一、引言与文献综述

自20世纪80年代初期实行家庭联产承包责任制以来，农地调整便成为冗长的承包期内用以体现公平性，缓解人地矛盾的辅助性举措。根据调整强度不同，农地调整分为大调整(所有承包地打乱重分)和小调整(部分农地重新分配)。不管是大调整还是小调整，其重要意图就是确保“增人增地，减人减地”，契合了中国农村部分农户的心理，得到了一些农户的支持并被付诸实践，因而在现实中，或多或少都存在一些村庄在农地承包期内再对各家各户的承包土地进行调整的事实。但是，农地调整又可能带来地权的不稳定性，加剧农地的细碎化，影响农户对农地的长期投资及其农地流转，进而影响农业规模化经营及其现代化发展，甚至可能带来农产品安全难以得到有效保障等难题。因此，国家对农地调整的指导意见也先由“大稳定，小调整”转换成“增人不增地，减人不减地”；然后，又进一步提出“土地承包长久不变”；而且，习近平总书记在中国共产党第十九次全国代表大会上的报告中又明确宣布：“保持土地承包关系稳定并长久不变，第二轮土地承包到期后再延长三十年。”可见，对于农村家庭承包土地调整，国家是持不支持甚至是反对的态度。然而，相关研究和事实表明，在国家相关政策引导下，农村土地二轮承包后，各地的农地调整次数虽然显著减少，但以小调整为主的农地调整现象依然存在[1]。即使在新一轮农地确权后，根据本课题组的调查发现，有些地方仍然坚持“上面的政策归政策，基层的现实是现实”，继续约定各家农户承包的土地在承包期内要按照村民达成的协议进行调整，即按照约定俗成进行农地调整。现实中为什么会出现与政策不相一致的农地调整？影响农地调整的主要因素有哪些？这是值得关注和思考的问题。

农民、村集体作为农地资源配置的直接主体，两者的行为特征对农地调整起着重要的影响，看似抑制农业生产效率提升的农地调整行为的存续与地方政府、地方精英及农户的意愿息息相关，各方意愿的结合往往会促使农地调整的产生。其中大调整主要源于中央政策的需要，小调整则一般在农户的要求下进行[2-3]。基于以上现状，多数学者从农户对农地调整意愿及对土地承包政策态度的角度进行分析。相关研究表明，在中央极力稳定农地承包权的背景下，仍有超过60%的农户倾向于支持农地调整，家庭人口增加、非农收入占比提高、人均承包地面积少、受教育年限增加等因素均会提高农户对农地调整的依赖程度[1,4]。同时，由于农地对于农户而言具备强有力的保障功能，致使农户随着年龄增长、个人收入增加及其非农就业机会增多依然具有保持对农地占有的强烈意愿，而农户的果园种植面积、所在村组禁止调地命令明确、所在村二三产业比重、农户对社会保障如医疗保险及养老保险的享有等因素对土地调整的倾向具有反向抑制作用[5-6]。在农户年龄以及集体调地次数对农户调地意愿影响的研究方面，学者们对于上述问题的研究结论并不一致，还有待商榷。

在农地调整的内部机制及影响农地调整因素的相关研究中，许多学者提出了不同的假说，如人口变化与平等获得土地假说[7]、交易费用假说[8-9]、市场替代假说[10]。近年，有学者在运用大样本数据对多个假说进行验证后发现，农民偏好假说成立，资源禀赋假说和交易费用假说仅在农地的大调整上成立，而农民收入来源假说、村庄民主假说并未得到证实[11]。学术界对于农地调整影响因素的讨论也日益成熟，现有研究分别从制度基因、自然特征、经济条件、社会文化等不同角度对该问题进行了阐述。基于农地调整的逻辑发现，我国农地制度决定的“平均分配型”农地分配方式所形成的“均分”基因与通过国家政治运动而获得的农地赋权方式所激发的农地“变更”基因是增加农地调整概率的重要因素[12]。在自然特征方面，地理条件的优劣会直接影响调地成本的大小，从而影响农地调整的频率与程度。研究表明，农地所处地形越平坦，所在村与县城的距离越近，发生农地调整的可能性及频率越低[13]。另外，农户个人及其所在村的经济水平也是影响农地调整的重要因素之一。人均GDP、非农产业比例、农民负担水平对农地调整有着显著影响，因此大力发展农村经济，减轻农户的负担能够有效抑制农地调整[8,14]。近年来，政治文化变量对农地调整的影响也逐渐引起学者们的重视，农户的强政治关联与第一大姓人口比例降低均会促进农地调整的产生[11-12]。

对于农地调整的效应分析，有学者认为，农地调整会导致地权的不稳定，使农地流转存在较大风险，进而降低农户对农地进行长期投资的积极性[15-17]；还有学者指出，农地调整降低了农户对地权稳定性的预期，能够促使劳动力转移，促进人地关系紧张地区的农地使用权市场的发育[18-19]。当然，也有研究表明，采用“不动面积、调整地块”的农地调整方式可以达到提高农地利用效率的效果[20]。

事实上，农地调整对于整个社会的发展具有双向作用，调整次数过于频繁则会使其负面效应占据主要位置。因此，明确农地调整的内在影响因素，适当地降低农地调整的次数具有必要性。而在当下农地确权大背景下，部分研究发现，农地确权颁证不仅可以有效减少农地调整的发生频率，抵制农地调整行为[13]，而且能够维护地权的长期稳定性，促进农地流转[21-23]。事实是否如此还需要实证。因此，不同于以往研究，本文基于农地确权背景，将样本分为已完成确权组和未完成确权组，从农户禀赋视角，研究处于不同确权阶段的样本农户发生农地调整的频率及调整程度的影响因素。

二、数据来源、样本描述与变量选取

(一)数据来源与样本描述

1．数据来源 课题组于2016年6—7月在江西与广东两省采用分层随机抽样的方法对农户进行问卷调查。首先，根据地理位置将江西与广东划分为东南西北4个区域，选取每个区域所有县市的农业人口占县总人口的比例、第一产业在国民经济中的占比、耕地总面积、家庭经营性收入占家庭总收入的比例等4个指标，并求出这4个指标的因子综合得分，最后对因子综合得分进行排序。对于江西的样本选择，根据因子综合得分排序将每个区域的县(市/区)分为好、中、差三类，在每一类中随机选择1个县，再按同样的方法在每个县中选择3个乡镇，接着在每个乡镇选择经济发展水平为好、中、差3个行政村，每个行政村随机选择2个自然村，在每个自然村随机调查10个农户。在江西共调查了12个县，2 160个农户，其中收回2 100份，有效问卷1 925份，问卷有效率91.67%。广东样本县的选择与江西稍有不同。鉴于广东粤东西地区人均耕地面积小、农业生产商品化程度低的现状，课题组决定减少所要调查的样本量。首先，将因子得分排序分为较好与较差两类；其次，在每个区域选择2个样本县；最后，样本乡镇与村及农户的抽样方法与江西相同。在广东调查了8个县，共1 440个农户，回收1 400份问卷，其中有效问卷为1 157份，问卷有效率为82.64%。本次调研共获得粤赣两省有效问卷3 082份。

(2)不同确权阶段，养老保险的购买对农地调整的影响效应恰好相反。在未确权地区，购买养老保险会扩大农地调整范围，而完成确权的样本农户对养老保险的购买却显著降低了农地调整的次数与调地程度。其可能原因是，购买养老保险为农户提供了生活保障，降低农户对农地的依赖程度，农地调整成本下降，而不同确权阶段农地调整表现的差异则主要源于确权所带来的地权稳定性的差别。

公安机关的人民警察适用继续盘问制度时所出现的问题，往往与其对继续盘问制度本身的法律性质、适用条件、适用程序并没有深刻认识和理解有关，因此，在适用过程中主观上存在着不了解、不掌握的情况。针对这样的问题，应当进一步加强针对公安机关人民警察适用继续盘问制度的培训和学习。重要的是要搞清楚继续盘问制度是为了让公安机关更好地履行职务，针对不能现场排除违法犯罪嫌疑的相对人，只有及时适用继续盘问制度才能够做到不枉不纵，继续盘问制度的立法本意也在于此。只有公安机关的人民警察正确理解立法的本意、执法的程序、适用的条件等，才能够保证其正确适用。

 

表1 确权情况统计

  

分类未确权频数占比/%已确权频数占比/%不清楚频数占比/%样本数85327．68201465．352156．97总调整次数26834．6245258．40546．98户均调整次数0．3140．224

由表2可知，存在地形差异的地区，农地调整状况不尽相同。不同确权阶段的农地调整均主要集中在丘陵和平原地区，调整频数占比90%以上，其中以丘陵地区的调整最为频繁，占比约为60%；山区的调整频数最低，未确权地区的占比为7.46%，而在已确权的地区占比下滑至0.88%，表明处于丘陵地带的农户对农地调整的需求较大，且平原和丘陵的地形条件较好，农地调整操作的可能性更大。

小营油田位于利津洼陷西南坡，纯化草桥鼻状构造带向西北的倾没端，为博兴洼陷与利津洼陷深洼带结合部位。古近系沙河街组沙二段地层构造单一，油藏埋藏浅，储层物性好，是小营油田的主力含油层系。但由于该区砂体厚度薄，储层边界位置认识不清，地震资料分辨率低制约了该区沙二段的勘探开发进程，因此对目的层进行特殊处理，提高地震分辨率，开展储层边界精细描述是打开该区滚动勘探局面的必要步骤。

 

表2 样本基本特征统计

  

类型分类未确权调整频数占比/%已确权调整频数占比/%地形山区207．4640．88丘陵15858．9626658．85平原9033．5818240．27交通条件很差10．3720．44较差197．09255．53一般5821．6417137．83较好7427．6119643．37很好11643．295812．83土壤肥力很差93．3640．88较差4115．35011．06一般13148．8820745．8较好7026．1216436．29很好176．34275．97灌溉条件很差186．7261．33较差4115．35311．73一般9234．3314532．08较好8732．4621547．56很好3011．19337．3是否购买养老保险否12446．2724854．87是14453．7320445．13是否存在本村大姓干部否24691．7937983．85是228．217316．15

拥有便利交通条件的地区农地调整更为频繁，通过将未确权组与已确权组的情况进行对比，两者的农地调整活跃区均集中于交通条件一般及以上的地区，其中未确权组交通条件很好的地区占比最高，为43.29%，而已确权组调整频率较高的则是交通条件一般及良好的地区，占比分别为37.83%、43.37%，表明处于不同确权阶段的背景下，相同的交通条件所倾向的调整频率并非一致。

[2]韩冰华.我国农村土地调整及其影响因素的实证研究[J].生态经济,2005(8):24-27.

是否购买养老保险的农户在确权与否的两组样本中的土地调整表现恰好相反。未确权组购买养老保险农户的农地调整频率高于未购买养老保险的农户，而已确权组的情况则相反，表明购买养老保险所带动的社会保障力度增强并不一定能减少农地调整。

农户家庭中是否存在本村大姓干部在不同确权阶段组关于农地调整的表现相同，存在村干部且为大姓的农户家庭，发生农地调整的频率较低。

同学们，读了上面的小故事，你明白思考的重要性了吗？接下来，古代先贤们将从多个角度，带我们深入理解“思考”这一话题，一起来学习吧！

(二)变量选择与赋值

本文以确权与否为研究背景，将样本分为未确权组和已确权组，探究不同确权背景下农地调整行为的差异；从农户资源禀赋视角，将影响农地调整行为的因素归纳为地理条件、农地资源及非农地资源变量集。

妊娠相关内分泌疾病临床指南中，孕前检查项并不包括甲状腺功能筛查，主要筛查项目为有高危因素的孕妇，例如有个人或者家族甲状腺疾病史，甲状腺疾病亚临床状态、甲状腺抗体阳性、有流产史、早产史等孕妇。但是单纯的筛查高危孕妇无法全部有效筛查出甲状腺功能不全患者。

1.因变量 问卷从发生次数与范围两方面对村庄的农地调整的频率与强度进行询问，详细了解农户所在村庄调查时间点过去5年的农地调整频数和农地调整程度，本文也将农地调整频数与农地调整程度作为因变量。其中，调整频数为部分调整次数与全部调整次数之和；调整程度则依据调整范围大小划分为没有调整、部分调整、全部调整3个程度依次增加的等级。

[3]聂建亮，钟涨宝.庇护与坚持：农地调整的存续逻辑——基于对湖北邢村的个案研究[J].南京农业大学学报(社会科学版),2013,13(6):74-83.

1．地理条件 (1)不同地形对调地次数及程度通过显著性检验。总体表现为地形状况越好，农地调整强度越大，但处于不同确权阶段的表现却有所不同。以平原地形为参照，在已确权地区，山区、丘陵对农地调整次数和调地程度的影响显著为负，且山区比丘陵的影响程度高，其中，山区、丘陵地区进行小规模调整的几率分别是平原地区的14.38倍、5.13倍，可见，地理条件越恶劣的地区调地成本越高，农地调整次数越少，农地进行大规模调整的可能性越低。而对于未确权的样本农户而言，山区地形对调地影响依旧为负，但丘陵地形却与调地呈现正向关系，表明未确权的地区地权稳定性较低，同时处于丘陵地区的农户对农地调整的需求较大，引致农地调整频率更高，范围更大。

从研究结果可以看出，无论是语际错误，还是语内错误中的词汇错误与句法错误，知识能力的不足都是其根本原因。

 

表3 变量定义与描述性统计结果

  

变量定义和赋值未确权均值标准差已确权均值标准差因变量调整频数∗部分调整次数与全部调整次数之和0．310．5250．220．444调整程度∗∗没有调整=1；部分调整=2；全部调整=31．550．8621．440．797地理条件山区是=1；否=00．170．3710．060．232丘陵是=1；否=00．450．4980．760．426地形山区=1；丘陵=2；平原=32．230．7082．130．472交通条件很差=1；较差=2；一般=3；较好=4；很好=53．601．0193．680．816到县城距离/km实际调查数据21．9915．98518．2611．855农地资源人均承包地面积/u家庭承包地总面积与家庭总人数之比1．041．8351．345．311人均承包地面积的平方家庭承包地总面积与家庭总人数之比的平方4．4635．8003．008．877土壤肥力很差=1；较差=2；一般=3；较好=4；很好=53．270．8503．240．803灌溉条件很差=1；较差=2；一般=3；较好=4；很好=53．290．9823．260．917非农地资源非农劳动力转移比例家庭从事非农行业人数与家庭总劳动力人数之比0．450．3500．450．356农业收入占比农业收入与家庭总收入之比31．1932．67326．1635．089是否购买养老保险是=1；否=00．510．5000．540．498是否存在本村大姓干部是=1；否=00．060．2390．090．287

注：*用于调地频数模型；**用于调地程度模型；u=667 m2

三、结果与分析

(一)结果

本文通过对自变量间的Pearson相关系数及方差膨胀因子(VIF)分析发现，除人均承包地面积及其平方项存在相关性以外，其他变量的相关程度较低，表明自变量之间不存在多重共线性问题。根据因变量数据的类型，运用SPSS17.0软件对以调整频数为因变量的调地频数模型进行多元线性回归分析，对以不同调整程度为因变量的调地程度模型进行有序多分类Logit回归分析。结果显示，模型均通过显著性检验，计算得到的各自变量对因变量的影响系数如表4、表5所示。

1883(明治16)年9月，东京大学文学部哲学科在日本首次使用“东洋哲学”作为课程名称。担任讲课老师的是东京大学第一届毕业生井上哲次郎，但规划开此东洋哲学课的是综理加藤弘之。

(二)分析

2.自变量 借鉴已有的研究成果，本文主要从农户家庭资源禀赋与外部环境两方面研究。将农户家庭资源禀赋细分为农户家庭拥有的农地资源和非农地资源两方面，并从所在村庄的地理条件来衡量外部环境。地理条件包括农户所处村庄的地形、交通条件以及到县城的距离；农地资源包括农户人均承包地面积及其平方项、承包地的土壤肥沃度和灌溉条件；非农地资源则主要选择非农劳动力转移比例、农业收入占比、是否购买养老保险、是否存在本村大姓干部4个变量。为了使模型结果更加直观，用于调地程度模型的地形变量将不单独设置虚拟变量，而是直接对不同地形进行赋值。另外，需说明的是，土地细碎化也是影响农地调整的重要因素之一，但考虑到土地细碎化与农地调整之间的内生性问题，且由于调查的数据受限，本文并未能将土地细碎化列入到自变量的考虑范围中。整合的有关变量的定义赋值与描述性统计分析结果详见表3。

(2)交通条件对农地调整强度的影响通过显著性检验。未确权组的交通条件对农地调整次数、调整程度的影响均显著为正，而确权组的交通条件变量与农地调整强度负相关，并未通过显著性检验。究其原因，可能在于未确权地区确权颁证不到位，导致这些地区因政府修建道路或以其他名义征用土地的相对可操作度更高，从而引发了更频繁且大规模的农地调整。

(3)到县城距离越短，调整的次数越少，农地调整程度越低。处于不同确权阶段的地区，离县城距离与农地调整次数、范围均呈现为正向关系，表明远离县城的农地价值相对较低，无论是政府控制该类型土地的成本还是部分农户间对于此类农地进行调整的成本都较低，因此呈现出调地次数频繁、调地范围较大的现象。

 

表4 调地频数模型估计结果

  

变量未确权β值标准误已确权β值标准误总体β值标准误地理条件山区-0．0260．057-0．469∗∗∗0．045-0．260∗∗∗0．034丘陵0．127∗∗∗0．039-0．282∗∗∗0．025-0．138∗∗∗0．021交通条件0．130∗∗∗0．019-0．0100．0120．046∗∗∗0．010到县城距离0．0020．0010．002∗∗0．0010．003∗∗∗0．001农地资源人均承包地面积-0．0030．0220．0040．0040．0020．004人均承包地面积的平方0．0000．0013．919E-50．0002．487E-50．000土壤肥力-0．044∗0．025-0．0170．015-0．031∗∗0．014灌溉条件0．0240．0220．047∗∗∗0．0130．044∗∗∗0．012非农地资源非农劳动力转移比例0．107∗0．0590．0410．0300．076∗∗∗0．029农业收入占比0．0000．0010．002∗∗∗0．0000．001∗∗∗0．000是否购买养老保险0．0280．036-0．066∗∗∗0．019-0．050∗∗∗0．017是否存在本村大姓干部0．0310．0740．192∗∗∗0．0330．142∗∗∗0．033常数项-0．246∗∗0．1230．323∗∗∗0．0690．0350．062R20．1000．1430．060调整R20．0870．1370．056F值7．505∗∗∗27．203∗∗∗15．757∗∗∗

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著

2．农地资源 (1)土壤肥力是影响农地调整的显著性因素，但它对农地调整的影响在不同确权阶段的表现不同。未确权组的土壤肥力对调地次数、调地程度的影响均显著为负，而在完成确权的样本农户中，土壤肥力对调地程度的影响却相反。表明在未确权地区，承包肥力差的土地的农户希望通过农地重新分配的方式改变自己的现状，因此调整次数较频繁，调整范围较大；而在农地确权后，农户的农地位置受到产权证的约束，可能促使农户转变行为模式，利用增加化肥的使用等手段提高自家农地的肥力，使得农地被重新分配的需求得到缓解。

针对此类业务，纳税人只有选择了简易计税方法才可以按差额计税。如果纳税人选择一般计税方法，就不能按差额计税，只能以全部价款和价外费用为销售额，按照规定计算缴纳增值税。

[4]董德坤，沈飞，谷树忠，等.农村土地调整与农民土地承包政策认知实证分析——基于山东的调查[J].中国农业资源与区划,2012,33(6):66-71.

(3)确权组人均承包地面积与调地程度呈现“倒U”型关系。调地程度模型中，确权组农户人均承包地面积的相关系数显著为正，其平方项的相关系数则显著为负。可见，人均承包地面积对农地调整程度具有显著的“倒U”影响，表明随着人均承包地面积的增加，农地调整可能性与程度上升，但当人均承包地面积超过临界值时，农地调整的可能性与程度则会下降。根据二者的关系，降低现有的人均承包地面积或者极大地增加人均承包地面积可以有效地降低农地调整的幅度。但是降低现有的人均承包地面积，导致人均耕地面积过少、分散，并不符合实际情况，反而是极大地增加人均承包地面积，也就是将承包地通过流转等方式集中在部分大型农户手中，更有利于现代农业的发展。

 

表5 调地程度模型估计结果

  

变量未确权回归系数exp(-β)已确权回归系数exp(-β)总体回归系数exp(-β)常数项调整程度=1．001．105∗0．33-0．1601．17-0．0391．04调整程度=2．001．458∗∗0．230．2320．790．3380．71地理条件地形=1．00-1．145∗∗∗3．14-2．666∗∗∗14．38-1．879∗∗∗6．55地形=2．001．001∗∗∗0．37-1．635∗∗∗5．13-0．658∗∗∗1．93地形=3．00010101交通条件=1．00-2．983∗∗∗19．75-0．6621．94-1．480∗∗∗4．39交通条件=2．00-2．612∗∗∗13．630．0250．98-1．083∗∗∗2．95交通条件=3．00-1．764∗∗∗5．840．749∗∗∗0．47-0．366∗∗∗1．44交通条件=4．00-1．658∗∗∗5．250．1730．84-0．775∗∗∗2．17交通条件=5．00010101到县城距离0．048∗∗∗0．950．027∗0．970．042∗∗∗0．96农地资源人均承包地面积-0．0331．030．298∗∗∗0．740．143∗∗∗0．87人均承包地面积的平方-0．0021．00-0．008∗∗∗1．01-0．004∗∗1．00土壤肥力=1．001．557∗∗0．21-0．8062．240．4800．62土壤肥力=2．001．533∗∗∗0．22-0．5521．740．2170．80土壤肥力=3．001．463∗∗∗0．23-0．643∗1．900．1070．90土壤肥力=4．000．905∗0．40-0．801∗∗2．23-0．1531．17土壤肥力=5．00010101灌溉条件=1．00-1．182∗∗3．26-0．7122．04-0．903∗∗∗2．47灌溉条件=2．00-1．463∗∗∗4．32-0．1711．19-0．684∗∗∗1．98灌溉条件=3．00-1．271∗∗∗3．56-0．0711．07-0．572∗∗∗1．77灌溉条件=4．00-0．676∗1．970．644∗∗0．530．0450．96灌溉条件=5．00010101非农地资源非农劳动力转移比例0．604∗0．550．396∗0．670．407∗∗∗0．67农业收入占比0．0051．000．008∗∗∗0．990．006∗∗∗0．99是否购买养老保险=0．00-0．566∗∗∗1．760．470∗∗∗0．630．147∗0．86是否购买养老保险=1．00010101是否存在本村大姓干部=0．000．6130．54-1．023∗∗∗2．78-0．541∗∗∗1．72是否存在本村大姓干部=1．00010101

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著

3．非农地资源 (1)家庭从事非农产业的劳动力比例与农地调整强度正相关。非农劳动力转移在未确权地区对农地调整有显著正向影响，虽然确权后非农劳动力转移比例对调地次数的相关系数并未通过显著性检验，但经过确权，非农劳动力转移比例对农地调整的影响程度降低。在未确权地区，非农劳动力转移比例越高，表明农户家庭从事农业生产的比例越低，家中农地闲置的可能性越高，因此无论是政府征占还是农地在部分农户间的调整，这种类型的农户家庭农地调整成本较低，可调节性强。而在确权地区，农户虽有农地闲置，但由于产权证的约束，调地操作难度增大，且由于农地产权的确定，农户可将农地进行流转，因此闲置的农地参与农地调整的可能性降低。

2．样本描述 调查结果(表1)显示，粤赣两地样本中，超过65%的农户在调查时已完成农地确权，确权进度良好。截止调查时间的过去五年中，未确权的样本农户853户，农地调整频数总和为268次；已确权的样本农户2 014户，进行农地调整次数总和为452次，其余的样本农户对确权情况不了解。以户均调整次数(户均调整次数=农地调整总次数/样本农户数)作对比，未确权组的户均调整次数为0.314次，已确权组的户均调整次数为0.224次，表明确权地区的农地调整频率比未确权地区的农地调整频率低，农地确权有助于提高地权稳定性，抑制农地调整。

(3)农业收入占比的增大、家中存在本村大姓干部会增加农地调整的频率，扩大农地调整的范围。农业收入占比较高的农户家庭对土地依赖程度较高，其对于家庭新增人口的调地要求较大。另外，家中存在本村大姓干部会使农户更加容易将对农地调整的需求转化为行动，增加农地调整的可能性。

阅读不是让学生记住多少知识，而是在阅读的过程中最终学会阅读。因此，家长在阅读绘本的过程中可以渗透相关绘本阅读的策略，比如，看图获取信息并进行推断，对后来发生的事进行预测，阅读中的自我提问，结合学生的实际等。家长们可以根据自己的优势和特长自主设计大胆尝试，让孩子们充分体验阅读带给他们的快乐，进一步提升他们的阅读能力，培养他们热爱阅读的浓厚兴趣和良好习惯，从而让孩子们逐渐学会阅读绘本，构建阅读力。

四、结论与启示

基于农地确权的背景，将粤赣两地的样本农户分为已确权组和未确权组，通过对样本农户的农地调整次数及调整程度的影响因素进行分析，结果表明：

(1)地形、交通条件、到县城距离、土壤肥力、灌溉条件、非农劳动力转移比例、农业收入占比、是否购买养老保险、是否存在本村大姓干部是影响农地调整的显著性因素。

(2)已确权样本和未确权样本的农地调整的影响因素存在差异。未确权地区的非农劳动力转移比例、交通条件以及土壤肥力是影响农地调整的显著性因素；完成农地确权的地区中，地形、到县城的距离、农地灌溉条件、农业收入占比以及家中是否存在本村大姓干部对农地调整行为的影响显著为正。总体而言，农地确权能够降低由地势恶劣、土壤肥力低下及非农劳动力转移比例较高所引起的农地调整的强度。

(3)确权组的人均承包地面积与农地调整程度呈现“倒U”型关系。

(4)购买养老保险仅能在完成确权后降低农地调整的强度，在未确权的地区反而会产生反效果。

可见，加快推进农地确权能够有效提高地权的稳定性，促进农地的流转，减少农地调整。在农地确权后，虽然政策主张是保持农户的承包经营权长久不变，与大部分农户对农地承包经营权稳定性的诉求一致，但是，现实中还是存在一些农户对农地调整的期望并可能付诸行动。由此，要充分把握农地确权后影响农地调整的因素，努力增加农户非农就业机会，适当降低农户农业收入占比，引导农户参加养老保险，有效减少农地调整。同时，应明确人均承包地面积与农地调整的“倒U”型关系，在农地确权后，通过加速农地流转，将承包地集中在部分大户手中，增加人均承包地面积，不仅能有效降低农地调整的频率，还能促进农业的现代化发展。

参考文献：

[1]陶然，童菊儿，汪晖，等.二轮承包后的中国农村土地行政性调整——典型事实、农民反应与政策含义[J].中国农村经济,2009(10):12-30.

我国还有一些论者认为，当专利权人或其被许可人在出售产品时，如果与买方就产品的使用或转售达成了限制条款，则此时产品上的专利并不发生权利用尽，专利被视为是许可给了买方；如果没有限制性条款，则商品上的专利发生权利用尽。例如，崔国斌教授即主张，“只有在首次销售没有为后续使用或者出售行为设置明显的限制条件时，才会导致权利用尽。当合同约定与权利用尽学说相左时，应当从合同约定。” [8]

对于土壤肥力及灌溉条件不同的农地资源而言，两种资源在不同确权阶段的调整表现相似，均以一般和较好程度地区为主，表明土壤肥力及灌溉条件良好地区农地调整可能性较大。

直流输入电压udc=55 V时,对比其中一相相电压在空间矢量调制下滤波前后波形可知压空间矢量调制波形为马鞍形,相电压频率为50 Hz,波形图如图7所示。由于相电压的三次谐波在合成线电压时会相互抵消所以线电压波形为只存在50 Hz基波的正弦波,如图8所示。通过FFT分析,其主要成分只有50 Hz基波。线电压峰值为54 V,直流电压利用率为98.1%,与SPWM调制相比提高了15.3%,其值和理论分析值接近。可见,SVPWM调制下直流母线电压的利用率较高。

(2)灌溉条件越差，农地调整次数越少，调整程度越低。与土壤肥力的影响不同，灌溉条件差的地区并不会促使农地调整的发生，反而具备抑制农地调整发生的作用，这在不同确权阶段中的表现皆一致。导致这种结果出现的可能原因是：灌溉对作物的生长有着至关重要的作用。而且相对于土壤肥力而言，灌溉条件是一个固定的外在制约条件，难以用其他方式进行替代，对于灌溉条件差的农地，农户只能将其置弃，因此呈现出灌溉条件较差的农地调整少的现象。

[5]廖洪乐.农户的调地意愿及影响因素分析[J].农业经济问题,2002(9)：6-10.

“Paid in full with one glass of milk. Dr.Howard Kelly.”

[6]张三峰，杨德才.农民的土地调整意愿及其影响因素分析——基于2006年中国综合社会调查数据[J].中国农村观察,2010(1):15-33.

[7]Loren Brandt，李果，黄季焜，等.中国的土地使用权和转移权：现状评价[J].经济学季刊,2004(3):951-982.

[8]赵阳.对农地再分配制度的重新认识[J].中国农村观察,2004(4):22-30.

[9]Kung J K,Ying Bai.Induced institutional charge or transaction costs? The economic logic of land reallocations in Chinese agriculture[J].Journal of Development Studies,2011,47(10):1510-1528.

[10]张红宇.中国农地调整与使用权流转：几点评论[J].管理世界,2002(5):76-87.

[11]唐浩.农地再分配的村庄原因——基于401个村庄的实证研究[J].中央财经大学学报,2012(6):67-85.

[12]李尚蒲，罗必良.农地调整的内在机理及影响因素分析[J].中国农村经济,2015(3)：18-33.

[13]丰雷，蒋妍，叶剑平.诱致性制度变迁还是强制性制度变迁？——中国农村土地调整的制度演进及地区差异研究[J].经济研究,2013(6):4-18.

通用电气公司对员工进行严格考核，在科学考评的基础上进行奖惩。他们创造了一种称为“阶段C”的管理方法，即“行动、决策和严格的跟踪机制”。每年初，各业务部门都要由上而下制定出个人发展计划，部门领导负责对下属的工作表现进行评价，提出是否提职、加薪的建议。公司则根据员工不同岗位、不同贡献的情况，采取包括提升、发放奖金、奖励持股权等多种形式对员工进行奖励。同时，下决心解雇10%的最差员工，这种优胜劣汰、奖惩分明的机制，保持了公司的生机和活力。

[14]廖洪乐.农村承包地调整[J].中国农村观察,2003(1):46-54.

[15]Jacoby,Hanan G,Guo Li,et al.Harzards of expropriation:Tenure insecurity and investment in rural China[J].American Economic Review,2002,92(5):1420-1447.

[16]许庆，章元.土地调整、地权稳定性与农民长期投资激励[J].经济研究,2005(10):59-69.

[17]田传浩，方丽.土地调整与农地租赁市场：基于数量和质量的双重视角[J].经济研究,2013(2):110-121.

[18]田传浩，贾生华.农地制度、地权稳定性与农地使用权市场发育：理论与来自苏浙鲁的经验[J].经济研究,2004(1):112-119.

[19]仇童伟，罗必良.农地调整会抑制农村劳动力非农转移吗？[J].中国农村观察，2017(4):57-71.

[20]王海娟.农地调整的效率逻辑及其制度变革启示——以湖北沙洋县农地调整实践为例[J].南京农业大学学报(社会科学版),2016,16(5):96-103,156-157.

[21]程令国，张晔，刘志彪.农地确权促进了中国农村土地的流转吗？[J].管理世界，2016(1):88-98.

[22]林文声，秦明，苏毅清，等.新一轮农地确权何以影响农地流转？——来自中国健康与养老追踪调查的证据[J].中国农村经济，2017(7):29-43.

[23]仇童伟，杨震宇，马贤磊.农村土地流转中“差序格局”的形成与破除——基于交易“差序格局”和第三方实施的分析[J].农林经济管理学报，2017,16(4):441-453.

脂肪含量在4.30～6.35g/100g之间，平均含量为5.67g/100g，不同部位的平均含量高低依次为臀腿肉含量5.49g/100g、后腿肉含量5.26g/100g、前腿肉含量5.01g/100g、颈肩肉含量4.52g/100g、背肌肉含量4.50g/100g。