的概率，其值大小反映土地市场发育程度
PR：流转土地使用权的单位净收入=流转收入-流转成本
(R-H)：使用权被流转的土地面积，如果为负值，表明农户受让他人流转的土地，反之则反是
近年来由于非农产业的发展，从事农、林、牧、渔业的劳动力占劳动力总数的份额已由1978年的70.5%下降到2000年的46.9%，从事非农产业的劳动力占劳动力总数的份额则由1978年的29.5%提高到2000年的53.1%，变化幅度高达23.6个百分点。就业结构转换严重滞后于产值结构转换问题得到初步矫正（林毅夫，2001），这为农户的产业间转移提供了可能。因此此处用WI表示农户在非农产业就业的净收入，并与其就业概率相乘作为单位劳动时间的期望收入。与此相形似的假设是土地使用权流转的概率p2、净收入PR。
⑤非货币收入：eH
e：土地除作为生产要素以外为农户提供的单位效用。就表4考察的农户而言，e的值为50%以上，相对于一般农户，我们假定e不为零，它将为保有H面积土地的农户提供eH的效用。
⑥生产函数：Q(L,K,H)=ALαKβHγ
A：农业生产进步因素
α、β、γ：分别为劳动、资本和土地的产出弹性。
农业作为一项弱质产业及易受自然灾害的影响[13]，与此同时种子、化肥和灌溉技术等进步也将提高农业产出[14]，因此把A视为生产技术进步因素与自然灾害因素相抵后的净值。根据边际产出递减原则，生产函数的性状满足：0<α，β，γ<1，Q,>0，Q,,<0[15]。
⑦预算约束：WAL+ PKK+ tH ≤ WAT+ eR
T和R的价值确定此处仍选用了WA和 e而非是WI和PR，因为正式的劳动力市场和土地市场不完善正是中国大部分农民面临的约束。
二、农户的最优规划
将生产函数代入效用函数，农户的最优规划可简化为：
MAX U= PA·ALαKβHγ- WAL- PKK- tH + p1WI(T-L) + p2PR(R-H) + eH
L,K,H
S.T. WAL+ PKK+ tH ≤ WAT+ eR
构造拉格朗日式：
M（L,K,H, λ）= PA·ALαKβHγ- WAL- PKK- tH + p1WI(T-L) + p2PR(R-H) + eH-λ(WAL+ PKK+ tH- WAT-eR）
最优的一阶条件为：
эM/эL=αPAALα-1KβHγ- WA- p1WI-λWA= 0
эM/эK=βPAALαKβ-1Hγ- PK-λPK= 0
эM/эH=γPAALαKβHγ-1- t - p2PR +e-λt= 0
λ（WAL+ PKK+ tH - WAT- eR）= 0
令 αPAALα-1KβHγ= （1+λ）WA+p1WI= X （1）
βPAALαKβ-1Hγ= （1+λ）PK= Y （2）
γPAALαKβHγ-1= （1+λ）t+p2PR-e= Z （3）
λ>0，（WAL+ PKK+ tH - WAT- eR）= 0 （4）
得土地使用权流转量：
ΔH* = R-H* =R-γ·（WAT+ eR）XY/（αWAYZ+βPKXZ+γtXY）（5）
三、比较静态分析
(5)说明影响农户土地使用权流转的诸多因素，为了更清楚分析各外生变量如何影响农户的决策，可以对（1）到（4）分别进行比较静态分析。
（4）中 Kuhn-Tucker乘子λ>0表明，当成本投入超过预算约束时，效用就受到惩罚。因此初始禀赋贫乏、缺少金融市场支持，制约农户在农业生产中的大量投入。对于具有农业生产比较优势，试图大规模开展农业生产的农户，他们本是流转土地最大的需求者，但是严格的预算约束将制约对土地的需求。这可以解释在各种非正规或正规的金融制度安排可得性高的地区，土地的流转程度也较高[16]，同时也说明建立农村金融制度安排对于促进土地流转、改变农民恶劣的初始条件将有积极意义。
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