農業(yè)機械化水平、農地確權對農戶主觀幸福感的影響

吳智雄，蘇寶財，吳潔

摘要：【目的/意義】探討農業(yè)機械化水平、農地確權對農戶主觀幸福感的作用機制，找出提升農戶主觀幸福的有效路徑，拓寬政策研究視角。【方法/過程】基于“2016年中國勞動力動態(tài)調查”（CLDS）數據，運用Ordered Logistic回歸模型，從農業(yè)機械化水平與農地確權等維度對農戶幸福感的影響機理進行探究?！窘Y果/結論】研究發(fā)現：農業(yè)機械化水平和農地確權均對農戶幸福感有顯著的正向影響，農業(yè)機械化水平在農地確權與農戶幸福感之間起中介作用;婚姻狀況對農戶主觀幸福感評價有負向顯著影響;家庭年收入、健康狀況、社會地位認同對農戶幸福感存在顯著的正向影響。

關鍵詞：農戶主觀幸福感;農業(yè)機械化;農地確權

中圖分類號：F323.6文獻標志碼：A文章編號：1637-5617（2021）05-0014-09

Effects of Agricultural Mechanization Level and Farmland Right Confirmation on Farmers

Subjective Wellbeing

WU Zhixiong1， SU Baocai1， WU Jie2

（1. School of Economics and Management， Fujian Agriculture and Forestry University， Fuzhou，

Fujian 350002， China; 2. College of Information Engineering， Fujian Business University，

Fuzhou， Fujian 350012， China）

Abstract：【Objective/Meaning】The mechanism of agricultural mechanization level and farmland right confirmation on farmers subjective wellbeing was explored in this paper， in order to find out the effective path to improve the farmers subjective wellbeing， and broaden the perspective of policy research. 【Methods/Procedures】Based on the data of “2016 China Labor Force Dynamic Survey”（CLDS）， the Ordered Logistic regression model was used to explore the impact mechanism of agricultural mechanization level and farmland right confirmation on the farmers wellbeing.【Results/Conclusions】The study found that both the agricultural mechanization level and farmland right confirmation had significant positive impacts on the farmers wellbeing， and the level of agricultural mechanization played an intermediary role between the farmland right confirmation and farmers wellbeing. Marital status had a significant negative impact on the subjective wellbeing evaluation of farmers; while the annual household income， health status and social status identification had significant positive impacts on the farmers wellbeing.

Key words：subjective wellbeing of farmers; agricultural mechanization; farmland right confirmation

幸福感一直是福利經濟學領域一個重要的議題。我國作為一個農業(yè)超級大國，農民始終是革命與建設的重要主體，農民的幸福感不僅關乎到國家的穩(wěn)定和經濟社會的發(fā)展，同時也是政府了解農戶對于農業(yè)政策態(tài)度的有力視角。黨的十九大報告明確指出，第二輪土地承包期滿后繼續(xù)延長30年，保持土地承包關系長久穩(wěn)定，以此確保農民收入持續(xù)增長。土地權益受到保障有可能會對農戶的主觀幸福感產生影響。并且隨著社會經濟的快速發(fā)展，農業(yè)機械化水平日益提升，也可能與農民獲得感、幸福感密切相關。因此，探究農業(yè)機械化應用程度、農地確權對農戶主觀幸福感的影響，不僅對提升農戶主觀幸福感至關重要，而且對推動農業(yè)農村發(fā)展都具有重要意義。

回顧以往文獻，學界對農戶主觀幸福感的影響因素進行了大量的研究與探討。學者們主要從宏觀層面和微觀層面研究分析農戶主觀幸福感的影響因素。在宏觀層面：有學者從基礎公共服務等維度對農戶幸福感進行研究分析，發(fā)現醫(yī)療、教育、社會保障均與農戶主觀幸福感有顯著的正向影響[1]，這與朱文娟等[2]認為社會保障會提升農戶幸福感的結論一致;冼詩堯[3]關注到政府部門對于社會治理的開展情況與農戶滿意度有顯著的正相關，其對于社會治理的滿意度越高，自身幸福感也隨之變高;此外，吳麗娜[4]研究發(fā)現，農戶主觀幸福感受到不同土地權益變更方式的影響，土地流入對農戶主觀幸福感有促進作用，而土地征收與土地流出則會在一定程度上降低農戶幸福感。在微觀層面，學者們研究分析發(fā)現影響農戶主觀幸福感的微觀因素主要包括健康狀況[5]、家庭經濟[6]、社會資本[7]，其中家庭經濟是當前學者研究的重點。龔麗媛[8]研究發(fā)現家庭收入能夠提高農村居民幸福感，其中相對收入對農村居民幸福感的影響大于絕對收入的影響;與之相反，陳卓等[9]認為農戶的絕對性收入是影響農戶幸福感的關鍵，而相對收入對于不同階層的農戶影響則存在差異。同時，人口結構特征[10]也是學者們探究的重點，如年齡、婚姻狀況與受教育程度等[11]。除此之外，張彤進等[12]研究發(fā)現農戶主觀幸福感存在地區(qū)差異，東部地區(qū)農戶的幸福感要高于西部地區(qū)。值得注意的是，還有學者從文化消費活動[13]和互聯(lián)網使用[14]等視角對農戶幸福感進行探究，發(fā)現文化消費活動頻率與互聯(lián)網使用頻率對農戶幸福感均有顯著的正向影響，即頻率越高，農戶幸福感越強。綜上所述，學界關于農戶幸福感的影響因素研究成果頗豐，但鮮有文獻將農業(yè)機械化水平、農地確權與農戶幸福感三者放在同一框架下進行研究，且目前還未有相關的研究關注農地確權政策促使土地、勞動力流轉的變化是否會促進農業(yè)機械使用率提升的問題。而農業(yè)機械化與農地確權政策作為推動農業(yè)現代化和激發(fā)鄉(xiāng)村發(fā)展活力的重要手段，兩者對農戶幸福感的影響不容忽視。因此，本研究將定性分析與定量分析相結合，從農業(yè)機械化水平與農地確權兩個維度對農戶主觀幸福感的影響進行探究，并針對農業(yè)機械化水平在農地確權與農戶幸福感之間是否起到中介作用予以實證檢驗。

1理論與假說

1.1農業(yè)機械化水平

從農戶收入途徑來看，根據效用理論的觀點，更高的效用水平能夠帶來更高的幸福感水平，而高收入的農戶群體，將有足夠的經濟能力去購買想要的物品，從而獲得更高的效用水平以達到提高主觀幸福感的目的;低收入的農戶，往往因為自己的物質欲望難以被滿足，達不到期望的效用水平，主觀幸福感自然相對較低。已有許多學者如田國強[15]、朱建芳等[16]證明了收入對農民幸福感有顯著的提升作用。農業(yè)機械應用減少了土地粗放經營的可能性，提高了復種指數和農業(yè)生產率[17]，農業(yè)機械水平的提升直接影響農業(yè)增產、農民收入的提升[18]。此外，農業(yè)機械的應用可促進農村剩余勞動力向第二產業(yè)、第三產業(yè)轉移，通過使用農業(yè)機械來代替人力勞動，增加了農民從事非農工作的機會，提高了非農經營性收入。因此，農業(yè)機械的使用有可能提高農業(yè)生產率，促進農業(yè)規(guī)?；洜I，增加農戶從事非農工作的機會，促進農民收入提高，進而提升主觀幸福感評價。

從個體健康角度來剖析，胡建平[19]認為農戶在長時間從事生產強度過大的農業(yè)體力勞動后，其身體負擔加重后會惡化個體健康評價;而農戶的身體健康狀況會直接影響其主觀幸福感，當農戶患上疾病，身體的痛苦會讓農戶表現出悲觀的情緒，進而降低其主觀幸福感評價。農業(yè)機械的使用降低了農戶投入農業(yè)勞動的體力強度與時間長度，緩解過度體力勞動帶來的負面健康評價，進而會使農戶個體主觀幸福感評價更高?；谝陨限r業(yè)機械化水平對農戶幸福感影響的探討，提出以下假設：

假設1：農業(yè)機械化水平對幸福感有顯著的正向影響，即在農田耕種方式上，農業(yè)機械化水平越高的農戶主觀幸福感更高。

1.2農地確權

從土地流轉角度來看，程令國等[20]證明了農地確權顯著提高了土地流轉率，獲得了土地流轉收入，從而增加農民的財產性收入;李靜[21]研究發(fā)現，當土地產權明晰之后，會促進農村勞動力轉移，進而增加農戶的工資性收入;陳飛等[22]發(fā)現農地確權會影響農民流轉決策，進而影響農民收入;葉劍平、寧靜等[23-24]發(fā)現土地轉入和土地轉出都會顯著提高農戶收入水平。農地確權通過增強地權的排他性，提高了農戶土地產權的穩(wěn)定性與安全性，降低了土地被國家或集體組織強制征用的風險，減少了土地產權不明晰造成的土地錯配收益損失[25]，從而增強農戶進行農地投資的信心和預期收益。此外，當農地產權不明晰時，農戶會通過施灑過量的化肥以及農藥的手段來追求短期的經濟效益，阻礙了農戶對農地長期投入農業(yè)生產要素的意愿和想法[26]。

從信貸獲得角度來看，周南等[27]指出在理想狀態(tài)下，農地確權改革提高了農地的抵押品價值，改善農戶家庭的信貸獲得能力。李景榮等[28]也有類似的發(fā)現，在對全國9省農戶大規(guī)模調查后，發(fā)現農地確權能帶來信貸資源稟賦效應。農地確權改革通過提高農村信貸市場的有效信貸需求和信貸供給，有助于實現信貸市場均衡，農戶在擴大農業(yè)生產規(guī)模時，有農業(yè)信貸需求的農戶往往缺少可以進行抵押貸款的憑證，因而其主觀幸福感偏低，而《農村土地承包經營權證書》通過抵押土地產權，有利于農戶向銀行等金融機構申請農業(yè)貸款來擴大其農業(yè)生產經營規(guī)模，優(yōu)化其農業(yè)資源配置，破解了農戶金融貸款抵押方面的難題，提高了農業(yè)信貸的可獲得性，因而農戶的主觀幸福感評價更高。

從三權分置角度來分析，李寧等學者[29]通過產權細分和農業(yè)生產環(huán)節(jié)分工的角度發(fā)現新一輪的土地的三權分置制度明晰了土地的經營權，降低了土地的交易費用，促進了農戶對農業(yè)機械外包方式的選擇，進一步提升了農戶的機械化應用程度。陳昭玖等[30]基于“斯密—楊格”定理的分工演化邏輯證明了確權后的土地促進了農村生產環(huán)節(jié)外包服務的發(fā)展。與此同時，周利平等[31]也證實了農地確權能促使生產環(huán)節(jié)外包，進而顯著地提高農業(yè)生產效率;通過生產環(huán)節(jié)外包，可以提高農業(yè)機械化的利用水平，進而提升了農民的主觀幸福感評價。對此，提出以下假設：

假設2：農地確權對農戶主觀幸福感有顯著的正向影響，即土地產權得到明晰之后，農戶主觀幸福感更高。

假設3：農地確權通過促進農業(yè)機械化水平來提高農戶幸福感，即農業(yè)機械化水平在農地確權與農戶幸福感之間起中介作用。

2模型設定與變量選擇

2.1模型選擇

2.1.1ordered logistic回歸模型本文研究的是農戶幸福感的影響因素，其中2個主要的核心解釋變量為農地確權和農業(yè)機械化水平，被解釋變量為農戶幸福感，有5個選項，1～5表示從“非常不幸福”到“非常幸福”，即有序、定類變量，該類別變量在統(tǒng)計上不屬于連續(xù)變量，因此傳統(tǒng)的OLS回歸不再是無偏有效的估計，會使估計結果出現偏差。因此本研究采用logit（ordered logistic）回歸模型，函數公式如下所示：πij（Y≤j）=φ（θi-xβ）=exp（θi-xβ）/[1+exp（θi-xβ）]（j=1，2，…，j-1）（1）

其中，i表示自變量向量的行數;j表示應變量Y的分類;β表示與x相對應的系數矩陣，θi為常數項。

2.1.2中介檢驗模型為了研究農地確權對農戶幸福感的直接影響和間接影響，依據溫忠麟等[32]的中介效應模型研究。其模型設定如下：

Y=cX+e1（2）

M=aX+e1（3）

Y=c′X+bM+e3 （4）

在以上公式中，因變量Y為農戶幸福感，自變量X為農地確權，中介變量M為農業(yè)機械化水平。公式（2）檢驗農地確權對農戶幸福感的直接影響，即總效用;公式（3）檢驗農地確權對中介變量農業(yè)機械化水平的影響;公式（4）是加入中介變量農業(yè)機械化水平后農地確權對農戶幸福感的間接影響，即中介效用。

2.2變量選取

本文研究的是農戶主觀幸福感的影響因素，因變量為農戶幸福感，用問卷中“您認為您的生活過得是否幸福？”來進行表征，該問題有5個選項，1～5分別表示從“非常不幸?！钡健胺浅Ｐ腋！?，數值越大，幸福感越高。

根據相關研究[33-35]，本文選取性別、年齡、婚姻狀況、政治面貌、受教育程度、社會地位認同、健康狀況、家庭2015年總收入、耕地經營規(guī)模等變量，作為控制變量。各變量賦值見表1。

核心解釋變量包括農業(yè)機械化水平和農地確權。其中農業(yè)機械化水平用問卷中“您家目前農田耕種方式”來進行表征，將全程機械化賦值為3，部分機械化賦值為2，傳統(tǒng)農耕賦值為1，表1中農業(yè)機械化水平的均值為1.89，表明農業(yè)機械化水平還有提升的空間。另一個核心解釋變量農地確權對應問卷中的問題“您家是否領到了土地承包經營證權證書？”，假若被調查者回答“有”，則賦值為1，表明該戶為農地確權對象，假若被調查者回答“沒有”，則賦值為0，表明該戶為農地未確權對象。表1中農地確權均值為0.56，表明2016年仍然有接近半數的人沒有領到土地確權證書。

2.3數據來源與樣本描述性統(tǒng)計分析

2.3.1數據來源本文使用的數據來源于2016年“中國勞動力動態(tài)調查”（China Laborforce Dynamics Survey）。該調查由中山大學社會科學調查中心主持，包含了個體、家庭、社區(qū)問卷3個層面信息，覆蓋了中國29個省市（除港澳臺、西藏、海南外），調查范圍廣;2016年CLDS調查共完成401份村居社區(qū)問卷，14226份家庭問卷，21086份15～64歲勞動力人口個體問卷。本文對數據進行以下處理：（1）剔除變量中存在的缺失值和異常值;（2）刪除城市居民樣本，最終選取了5796個樣本。

2.3.2樣本描述性統(tǒng)計分析通過統(tǒng)計分析發(fā)現，本研究的樣本具有以下特點（表2）：（1）男性比例與女性基本持平，男性占51.29%，女性占48.71%。（2）中老年人居多，樣本大多處于36～65歲的群體，占71.45%，其中，36～45歲865人，占14.92%;46～55歲1809人，占31.21%;56～65歲1468人，占25.32%。（3）已婚人士居多，已婚的有5139人，占88.66%;未婚的有657人，占11.34%。（4）樣本中黨員有261人，占4.50%，而群眾占95.50%。（5）社會地位認同大多處于中下水平，自我社會地位認同處于中下水平的人數占96.88%，偏上的人數比例僅占3.12%。（6）受教育程度偏低。文化程度在小學及以下的比例為51.26%，文化程度在大學及以上的人數僅占2.16%。（7）個人健康狀況中，認為自己健康和不健康的比例基本持平。

3模型結果分析

3.1實證結果

本文使用Stata 13.0數據分析軟件，運用ordered logistic回歸模型進行分析，結果如表3所示。本研究為了模型的穩(wěn)健性，采用逐步回歸，將控制變量和兩個維度的核心變量逐步加入后進行回歸，得到4個回歸模型。其中模型1不添加任何控制變量，僅加入農地確權進行回歸;模型2加入農地確權與農業(yè)機械化水平兩個核心變量;模型3是在模型1的基礎上，加入控制變量;模型4是在加入農地確權和農業(yè)機械化水平這兩個核心變量的基礎上，同時加入控制變量。

3.2回歸結果分析

3.2.1農業(yè)機械化水平對農戶主觀幸福感的影響表3中模型4的回歸結果顯示，農業(yè)機械化水平的估計系數為0.242，且在1%的顯著性水平上，表明農業(yè)機械化水平對農戶幸福感有顯著的正向影響，即農業(yè)耕種方式機械化程度越高，農戶幸福感越顯著，機械化水平對幸福感發(fā)揮促進作用，研究假設1得到完全驗證。對此可能的解釋是，農業(yè)機械使用提高了農業(yè)生產率，促進農業(yè)規(guī)?；洜I，增加了農戶從事非農工作的機會，拓寬了農民增收的渠道，促進農民收入增加;同時，機械的使用降低了農民投入農業(yè)生產的體力強度和時間長度，進而提升了主觀幸福感評價。

3.2.2農地確權對農戶主觀幸福感的影響由模型4的回歸結果可知，在模型2的基礎上加入了一系列控制變量，農地確權的估計系數依然在5%的顯著性水平上且正向顯著，表明農地確權對農戶主觀幸福感依然有顯著的正向影響，即農地確權對象主觀幸福感評價更高，農地確權對農戶幸福感評價發(fā)揮促進作用，研究假設2被完全驗證。對此可能的解釋是在農地確權之后，農戶獲得了《農村土地承包經營權證書》，加快了土地流轉，使農民獲得了土地流轉收入;此外，當土地產權明晰之后，會促進農村勞動力向二、三產業(yè)轉移，進而增加農戶的非農經營收入，因此農戶的幸福感相比較于土地未確權對象會更高。

3.2.3個體特征變量對農戶主觀幸福感的影響個體特征變量中，性別、政治面貌、家庭土地經營面積對農戶主觀幸福感系數上均有關系，但均未通過顯著性檢驗。年齡對幸福感有顯著的正向影響，年齡越大的農戶，主觀幸福感越高，可能是隨著經濟水平的提高，現今生活水平相較于以往有了較大的改善，因而年長者的主觀幸福感評價會更高。婚姻狀況對農戶的幸福感有顯著的負向影響?？赡茉蛟谟谙噍^于婚前，婚后需要經營家庭，撫育兒童，承擔更多的責任，因而相對于未婚農戶，已婚農戶的幸福感更低。家庭年收入對農戶幸福感存在顯著的正向影響，再次驗證了以往其他學者的實證分析結果。此外，個體健康狀況與社會地位認同對農戶主觀幸福感均存在顯著的正向影響。

3.3穩(wěn)健性檢驗

為了實證上述估計回歸結果是否具有穩(wěn)健性，本文通過2種方式來來檢驗回歸系數的符號和顯著性是否會發(fā)生改變。一是通過模型變換，采用Order Probit模型代替Order Logistic進行回歸，進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結果如模型5所示。二是通過更換被解釋變量幸福感的測度，將農戶幸福感評價為“非常不幸?！薄安恍腋！薄耙话恪睔w為不幸福，將“比較幸?！薄胺浅Ｐ腋！睔w為幸福，分為幸福和不幸福2種情況，即為二分變量，采用二元Logistic模型進行回歸，結果如模型6所示。表4顯示了2種穩(wěn)健性檢驗的結果，可以看到2種方式的估計結果都顯示農業(yè)機械化水平、農地確權與農民主觀幸福感均存在正向的顯著影響，證明了模型的穩(wěn)健性。

3.4邊際效應

為更加具體的凸顯農地確權與農業(yè)機械化水平對農戶主觀幸福感的影響程度，筆者使用Stata 13.0計算了農業(yè)機械化水平、農地確權對農戶主觀幸福感影響的邊際效應，具體結果見表4。

通過觀察農業(yè)機械化水平對農戶主觀幸福感的邊際系數發(fā)現，農業(yè)機械化水平與農民幸福感評價為“非常不幸?！薄安恍腋！薄耙话恪敝g有著顯著負向關系，而與農民“比較幸?！薄胺浅Ｐ腋！背尸F顯著正相向關系;即農業(yè)機械化水平每增加1個單位，農戶主觀幸福感提升0.242個單位，同時農戶主觀幸福感為“非常不幸?！薄安恍腋！薄耙话恪钡母怕氏陆?.5%、1.1%、3.4%，而“比較幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕噬仙?.2%、3.8%。

通過觀察農地確權對農民主觀幸福感的邊際系數發(fā)現，農地確權與農民“非常不幸?！薄安恍腋！薄耙话恪敝g也有著顯著負向關系，而與農民“比較幸?！薄胺浅Ｐ腋！币渤尸F顯著正向關系;即農地確權每增加1個單位，農民主觀幸福感提升0.115個單位，同時農民主觀幸福感為“非常不幸?！薄安恍腋！薄耙话恪钡母怕氏陆?.3%、0.5%、1.6%，而“比較幸福”“非常幸?！钡母怕噬仙?.6%、1.8%。

控制變量中，健康狀況每提升1個單位，農戶主觀幸福感的評價為“比較幸?！薄胺浅Ｐ腋！钡母怕史謩e上升3.9%和11.9%，由此可見農戶良好的身體健康狀況能顯著提高個人的主觀幸福感，再次應證了其他學者的觀點，我國應加大農村地區(qū)的醫(yī)療服務水平，從而提升農戶幸福感。

3.5農業(yè)機械化水平的中介效應檢驗

為了驗證農地確權對農戶幸福感的間接影響，本文依據溫忠麟等學者[32，36-37]的中介效應檢驗步驟，繼續(xù)檢驗農地確權通過農業(yè)機械化水平對農戶幸福感的間接影響。

通過對表3模型3的實證分析，方程（2）中農地確權對農戶幸福感在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且回歸系數c=0.124，因此進行方程（3）檢驗。方程（3）中農地確權對農業(yè)機械使用程度有顯著影響，其回歸系數a=0.148。方程（4）中農業(yè)機械使用程度對農戶幸福感影響顯著，b=0.242。在加入中介變量農業(yè)機械化水平后，農地確權對農戶幸福感的影響依舊在1%的統(tǒng)計水平上顯著，回歸系數c′=0.115。由此說明農業(yè)機械使用程度在農地確權和農戶幸福感之間存在部分中介效應，研究假設3得到了驗證。通過進一步分析，農地確權對農戶幸福感的直接效應為0.124（c），農地確權通過農業(yè)機械使用對農戶幸福感的中介效用為0.036（ab），農業(yè)機械化水平中介效用占農地確權對農戶幸福感總效應的比例ab/c=29%。

4結論與政策啟示

本文使用2016年“中國勞動力動態(tài)調查（CLDS）”的數據，考察了農戶主觀幸福感的影響因素，采用Stata 13.0分析軟件和Order Logistic回歸模型，分析了農戶主觀幸福感的影響因素。研究得出的主要結論如下：（1）農地確權對農戶幸福感有顯著的正向影響，即農地確權對象主觀幸福感評價更高，農地確權對農戶主觀幸福感評價發(fā)揮促進作用。（2）農業(yè)機械化水平對農戶主觀幸福感有顯著的正向影響，機械化水平對幸福感發(fā)揮促進作用，換句話說，農業(yè)耕種方式機械化程度越高，農戶主觀幸福感越顯著。（3）農地確權通過促進農業(yè)機械化水平來提高農戶主觀幸福感，即農業(yè)機械化水平在農地確權與農戶主觀幸福感之間起中介作用。此外，婚姻狀況對農戶主觀幸福感評價有負向顯著的影響，相對于未婚農戶，已婚農戶的幸福感更低;家庭年收入、個體健康狀況、社會地位認同對農戶主觀幸福感均存在顯著的正向影響。

本文的研究結論具有一定的政策啟示。根據上文的研究結論，本文提出以下對策建議：（1）增強機械購買惠農力度，加快農機社會化服務發(fā)展。政府應當發(fā)揮引導作用，鼓勵金融機構加大對農業(yè)機械的放貸力度，設立統(tǒng)籌專項資金，制定相關的農業(yè)機械購置補貼，凡是按照補貼政策購置農機，自主申請后均可據實享受補貼，從而提高小農戶和農民專業(yè)合作社農業(yè)機械的普及率和應用率，將惠農支農政策落實到實處，充分調動農民購買機械的積極性。此外，應通過發(fā)展農戶間的農機合作或者購買社會化服務等方式，鼓勵農機大戶、農機合作社等農機服務組織開展跨區(qū)作業(yè)的社會化服務，讓眾多分散的、傳統(tǒng)農業(yè)種植的小農戶能夠獲得專業(yè)化機械服務，減輕農民過重勞動生產負擔，從而提高農業(yè)生產效率和農戶幸福感。（2）提高農戶對農地確權證書的應用認知。土地確權政策破解了土地拋荒與細碎化經營的難題，加快了土地流轉，促進了土地規(guī)模化經營。然而在土地規(guī)模化經營過程中，農戶往往面臨金融貸款抵押方面的難題。因此筆者認為政府和相關金融貸款機構應宣傳土地經營權抵押貸款的條件內容，增強農戶對確權政策的信任感。鼓勵、推薦農戶以土地確權證書作為抵押并進行農業(yè)貸款，讓有需要的農戶能夠享受到確權帶來的好處，從而提高農業(yè)信貸的可獲得性，不斷提升農戶的主觀幸福感。

受本人的研究水平和能力所限，文章中尚存在些許不足之處，且由于時間和人力的局限，使用二手數據資料，缺乏一手數據資料和深入訪談的具體案例樣本，這可能會影響到研究結論的推行性。因此，為了確保研究的可靠性，應當進行回訪，進一步深化研究結論。

參考文獻：

[1]吳二平. 基礎公共服務、村干部作風與農民幸福感——基于開封市H鎮(zhèn)的調查[J]. 黑龍江工業(yè)學院學報（綜合版），2020，20（5）：64-69.

[2]朱文娟，劉雪，魯韞琦. 社會保障、社會經濟地位與城鄉(xiāng)居民幸福感——基于2015年CGSS數據的分析[J]. 山東農業(yè)工程學院學報，2020，37（7）：5-11.

[3]冼詩堯. 社會治理滿意度對農村居民幸福感的影響研究——基于CGSS2015數據實證分析[J]. 農村經濟與科技，2020，31（21）：261-263.

[4]吳麗娜. 土地權益變更對農村居民幸福感的影響研究[D]. 呼和浩特：內蒙古大學，2020.

[5]王凡恩. 河南省農村居民幸福度調查研究[J]. 特區(qū)經濟，2010（5）：187-189.

[6]鐘獻兵. 收入對我國農村居民幸福感的影響研究[J]. 時代金融，2017（35）：12-16.

[7]張彤進，萬廣華. 機會不均等、社會資本與農民主觀幸福感——基于CGSS數據的實證分析[J]. 上海財經大學學報，2020，22（5）：94-108.

[8]龔麗媛，朱玉嬋. 收入對農村居民幸福感的影響——基于CGSS2013數據的實證分析[J].中國集體經濟，2020（13）：161-162.

[9]陳卓，續(xù)競秦，吳偉光. 農村居民主觀幸福感影響分析——來自浙江省4縣（市）的證據[J].農業(yè)技術經濟，2016（10）：38-48.

[10]李丹陽，鐘楚原. 人口結構、家庭資本與農民幸福感——基于全國261個村莊2701位農戶的實證分析[J]. 山東農業(yè)工程學院學報，2020，37（11）：16-21.

[11]劉德強. 中部六省農民幸福感影響因素實證研究[D]. 南昌：江西財經大學，2020.

[12]張彤進，萬廣華. 我國農村居民主觀幸福感的影響因素及地區(qū)差異[J]. 江蘇社會科學，2020（3）：111-120.

[13]資樹榮，張姣君. 文化消費活動提升了農村地區(qū)居民主觀幸福感嗎？——基于CGSS數據的實證分析[J]. 消費經濟，2020，36（6）：56-65.

[14]張京京，劉同山. 互聯(lián)網使用讓農村居民更幸福嗎？——來自CFPS 2018的證據[J]. 東岳論叢，2020，41（9）：172-179.

[15]田國強，楊立巖. 對“幸?！杖胫i”的一個解答[J]. 經濟研究，2006（11）：4-15.

[16]朱建芳，楊曉蘭. 中國轉型期收入與幸福的實證研究[J]. 統(tǒng)計研究，2009，26（4）：7-12.

[17]周益波，何可，張俊飚，等. 農業(yè)機械化對農民收入的增長、結構與分配效應研究[J].四川農業(yè)大學學報，2019，37（5）：723-733.

[18]王欣. 談現代化農業(yè)機械的發(fā)展前景[J]. 農機使用與維修，2019（4）：33.

[19]胡建平. 農業(yè)勞動與運動鍛煉對農民體質健康的影響關系[J]. 現代預防醫(yī)學，2013，40（24）：4514-4516.

[20]程令國，張曄，劉志彪. 農地確權促進了中國農村土地的流轉嗎？[J]. 管理世界，2016（1）：88-98.

[21]李靜. 農地確權、資源稟賦約束與農地流轉[J]. 中國地質大學學報（社會科學版），2018，18（3）：158-167.

[22]陳飛，翟偉娟. 農戶行為視角下農地流轉誘因及其福利效應研究[J]. 經濟研究，2015，50（10）：163-177.

[23]葉劍平，郎昱，梁迪. 農村土地確權、流轉及征收補償的相關問題——基于對十七省農村的調研[J]. 中國土地，2017（1）：29-30.

[24]寧靜，殷浩棟，汪三貴. 土地確權是否具有益貧性？——基于貧困地區(qū)調查數據的實證分析[J]. 農業(yè)經濟問題，2018（9）：118-127.

[25]劉同山，吳剛. 農地資源錯配的收益損失——基于農戶農地經營規(guī)模調整意愿的計量分析[J]. 南京農業(yè)大學學報（社會科學版），2019，19（6）：107-118，159.

[26]黃季焜，冀縣卿. 農地使用權確權與農戶對農地的長期投資[J]. 管理世界，2012（9）：76-81，99，187-188.

[27]周南，許玉韞，劉俊杰，等. 農地確權、農地抵押與農戶信貸可得性——來自農村改革試驗區(qū)準實驗的研究[J]. 中國農村經濟，2019（11）：54-55.

[28]李景榮，姜美善，米運生. 農地確權對農戶的信貸效應——基于全國9省農戶大規(guī)模調查[J]. 調研世界，2018（10）：15-21.

[29]李寧，汪險生，王舒娟，等. 自購還是外包：農地確權如何影響農戶的農業(yè)機械化選擇？[J].中國農村經濟，2019（6）：54-75.

[30]陳昭玖，胡雯. 農地確權、交易裝置與農戶生產環(huán)節(jié)外包——基于“斯密—楊格”定理的分工演化邏輯[J]. 農業(yè)經濟問題，2016，37（8）：16-24，110.

[31]周利平，昝祺祺，翁貞林. 農地確權何以提高農業(yè)生產效率？[J]. 山西農業(yè)大學學報（社會科學版），2020，19（5）：60-66.

[32]溫忠麟，張雷，侯杰泰，等. 中介效應檢驗程序及其應用[J]. 心理學報，2004（5）：614-620.

[33]王海英，夏英，孫東升，等. 中國農民主觀幸福感影響因素的Meta分析[J]. 中國農業(yè)資源與區(qū)劃，2021，42（6）：203-214.

[34]尤亮，楊金陽，霍學喜. 絕對收入、收入渴望與農民主觀幸福感——基于陜西兩個整村農戶的實證考察[J]. 山西財經大學學報，2019，41（3）：16-30.

[35]張廣勝，劉浩杰. 員工人力資本的幸福感效應及代際差異[J]. 商業(yè)研究，2021（1）：96-104.

[36]溫忠麟，葉寶娟. 中介效應分析：方法和模型發(fā)展[J]. 心理科學進展，2014，22（5）：731-745.

[37]溫忠麟，侯杰泰，張雷. 調節(jié)效應與中介效應的比較和應用[J]. 心理學報，2005（2）：268-274.