1、“.....中国农村观察第期。ν，上面的回归结果表明农家肥使用量的决定因素与前面分析的与特定地块不相连的长期投资的决定因素显然不同首先，我们所关心的土地调整所对应的两个虚拟变量和都不再显著，表明土地的调整对于农户的农家肥使用量并没有影响。与前面的分析结果相对应的是增人增地对于农户的任何长期投资即与特定地块相连和不与特定地块相连的长期投资都没有影响，农户并不会因为人口的增加带来的土地增加而增加长期投资但是，减人减地会导致农户的与特定地块不相连的长期投资的大幅度减少，而对于农户的与特定地块相连的长期投资这里以农家肥使用量为代表没有影响。户主的个人特征对于这两种长期投资的影响也是不同的对于那些与特定地块不相连的投资，年龄越大的户主投资的越少，但是教育程度对于这类投资的影响不显著对于农家肥用量......”。

2、“.....但是户主的年龄对于家庭的农家肥用量没有显著的影响。我们的这结果与姚洋的研究结果略有不同在他的研究中，农户的家庭平均年龄对于绿肥的种植具有正的显著影响，而在我们这里，户主的年龄对于农家肥的使用量无显著影响。另外，在他的研究中，教育程度对于绿肥的种植无显著影响，这点我们这里的教育程度对于农家肥的使用无显著影响的结果是致的。农户的家畜拥有量对于农户的农家肥使用量具有显著正的影响，回归系数为，且显著程度为，这验证了我们关于饲养更多的家出能够积累到更多的农家肥从而会更多的使用农家肥的判断。四个省份的农户的农家肥使用量表现出了明显的不同吉林省的农户相对于江西省的农户更少的使用农家肥，而四川和山东两省的农户相对于江西省的农户则更多的使用农家费，尤其是四川省的农户，而且......”。

3、“.....另外，我们也检验了未来年份将要发生的减人减地对于当年的的农家肥使用量的影响，也依然发现前者对后者没有显著影响。前面分析了土地调整对于农户的农家费使用量的影响，下面使用四川江西山东吉林四省和年的数据做阶差分，然后考察土地调整对于农户的农家肥使用量变动的影响。我们首先建立如下计量模型上式中各变量的含义为表示年与年的农家肥用量之差，与前文相同家庭种植的耕地变化家庭承担的所有承包费用的变化粮食作物的价格变化粮食作物的价格变化粮食定购任务的变化农户家庭成员当年从事非农劳动时间的变化家庭饲养的家畜量的变化表示白噪声下面直接报告稳健回归结果，从上述回归结果可以看出，土地调整对于农家肥使用量的变化都无显著影响......”。

4、“.....而粮食定购任务的变化对于农家肥使用量的变化有显著负的影响。六总结本文将农户的长期投资激励划分为与土地相连的长期投资和与土地不相连的长期投资两类，并分别考察了这两类不同长期投资的决定因素，发现它们的影响因素是不同的。土地的小调整对于这两类长期投资的影响也明显不同减人减地使减地农户的与土地不相连的长期投资大幅度下降，但对农户的农家肥使用量并没有什么影响而增人增地对于增地农户的任何长期投资都没有什么影响。这些实证结果表明土地调整导致的土地使用权的不稳定对于农户的农家肥使用量并没有显著影响。当然，本文的实证检验只考察了土地的小调整对于农户长期投资积极性的影响，由于数据的限制而无法研究大调整对于农户长期投资的影响。但是，本文的理论分析认为，大调整对于第类投资的影响可能并不大......”。

5、“.....即使在土地私有的情况下，它的供给也是相对不足的，所以，土地调整对这类投资的影响到底有多大，还需要做出严格的实证分析。另外，我们在这里还要争论的点是虽然我们发现了减人减地大大削弱了农户进行第类投资的积极性，但是这也不能完全被认为是土地调整导致的低效率，因为当农户的总耕地面积减少时，减少对土地的长期投资是种正常的反应。如果我们能够证明这种由于土地调整导致第类长期投资的降低幅度大于正常情况下的土地减少而导致的第类长期投资降低的幅度，我们才可能将问卷中按粮食作物在当地的粮食生产中的地位询问了农户的两种最最主要粮食作物的价格，由于各地的粮食作物种类不致，所以，各地的这两种主要粮食作物可能并不相同。这两个降低幅度的差归咎于土地调整导致的土地使用权的不稳定带来的低效率......”。

6、“.....我们可以审慎地做出初步推断，土地调整对于农户的长期投资激励的影响可能并不像现有理论所解释的那么大，对于农户的长期投资激励最有影响力的因素可能在于土地制度之外，如粮食价格农业生产资料价格非农就业机会户籍制度等。另外，从我们的回归分析中也可以看出，的值都不大，说明因变量的变动被模型中包括土地调整在内的自变量解释的部分还不高。本文的研究结果促使我们重新思考最近的些研究对于家庭联产承包责任制的批评以及相关政策建议。比如，本文研究的结果发现土地使用权的不稳定性对于农户的农家肥用量并没有显著的影响类似地，的研究发现，土地调整并没有阻碍农民之间的土地转包行为，而现，，，，，，，，，，，，，，，，......”。

7、“.....，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，有众多研究对家庭联产承包责任制的个批评之，就是它阻碍了农地流转市场的发育。所以，对于中国的家庭联产承包责任制，还有很多研究工作需要做，比如，在现有的生产条件下，家庭联产承包责任制是否导致了农业生产的规模不经济是否阻碍了新技术的采用是否限制了分工是否阻碍了劳动力的流动是否限制了农村信贷市场的发育只有把这些问题搞清楚了之后，才能更好的理解中国现行的土地制度与农业经济增长之间的关系，从而才能够对现行制度做出评价，并进而得出相应的政策建议。参考文献，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，，资激励之间的因果关系的实证研究变得相当复杂，而这点是许多现有研究所忽视的个重要方面。例如，当世界银行利用加纳的数据进行研究时......”。

8、“.....而对于地区的农民的长期投资的影响却要小得多但是，当使用相同的数据并控制了土地产权的内生性问题时，却得到了完全相反的结果更安全的土地产权激励了地区而并非地区的农民的长期投资。类似的，对乌干达中部地区的个例如，我们确实可以观察到，农村现有的很多排水灌溉蓄水等设施都还是在人民公社时期修建的。实施家庭联产承包责任制以后，甚至就连原有的这些设施也缺乏维护而大量损坏，即使有少量的这类投资的发生，也大多是村集体组织修建的。村庄的研究表明了长期投资提高了产权的安全性，但是这关系的逆命题却是不成立的。对于中国的土地产权的实证研究，也依然面临着土地产权的内生性问题。在，的文章中，他们首先使用了农户在过去使用的地块的时间作为土地产权的衡量......”。

9、“.....值分别为和。但是他们也意识到了这指标未必反映出农户对土地产权的安全性的未来预期，于是就在回归中补充了个虚拟变量土地承包合同是否在年到期作为土地产权的衡量，结果发现它对于农家肥的使用具有显著正的效果回归系数为，值为，但是对于磷肥的使用量则无显著影响。本文认为，用土地承包期的长短无论是已经承包并使用的年限，还是承包使用后剩余的年限作为土地产权的安全性的衡量很有可能会导致偏误，使用合同是否到期作为虚拟变量也同样会产生偏误。原因如下首先，正如他们自己所意识到的以及承包的地块的使用年限这指标未必能够反映农户对土地产权的安全性的未来预期，因为农民今年的投资决策很可能会是根据对明年或更远的时间内的预期所进行的。而且......”。