农村土地承包法与已婚农村妇女土地承包权保障问题

1、农村土地承包法与已婚农村妇 女土地承包权保障问题农村土地承包法与已婚农村妇女土地承包权保障问题基于河北石家庄市妇女回娘家要回承包地案例的实证分析林坚林坚，浙江大学“卡特”副主任，教授，博导。马彦丽马彦丽，浙江大学“卡特”博士生。 杨云杨云，浙江大学“卡特”硕士生。农村土地承包法规定：村集体在土地承包法实施前已经预留机动地的，机动地面积不得超过本集体经 济组织耕地总面积的5%,不足5%的，不得再增加机动地，在新法实施前未留机动地的，承包法实施后 不得再留机动地。摘 要：在石家庄市的部分农村，自从 1983年初次实行土地承包后从未调整过土地，也未收回已婚妇女 在娘家的土地承包权，这与土地承包法实施

2、以后将要出现的情况非常相似。在这些地区，农村妇女因婚嫁 而失去土地的现象十分普遍，但我们也发现在少数村庄有很小比例的妇女从娘家要回了自己的承包地。本 文通过对部分村庄少数已婚妇女从娘家要回自己土地的现象进行剖析发现：对自家经济状况的考虑是促使 已婚妇女回娘家要地的主要影响因素，虽然有部分妇女认识到自己的权利，并且想维护自己的权利，但很 多妇女并不主要是从维护权利的角度出发决定自己是否从娘家要回自己的承包地；土地承包权流转市场不 发达是阻碍已婚妇女实现自己土地权利的重要影响因素；不同的村庄的舆论、传统习惯和经济发展特点也 是影响已婚妇女维护自己的土地承包权利的重要影响。因此，要维护已婚妇女的土地

3、承包权利除了加强宣 传，使更多的人明确妇女的承包权利外，移风易俗，加强典型的示范作用以及促进农村土地承包权市场的 发育都是有效的手段。关键词：土地承包法；已婚妇女失地；承包权保障一、问题的提出中国农村妇女在婚嫁过程中丧失土地承包 权的现象一直是一个令人关注的问题。 全国妇联 最近对全国1212个村的抽样调查发现，在没有土 地的人群中妇女占了七成，其中有43.8 %的妇女 因为结婚而失去了土地？另有0.7%白彳妇女在离婚 后失去了土地。在经济发展水平不同的地区失地 对已婚妇女家庭造成的影响有所不同。 在非农产 业不发达地区）农业仍然承担着生产资料和生活 保障的双重功能，失地妇女的家庭陷入贫困的可

4、 能性比较大（朱玲，2000）：在经济发达省份和 城郊地区？非农收入已经成为家庭主要的经济来 源，失地妇女更多关注的是土地代表的户籍和村 民身份以及与之相关的集体福利和其他经济权 利；而在劳动力大量输出的省份，妇女滞留家中 从事农业劳动，由于她们从农业中获得的收入对家庭收入贡献不大）所以失地妇女的土地权利问 题在这些地区的影响相对较小。后两种情况发生 面不广，在目前？第一种情况更具有代表性。但 无论何种情况，妇女失地都是合法权利的丧失， 它或多或少地减少了农村妇女的生活福利和保 障。(2000)进（2000）进一步指明，村社的土地实际上是在农 户之间而不是个人之间分配的，没有界定作为自 然人的

5、个人权利，也就没有涉及妇女这个特定群 体的权利。大量调查表明（中国（海南）改革发展 研究院2003;林志斌？ 2001；朱玲，2000）虽然 妇女在最初的土地分配中没有遇到很大的困难， 但是当婚姻状况发生变化？妇女外嫁之后处“从 夫居”的传统背景下工婚嫁中的迁移方往往垦妇 女）？户籍变更使得桶盖在家庭关系下而没有明 确至1个人的土地承包权非常容易流失。200许颁韩小兵、郑玉顺等（2003）认为已婚妇女士 地承包权流失的症结在于我国法律规定土地承 包主要采取农村集体经济组织内部的家庭承包 方式，再加上我国的农业生产传统上就是以家庭 拥有和耕作土地的，因此按人口平均分配已转化 为家庭成员按均等份额

6、共有土地承包权。朱玲布的农村土地承包法仍然明确农村土地承包采 取农村集体经济组织内部的家庭承包方式，并进 一步贯彻了 “增人不增地，减人不减地”的土地 稳定政策2规定耕地的承包期为三十年，同时限 制村集体预留机动地的行为4,减少了村庄内小范 围调整土地的可能性。土地稳定政策有利于维持规定“承农户对土地长期投入的热情，但是同时减少了1 过村集体的土地调整应对人口增减的可能性，尤 其是外嫁妇女在夫家得到土地分配的可能性几 乎为零。虽然土地承包法特别明确了 “农村土地 承包，妇女与男子享有平等的权利7 包期内，妇女结婚，在新居住地未取得承包地的, 发包方不得收回其原承包地。”但是，在上述背 景下已婚

7、妇女的土地承包权利能够在多大程度 上得到保护是值得关注的问题。在河北省石家庄市的大部分农村，农业依然 是农民的主要收入来源，而且很多村庄的土地在 1983年初次承包之后从未进行过任何调整， 也未 收回后已婚妇女在谑彖的土地承自权， 塞与农村 土地承包法实施后将要发生的情况相同 对它的 观察可以使我们推想土地承包法实施以后的情 况。我们走访发现，在这些地区，妇女由于婚嫁 而失去土地的现象非常普遍，相当多的村庄已婚 妇女的失地率达到100%,但也有少数村庄有较 小比例的已婚妇女从娘家要回了自己的承包地。 既然在夫家所在的村集体重新分配到土地的可 能性极少？已婚妇女维护自己土地承包权的方式 似乎只看

8、从娘家要回自己的承包地这一条途径， 我们希望看到的是只要有需要已婚妇女就可以 从娘家要回自己的承包地。从这个角度出发，本 文解剖部分村庄已婚妇女回娘家要地的情况 希 望了解这些妇女出于什么动机、受哪些因素的影 响要回了自己的承包地，进而明确妇女维护自己 的土地承包权益中的主要障碍是什么。 理解这些 问题有助于我们采取有针对性的措施， 保护已婚 妇女的土地承包权。二、调查情况说明为了模拟农村土地承包法实施以后可能产 生的情况，我们将样本村庄的选择严格限定在自 从初次实行土地承包后从未进行过土地调整的 村庄。由于大多数村庄都极少有已婚妇女从娘家 要回自己的承包地的现象，作为调查对象的村庄 都是在初

9、步调研的基础上特别选出的， 它们分别 是辛集市东张口村、赵县北王村以及元氏县官庄 村和褚固村，其中东张口村、北王村、褚固村分 别有大约30%、10%、5%的妇女从娘家要回自 己的土地？官庄村并未出现已婚妇女回娘家要回 承包地的宿况，但作为参考情况列入样本中。四 入村的经济发展水平和产业结构有一定差别，东 张口村和北王村收入水平较低，其中东张口村农 业收入在总收入中的比重高达82.9%,而官庄村 和裙固村不仅家庭平均收入水平较高）而且农业 收入在家庭中相对不重要，主要原因在于这两个 村庄中年轻人外出打工的现象较为普遍（见表 1）。表1四个村庄的平均家庭收入水平和农业收入比重平均家庭总收入平均家庭

10、农业收入农业收入占总收入比例辛集市东张口村5080.04210.082.9%赵县北王村5921.11958.833.1%元氏官庄村12833.32020.015.7%元氏褚固村17550.02950.016.8%在具体样本的选择上，我们把调查对象限定 为初次土地承包时尚未出嫁，因此出嫁后没能在 夫家村分配到土地农村妇女，从时间上推算这些 妇女的年龄一般在2050岁之间。由于从娘家要 回自己的土地的妇女比例较低，因此要求对要回 土地的妇女尽量纳入调查范围，对未要回土地的 妇女则采用随机抽样的方法进行调查。 共回收问 卷140份，其中有效问卷11附，有效率为78.5% o 样本户的分布情况：东张口

11、村 50份、北王村20 份、官庄村20份、褚固村20份。被调查妇女家庭人口数平均为 3.88人,平均育 有1.83个子女。其它基本情况如表 2所示。问 卷内容主要包括该妇女承包地的处置情况、其家庭的土地规模和构成、对自己的土地承包权的认 识、是否希望多种一些土地、是否打算要回自己 在娘家的土地、最终有没有要回，在向娘家要地 过程中遇到的主要障碍是什么等等。 为了分析影 响妇女回娘家要地意愿和行为的因素，问卷同时包括了被调查人的基本情况和家庭特征，包括家 庭人口、职业情况、家庭收入水平，家庭的土地面积及构成， 等。表2该妇女夫家和娘家的一些基本情况 被调查妇女的基本特征被调查妇女特征变量等级或类

12、型数量百分比402220.091213.8娘家是否在本村本村5650.9外村5449.1是否具有手艺有1715.4没有8984.6所从事职业类型种植业8980.9非种植业2119.1三、调查结果及分析（一）一些基本调查结果说明.已婚妇女承包地的处置情况前文提到，在四个村庄中，东张口村、北王 村、官庄村、褚固村分别有大约30%、10%、0% 以及5%的妇女从娘家要回自己的土地，反映了 村庄之间的较大差别。由于受到调查规模的限 制，同时为了满足研究需要，我们在抽样过程中 有意识地多抽取了回娘家要地的妇女作样本， 表是被调查妇女承包地的处置情况。在样本户 中，大多数妇女的承包地都是无偿留给了娘家 占

13、到样本总数的70%。总计有30%妇女从娘家要 回了土地，其中27.3%亲自回娘家种，要回来租 给别人种、和别人换着种以及其他处理方式的农 户均只有一户，比例都非常低。由于农村土地流 转市场不发达，当离娘家距离较远时,亲自去耕 种非常的不方便，这可能是阻碍已婚妇女从娘家 要地的原因之一。表3 已婚妇女承包地的处置情况无偿给娘家（人）要回来租给别人（人）自己回娘家种（人）要回来和别人换着种（人）东张口村251240北王村14051官庄村20000褚固村18020总计771311.已婚妇女家庭的土地构成情况平均来看，被调查的样本户实际耕种的土地 面积普遍远大于其丈夫从村中获得的承包地。在其它的土地来

14、源中，最重要的是婆家亲属的转 赠，这与当地的风俗习惯有关。一般来讲，公婆 以及其他长辈在年长后会将自己的承包地平均 分配给儿子耕种，如果已婚的姐妹没要她的承包 地，这份土地也会在兄弟中间分配。这样，如果 每个家庭的人口构成和性别比例构成比较均匀 的话，已婚妇女的土地承包权利就会通过这种非 正式的制度安排得到解决。但事实上，性别比例 在不同家庭中的分配是不均衡的，从而造成土地 在不同家庭中的分配很不均匀。如果用丈夫的承 包地加上婆家亲属赠与的土地除以家庭人口得 到人均土地面积，总体来看，最大值为 5亩，最 小值为0.24亩，均值为1.25亩，标准差为0.7493, 反映了实践中土地在不同家庭中的

15、分配极不均 匀的状况。从获得其它类型的土地资源的情况来 看，总计有7%的家庭有机会从他人处转包入土 地，有27%的家庭有机会从村集体竞价承包土地 （值得注意的是，从集体中竞价承包土地的机会 在不同的村庄中有很大差别，在我们的调查中， 从村集体竞价承包土地的现象集中在东张口村 和褚固村，随着农村土地承包法的实施，村集体 预留的机动地减少，这种情况将越来越少），另 外，有10%的家庭有机会获得娘家亲属的土地。 总体来看，通过其它渠道获得土地的机会还是较 少的，对于种植业仍然是主要产业缺乏其它就业 机会的村庄，由于缺乏土地很可能使一些家庭陷 入困境。虽然土地的相对集中有可能使某些家庭 从较大规模生产

16、中获得好处，但这种集中是农户 被动选择的结果，与通过经济发展进而土地流转市场发育而形成的土地集中相比较，可能缺乏效表4已婚妇女家庭的土地构成情况单位：亩r r.t 、,Ar-、出士 少谷以* J AL K回土地的土地土地总 面积乂人,r的土地姿豕示国的土地我包1也/1 土地兄1力军包 土地卜张口村8.172.123.480.270.830.770.73北王村5.91.83.7000.630官庄村4.581.642.680.130.1400褚固村4.531.720.640.151.520.40.被调查妇女对自己的土地承包权归属的 认识从总体看，虽然当初土地承包时有自己的一 份土地，而且自己在婆家

17、不可能再分配到土地， 但相当多的妇女认为自己分配到的承包地应当 属于娘家。在被调查的样本中，有44.6%的人认 为原来在娘家分配到的土地应当属于娘家， 考虑 到我们抽样的针对性，实际上有这种思想的农村 妇女所占的比重应当更高。但是我们同时发现， 不同村庄中的妇女对这个问题的认识差异颇大。 在东张口村，有84%的人认为土地是自己的，而 在官庄村和褚固村，这个比例分别只占20%和25%。这说明对土地归属的看法具有非常明显的 区位特色，同一个村庄对同一个问题往往有相似 的看法。因此，除了被访者自身因素的影响外， 村庄舆论和传统习惯可能是影响妇女思想的重 要因素。表5被调查妇女对自己的土地承包权归属的

18、认识东张口村北王村官庄村褚固村总计自己8450202555.4娘家1650807544.6.被调查妇女对土地的需求意愿 一从总体看，被调查妇女中有67%表示愿意多 种一些土地，但村庄之间有较大差别，其中东张例的农 比村及 村固以 王褚少 北和多 和村的 村庄会 口官机高？分别占70%和95%,但 重较低，这应当与非农就业东张口村北王村官庄村褚固村总计愿意多种地7095406067不愿意多种地305604033表6心.是否想要回自己在娘家的承包地在回收的样本中，想回娘家要地的和不想回 娘家要地的人数分别占49%和51%,非常相近。 东张口村大多数的受访妇女想从娘家要回土地？ 不想要回的妇女仅占样

19、本户的38%;北王村想要 回土地的妇女达到70% ;而官庄村和褚固村大部 分的妇女表示不想回娘家要地。把想不想要回自 m的承包地（表7）和以为土地属于谁（表5）相 对照，在不同的村庄，前者可能高于后者（褚固 村、北王村）也可能低于后者（东张口村、官庄 村），把认为土地属于谁和是否想要回土地做简 单相关分析，相关系数为0.397,在1%的水平上 显著。相关系数较低说明已婚妇女并不仅仅是从 维护自己的土地承包权利的角度出发来考虑自 己是否想从娘家要回自己的承包地这件事情。表7 是否想要回自己在娘家的承包地东张口村（%）北王村（ ）官庄村（ ）褚固村（%）总计（ ）想要回6270153049不想要回

20、3830857051（二）对妇女回娘家要地意愿及行为的影响因 素分析那么，是哪些因素影响妇女回娘家要地意愿及行前面的统计数据表明，尽管有67%的被调查 者表示想多种一些土地，但只有49%的妇女想回 娘家要回自己的承包地，进一步只有30%的妇女 回娘家去要并且要回了原本属于自己的承包地。为呢？本部分通过回归分析来考察影响妇女回 娘家要地意愿和行为的因素。由于想与不想、要 与不要均是二元选择问题，所以本文利用二元的 Logit回启模型乘分桥这一问题。其中M括两个 逻量回归模型，一是对已婚妇女是否想回娘家要 地的影响因素分析，二是对其是否回去要地的影 响因素分析。i .模型及引入变量说明Logit模

21、型采用的是逻辑概率分布函数 （commulative logistic probability function ）它 的具体形式为：Pi F Zi F Xi ”（1）ie 1 e其中，ZiXi+ , 仪弋表自然对数的底。（1）式的估计式为10gm 乙 乙（2）1 P表8引入模型的变量说明变量名称变 量 定 义年龄被访者年龄：40=4受教育年限按照实际年数：12=5有手艺否是否有某种手艺：1=是，0 =否自己职业种植业=1 ,非种植业=0家庭人口核心家庭成员数（人）年纯收入04年全家纯收入（千元）种植业比重种植业收入占总收入的比重（ ）土地面积扣除从娘家要回的土地后实际种植的面积（亩）粮食情况

22、虚拟变量参照：“有余粮销售”；其它：“无余粮但够吃”，“需购买粮食”丈夫职业种植业=1 ,非种植业=0娘家人均土地娘家人均土地面积（亩）娘家兄弟数娘家兄弟人数（人）娘家姐妹数娘家姐妹人数（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积（由）是否外嫁本村婚嫁=1 ,嫁到外村=0认为地属谁在娘家的地属于自己=1,属于娘家=0预期影响方向十十一十十一十一十十一十十一十十村庄虚拟变量惨照村：东张口；其它：官庄村，北王村，褚固村回归分析中引入的变量主要包括个人特征 变量和家应特征变量两大类）另外）已婚妇女可 能会考虑娘家的经

23、济状况和土地的丰裕程度从 而决定是否从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积、 收入水平和娘 家的兄弟和姐妹数。在“从夫居”的传统习惯的 影响下人娘家兄弟的数目影响娘家现在及未来对 土地的需求状况，娘家的姐妹数则影响娘家土地 的供给。除此之外,妇女本身对土地承包权归属 的认识可能影响其行动；在农村土地承包权流转 市场整体欠发达的情况下，是否嫁到别的村庄2.回归结果与讨论我们运用SPSS10.啾件进行计算。在处理过（或从别的村庄嫁入）可能影响已婚妇女耕种土 地的方便程度，因此也被引入模型中。为控制村 庄之间的差异对回归结果的影响，村庄作为一个 虚拟变量被引入模型，关于引入

24、变量的具体说明 见表8o 程中，采用了一次性将变量全部进入方程的方 法。从模型的运行结果看，模型整体检验显著，估 计结果比较稳定。由于用SPSS行Logistic回归 不能提供标准化的回归系数，给自变量轴对作用 的比较带来了不便？本文已把各个变量的非标准 化回归系数转换为标准化回归系数。表9 回归结果回归1:是否想回娘家要地回归2:是否去要地标准化BTSig.标准化BTSig.年龄0.511.850.0650.931.460.144教育0.060.230.817-0.410.840.404有手艺否-0.130.560.572-0.661.150.249自己职业-0.060.200.8420.8

25、51.500.133家庭人口0.732.710.0070.390.990.324年纯收入-0.380.740.462.061.820.069种植业比重0.030.080.939-0.410.640.525土地面积-0.611.880.06-1.712.270.023口粮足0.000.100.9180.001.370.172口粮不足0.000.250.80.000.310.76夫职业-0.310.940.345-0.090.140.886娘家人均土地-0.201.060.29-0.381.330.184兄弟数-0.210.840.401-0.380.780.434姐妹数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地属谁0.361.480.143.820.340.732官庄村-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)从回归1的结果看，影响已婚妇女要地 意愿的因素可以归纳为以下几条：年纪较大的妇女更想从娘家要回自己的 承包地,但受敦育永丰对已脑后女向娘家要地的 意愿没有显著影响。年龄变量在10%的水平上显 著，并且有较大的正向影响。可能的原因是年纪 较大的女性从事其它职业的可能性较小，因此， 既然已经从事农业劳动，就想耕种更多的土地。 按照一般的逻辑推理，受教育水平较高的妇女可 能有更强的维权意识，会倾向于从娘家要回自己 的土地，但计量结果表明，虽然受教育程度对要 地的意愿的影响是正的 但影响很小，并且

28、不显 著。原因可能是受教育程度较高的妇女会有更多 的其它就业机会，因此，相对而言土地对她并不 重要。同样，妇女本身的职业和是否有手艺虽然 有预期的负向影响，但影响均不显著，这可能与 被调查样本中的妇女绝大多数从事种植业，并且很少有人有特别的手艺有关。现有土地规模不足是已婚妇女想回娘家 要地的重要影响因素。这个变量在10%的水平上 显著，并对已婚妇女回娘家要地的意愿有较大的 负向影响，说明如果现有土地规模较大的话，妇女回娘家要地的意愿会显著减弱。 家庭人口变量 在1%的水平上显著，并有较大的正向影响。家 庭规模的大小在一定程度上反映了家庭的负担大小)大家庭显然比小家庭负担更重)因此)妇 女回家要

29、地的意愿更强。娘家经济状况会显著影响已婚妇女回娘 家要地的意愿。娘家的收入水平变量在10%的水 平上显著，可见，已婚妇女是不是想回娘家要地 会充分考虑娘家的经济状况。兄弟数、姐妹数两 个变量的回归结果均不显著，但影响方向均与预 期相同，如果兄弟较多，使对土地的需求增大， 会增加已婚妇女回娘家要地的难度？ 而姐妹较多 会增加土地的供给，从而较容易从娘家要地。娘 家的人均土地面积变量的回归结果不显著， 影响 程度也较小，但影响方向为负，这与预期的影响 方向相反？是一个令人迷惑的问题。可能的解释 是：相比较而言，娘家土地的丰裕程度是相对于 娘家收入水平而言的？如果收入水平较高，即使 是土地从绝对数来

30、看较少，已婚妇女也较容易从 娘家要回土地。行动(2)从回归2的结果看，在实际采取要地行 动的妇女中，最重要的是其经济状况如何以及回 娘家种地是否方便。从是否想回娘家要回自己的 承包地到采取实际行动回娘家要地， 我们看到影 响其意愿和影响其行为的因素发生了一些改变。 在影响已婚妇女回娘家要地的行为的影响因素 中？仅有家庭收入水平、现有主岫面枳、和是否 外媒三个变量是显著的，而且作用的方向与预期 一致。可见只有真正经济困难而且又有条件回娘 家种地的妇女才会最终采取收回自己承包地的 (3)综合比较两个回归模型的结果，我们 发现：无论是已婚妇女要回自己的承包地的愿 望还是行动都并不仅仅是简单的维权行动

31、。 从两 个回归的结果看，已婚妇女对土地归属权的认识 对其回娘家要地的意愿和行为的影响虽然都与 预期的影响方向相同？但均不显著。可见，其行 动最起码不全是从维护自己的土地承包权利的角度出发的。这个结果印证了前面的分析结果， 说明已婚妇女并不仅仅是从维护自己的土地承 包权利的角度出发来考虑自己是否从娘家要回 自己的承包地这件事情。土地承包权流转市场不发达是减弱已婚 妇女从娘家要地意愿和阻碍其要地行为的重要 因素。在两个回归结果中，妇女是否外嫁（嫁到 外村）这个变量均在1%的水平上显著，且有很 大的正向影嘀）而见在本村婚嫁从而回娘家种岫 比较方便这一点对其是否想要回土地非常重要。 这种情况出现说明

32、除非亲自耕种自己的承包地一 农民实现自己的土地承包权利的途径较少，农民 难以通过承包权的转让实现自己的承包权利？这 同样也成为限制已婚妇女实现自己土地承包权 利的重要影响因素。受整体经济环境和习惯与传统的影响， 不 同的村庄已婚妇女回娘家要地的意愿和行为有 较大差别。以东张口村为参照村，官庄村对已婚 妇女回娘家要地的意愿在 10%的水平上有较大 的负向影响，褚固村和北王村的影响则不显著； 对于是否回娘家要回自己的承包地，褚固村在 5%水平上存在较大的负向影响。从村庄调查的 结果来看，官庄村总体收入水平较而且养殖业 占有很重要的地位，仅有一人回去要地；褚固村 的人均收入水平亦较高，外出务工人员较多，虽 然有较多被访者表示愿意要回土地， 但真正去要 地的人也比例很低。这与作为参照的东张口村有 显著不同，因此，不同村庄中风俗和习惯的差异 和经济发展水平可以解释村与村之间妇女回娘 家要地现象的巨大差别。三、简短结论及政策建议本文通过对部分村庄有少数已婚妇女从娘 家要回自己土地的现象进行剖析，发现对自己经 济状况的考虑是促使已婚妇女回娘家要地的主 要影响因素，虽然有部分妇女认识到自