農地行為時，解釋變數的影響與我們的預期基本一致。解釋變數農戶資源稟賦在表7和表8的回歸模型中對農戶轉入農地行為具有顯著的正向影響。即愈是具有經營農地資源稟賦的農戶，轉入農地的可能性愈大，轉入面積愈大，這與本研究的假說是一致的。從人口統計變數來看，戶主年齡在表7的Logistic回歸模型中對農戶農地轉入行為有顯著正向影響，該變數在農戶轉入農地面積回歸模型中（見表8）有負向影響趨勢，但影響不顯著。這說明了戶主年齡愈大，由於缺少非農就業機會，更傾向轉入農地，但轉入的農地面積愈小。戶主的文化程度對農戶是否轉入農地沒有顯著影響，但在轉入農地的農戶中，戶主的文化程度愈高，轉入的面積愈大。實地調查的經驗表明，那些轉入農地面積愈大的農戶，戶主的文化程度往往較高。從上述3個變數的影響來看，可以認為愈是具有經營農地的資源稟賦的農戶，轉入農地的可能性愈大，轉入的面積也愈大。以上假說1得以部分驗證。
農地交易費用對農戶轉入農地行為沒有顯著性影響（見表7和表8），這一結論與一些學者認為交易費用高是農戶有轉移土地慾望而最終沒有轉移的主要原因的觀點恰好相反。在調查中，我們發現在農戶居住的社區內，農戶之間交往密切，信息非常暢通，農戶對農地的供求狀況非常了解，因而信息是相當對稱的；另外，農戶之間的交往、交易主要是藉助於農民之間長期形成的良好信用，農戶之間在進行農地流轉時，幾乎都是採用口頭協議，而不是書面協議。並且，這些經過口頭協議達成的農地交易，其協議得到了很好的履行，很少產生糾紛。在我們調查的212個農戶中，未發現農地流轉糾紛。因此，農戶在進行農地流轉過程中花費的交易費用較少，而且信息也比較充分。在上表2中，農戶進行農地流轉所花費的時間和精力平均為1.64，其中，農地轉入交易費用為1.43，這足以說明了農地交易費用是很小的。此外，被調查的絕大多數農戶都認為進行農地流轉較少麻煩和不需要花費多少精力，而且，他們當中很多人認為，只要意願轉入農地，即使花費較多時間和精力也會轉入農地。由此看出，農地交易費用對農戶農地轉入行為雖然具有一定的負向影響，但是這種影響是不顯著的。上述假說2和假說3得到部分驗證。
當被解釋變數是農戶轉出農地行為時，結合表7和表8，解釋變數農戶資源稟賦在回歸模型中對農戶轉入農地行為和轉入農地面積都具有顯著的負向影響。即愈是不具有經營農地資源稟賦的農戶（即相對具有從事非農職業資源稟賦的農戶），轉出農地的可能性愈大，轉出面積愈大，這與本研究的假說是一致的。另外，戶主職業對農戶轉出農地行為有不顯著的負向影響趨勢，但該變數對農戶轉出農地面積有負向顯著性影響，即戶主從事以非農業為主要職業，轉出農地的可能性愈大，轉出的面積也愈大。綜上所述，可以認為愈是具有非農資源稟賦的農戶，轉出農地的可能性愈大，轉出的面積愈大。假說1得到部分驗證。
農地交易費用對農戶農地轉出行為具有顯著的正向影響。這與初始的預期不相一致，一種可能的解釋是對於意願轉出農地的農戶，只要願意花費時間和精力，農地轉出的可能性就愈大，轉出的面積就會愈大；反之，則愈小。農地交易費用顯著的正向影響可能隱含了當前江西省農地流轉市場處於供給大於需求態勢，農戶轉出農地要比轉入農地更加困難。被調查的一些地
⑸ 萬載到底有沒有高速公路啊
江西五年內一半重大基礎設施項目引資興建
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http://www.sina.com.cn 2005年07月02日10:47 新華網江西頻道
江西日前提出目標，5年內爭取重大基礎設施項目一半以上由外資興建，南昌紅谷灘、南昌象湖等污水處理工程新項目要求全部引進外資興建。
昨日，記者從江西省發改委獲悉，江西制訂了《江西省推進基礎設施對外開放工作方案》，要求江西每年基礎設施利用外資增長在50%以上。方案要求盡快建立市政公用事業特許經營管理制度，對收益穩定的城市基礎設施項目，通過特許經營權招標選擇投資者和經營
者，積極吸引外資參與建設和經營。其中，計劃建設的南昌紅谷灘、南昌象湖、吉安螺子山、贛州、宜春、鷹潭、景德鎮、萍鄉等污水處理工程新項目，初步要求全部引進外資興建；已批準的撫州、上饒、新余、鷹潭、南康、瑞金6個城市新建垃圾處理項目，將採用合資、獨資、BOT等方式對外招商；將各設區市已建成的垃圾、污水處理項目捆綁招商，賦予經營收費權。
公路方面，江西鼓勵大力吸引外資參與新項目建設。九江至瑞昌、隘嶺至瑞金、萍鄉至洪口界高速公路採取特許經營方式對外招商；九景高速公路和泰和至井岡山高速公路對外招商，競拍轉讓部分股權；爭取利用外資擴建105國道豐城至樟樹、樟樹至吉安、吉安至贛州一級公路，320國道高安—萬載—宜春一級公路，分段或整體轉讓投資經營權。此外，九江長江二橋將採取外商獨資或外商參股的方式建設。鐵路方面將向塘經撫州至福建方向的鐵路作為合資鐵路推出，以吸引外資和民間資金建設。(胡驊)
「擴建320國道高安—萬載—宜春一級公路」
很明顯，現在還沒有，至於是不是規劃中的，那倒有可能。
⑹ 現在到處都在建保障性住房，請問江西省萬載縣保障房現在怎麼樣了如何申請購買呢
申購經濟適用房：一人戶年收入須低於2.27萬元此前，北京申購經濟適用房的收入標准統一為家庭年收入6萬元以下，並沒有根據家庭成員的多少來區分。而本次申購經濟適用房條件將首次按人數進行劃分:1人戶、2人戶、3人戶、4人戶、5人及以上家庭，對應的上一年年收入應分別低於22700元、36300元、45300元、52900元、60000元。另外需要滿足的三個申購條件分別為:首先，申請人戶籍登記在本區，取得北京市戶籍滿5年。其次，申請家庭總資產為1人戶家庭低於24萬元，2人戶低於27萬元，3人戶低於36萬元，4人戶低於45萬元，5人戶及以上家庭低於48萬元。第三，家庭住房人均使用面積要低於10平方米，且申請人和家庭成員5年內沒有出售或者轉讓過房產。按照試點政策的規定，今後經濟適用住房將執行新的配售標准，即人均使用面積為15平方米左右。區住保辦按照申請家庭住房困難程度及房源數量、戶型，確定申請家庭的搖號順序，再統一組織搖號。配租廉租房：不足10平方米實行租金補貼根據申請家庭統計表，申請廉租住房實物配租需同時具備以下條件:1，申請人戶籍登記地在本區，取得北京市戶籍滿5年。2，申請家庭上年人均月收入連續一年低於580元。1人戶家庭年收入低於6960元，申請家庭每增加1人，按增加6960元計算。3，申請家庭總資產為1人戶家庭低於15萬元，2人戶低於23萬元，3人戶低於30萬元，4人戶低於38萬元，5人戶及以上低於40萬元。4，家庭住房人均使用面積低於7.5平方米，且申請人和家庭成員5年內未出售或者轉讓過房產。5，具備下列情形之一:被拆遷；有特殊病、重殘人員；有60歲(含)以上人員；居住市政府確定的解危排險范圍內房屋。要求申請樓房配租的家庭人口應當在二人以上。廉租住房實物配租面積，控制在人均使用面積10平方米(含原住房面積)左右。配租面積不足10平方米的，實行租金補貼。經適房不得用於經營性活動在長達10多頁的《北京市宣武區城鎮居民申請保障性住房家庭情況核定表》中，主要包括申請家庭主要成員的戶籍情況和親屬關系；填報家庭成員現居住地的房產情況，根據租賃合同，填寫租住公房或原拆遷房的面積；家庭成員根據單位或檔案管理單位出具的收入、住房分配證明等；以及對保障性住房的住房需求情況等。此次試點將由市、區政府共同組織，建立三級審核、二次公示的審核制度。凡是申請保障性住房或租金補貼的居民，可到戶口所在地的街道辦事處或鄉鎮人民政府領取相應材料，填寫登記表，提交相關的證明材料。經過街道(鄉鎮)、區縣和市住房保障管理結構三級審核和街道(鄉鎮、區縣)兩級公示後，取得住房保障資格。申請購買經濟適用房須知中規定，經濟適用房只能用於申請家庭及其成員自行居住，不得用於從事其他活動。已購買經濟適用房的家庭不得私自出售，但區住房保障部門可以回購。申購經適房家庭人均住房使用面積計算承租公有住房的，使用面積按《公有住房租賃合同》上標明的計租面積計算；居住私有住房的，以《房屋所有權證》上標明的建築面積除以1.333計算；配售家庭現有兩處或兩處以上住房的，住房面積合並計算；家庭人均住房使用面積計算公式:申請家庭人均住房使用面積=(申請家庭居住地房屋使用面積＋申請家庭成員他處住房使用面積)/申請家庭居住地長期共居人口。
⑺ 萬載縣載安新材料科技有限公司怎麼樣
萬載縣載安新材料科技有限公司是2012-07-25在江西省宜春市萬載縣注冊成立的有限責任公司(自然人投資或控股)，注冊地址位於江西省宜春市萬載縣白良鎮白良村。
萬載縣載安新材料科技有限公司的統一社會信用代碼/注冊號是91360922598890158M，企業法人鄧桂珍，目前企業處於開業狀態。
萬載縣載安新材料科技有限公司的經營范圍是：一般經營項目：碳硅粉、硅鉀粉、鈣安粉、鎂安粉、粉體材料生產、銷售；橡塑阻燃劑、橡塑填充劑、橡塑助劑添加劑生產、銷售；新材料研究開發；節能、環保產品的技術研發、技術推廣、技術咨詢、技術轉讓。（以上經營項目涉及前置審批的和國家有專項規定的除外）。在江西省，相近經營范圍的公司總注冊資本為28180萬元，主要資本集中在 1000-5000萬 和 5000萬以上 規模的企業中，共11家。
萬載縣載安新材料科技有限公司對外投資1家公司，具有0處分支機構。
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