“大国小农”概括了我国当前农业的基本状况。2019年，中共中央办公厅、国务院办公厅印发了《关于促进小农户和现代农业发展有机衔接的意见》(以下简称《意见》)，指出“当前和今后很长一个时期，小农户家庭经营将是我国农业的主要经营方式”。但是由于我国人多地少，再加上各地自然条件、农业资源配置情况各有不同，农业发展情况也各不相同，实现全面规模化经营需要一定时间，而且并非所有地区都能够实现集中连片的规模经营。《意见》强调：“发展多种形式适度规模经营，培育新型农业经营主体，是增加农民收入、提高农业竞争力的有效途径，是建设现代农业的前进方向和必由之路。”相关数据显示，接近30%的农村从事劳动生产的主力是65岁以上的老年人，10.73%的农村从事劳动生产的主力是75岁以上的老年人[1]。2021年全国农民工总量29 251万人，留在农村的基本是“386199部队”，所以从事农业生产的老人及妇女逐渐增多，如果不采取相应措施，“老人农业”和“妇女农业”将成为农业生产的主要趋势，农地弃耕抛荒现象将越来越多。再加上老人和妇女一般以“生存型”农业生产为主，势必会影响农业生产效率的最大化，进行农地流转不但可以提高农地生产效率、降低生产成本，而且还可以提高农户收入。

中国土地流转发展迅速，2007—2018年中国土地流转率由5.2%增至37%[2]，但是2019年却降至26.3%，到2021年，全国土地流转率仅为25.3%。这是由于当前土地流转存在制度不够完善、缺少农地流转中介组织、农户以及承包人不愿或不敢流转等问题，进一步导致我国土地问题恶化，对解决农地细碎化问题、促进规模化经营产生了重要影响。

1、文献综述

针对农地流转的影响因素，国内学者的研究焦点集中于个人特征、家庭特征、社会经济特征、外界条件四个方面[3]。

1)个人特征：

罗必良等[4]认为年龄、性别、受教育程度是影响农地流转的重要因素；许恒周等[5]指出，农户身体健康会促进农地的流入，具有非农就业技能会促进农地流转。

2)家庭特征：

李振杰等[6]认为家庭人口数量越多对农地流转的阻碍作用越强；许恒周等[7]研究发现，家庭中的农业劳动力人数越多越会阻碍农地流转，原因是土地对养老起到了一定的保障作用，因而劳动力人数越多越不倾向于农地流转。

3)社会经济特征：

刘卫柏[8]认为非农收入在全部收入中所占的比重对农地流转意愿具有显著的正向影响；钟晓兰等[9]研究发现，农户家庭耕地面积越大，规范效应越明显，交易费用减少，从而更易流转，同时，农户家庭年收入越高也越容易促进农地流转。

4)外界条件：

李虹韦等[10]指出，村庄与县城之间的距离会影响农户农地流转的意愿，因为距离越远外出就业的机会越少，农户会更倾向于就地劳动，此外，农地产权制度的确立与稳定也会明显提高农户土地转出意愿；叶男[11]认为实行新农保比不实行新农保更易进行农地转出，而对农地转入没有显著的影响。

除上述研究以外，学术界还探究出了一些其他的影响因素。夏显力等[12]认为农户的农地流转意愿与土地流转市场存在一定的关系，当土地流转市场的完善程度变高时，收益就会越有保障，流转意愿就会越强；周妮笛等[13]认为农地的流转价格会对农户的农地流转意愿产生显著的影响；李启宇等[14]研究发现，在有中介组织参与农地流转过程的情况下，农户更愿意转入农地。

综上所述，国内学者研究发现了许多对农地流转具有影响的因素。但是，大部分研究存在一些相同之处或不足之处：第一，只从计量经济学的方向分析了可能的影响因素，但由于人的感性和理性程度是不一样的，缺少了对农户心理方面的分析，忽略了农户的情感因素，导致提出的建议与实际执行效果事与愿违。第二，大部分实证研究在回归模型方面选用Logistic回归模型，就数据的类型而言，Logistic回归模型更适合分类问题，而对于连续性变量的回归可能不太适合。

基于上述分析，本文以农地流转为背景进行实证研究，从心理学与计量经济学的角度，综合分析影响农户农地流转意愿的因素，从而提出符合农户需求、促进农业农村发展、推动农户持续增收的农地流转建议。

2、理论分析与假设

2.1 理论分析

2002年诺贝尔奖获得者丹尼尔•卡尼曼(Daniel Kahneman)的研究成果揭示出人类对于经历的一种特殊认知方式。他的研究表明，人类对经历的记忆受两类因素的影响：整个过程的高峰时刻(无论是积极的还是消极的)和结尾时刻(无论是积极的还是消极的)的感觉，这就是“峰终定律”(Peak-End Rule)。“峰终定律”是一种心理现象和决策原则，它描述了人们在回忆和评价事件或体验时，如何依赖于事件的高潮(Peak)和结束(End)时刻，而不是整个事件的平均体验[15-17]。以下是对Peak-End Rule的详细描述：

1)Peak(高潮)：

这是事件或体验中最显著、最强烈或最突出的时刻。这一时刻可能是积极的，如一次愉快的惊喜，或者是消极的，如一次不愉快的冲突。不论是积极还是消极的高潮，人们在回忆时会将其视为事件的关键元素。

2)End(结束)：

这是事件或体验的结束部分。人们在回忆时会特别关注事件的结尾部分，因为它标志着事件或体验的结束，会留下持久的印象。结束时的情感体验将对整个事件的评价产生显著影响。

2.2 理论假设

假设进行某件事的过程中始终都夹杂着人对体验的记忆，那么农地流转过程中同样夹杂着农户对该过程体验的记忆。若农户在“高峰”和“结束”时都获得好的体验，那么有可能会促使农户持续对农地进行流转；若农户在“高峰”或“结束”的任意一个时期获得了不好的体验，那么有可能影响农户持续进行农地流转的意愿，甚至会直接不进行农地流转。“终”这一时刻在农地流转过程中很好识别，那么“峰”这一时刻又该如何识别呢?所谓的“峰”就是最高潮时期，即农户在进行农地流转过程中的需求最需要被满足的时刻。所以本文认为“峰”这一时刻影响农户体验的因素可能有：农地的流转价格、是否有中介组织介入、是否签订书面合同、是否讲明流转期限等。“终”这一时刻影响农户体验的因素可能有：是否参与新型农村社会养老保险、是否拥有医疗保险、是否受过非农就业技能培训等。结合文献综述和理论分析，从以下几个方面提出研究假设。

2.2.1农户个人特征方面的因素

农户的年龄、性别、文化程度、健康状况等可能会对农地流转意愿产生一定程度上的影响。农户的年龄越大，学习能力越差，从事非农职业存在壁垒，只能从事熟悉的农业劳动；再加上时代原因，农户年龄越大，土地情结越强，越不倾向于进行农地流转。男性一般承担起家庭里大部分的经济压力，而女性承担着更多家庭责任，所以女性相较于男性更依赖土地，因而不倾向于农地的流转。受教育程度越高的农户，知识储备越丰富，对农地的管理经营能力越强，对农地的流入意愿越强；但是，受过高等教育的人从事非农职业的可能也越大，同时也增强了农地流转的意愿。身体健康状况决定了能否直接参与农业生产劳动，健康状况良好的农户在完成生产任务之后，有能力完成更多的农业生产，从而提高家庭收入。因此，健康状况良好的农户倾向于流入农地；反之，健康状况差的农户倾向于流转农地。基于此提出假设H1：

H1：农户农地流转意愿受到农户年龄、性别、文化程度和健康状况的负向影响。

2.2.2农户家庭特征方面的因素

农户家庭的人口构成影响着可用劳动力的总量，因此，家庭人口数量越多，从事农业生产的劳动力可能越多，会阻碍流转。基于此提出假设H2：

H2：农户农地流转意愿受到家庭人口数量的负向影响。

2.2.3社会经济特征方面的因素

当非农收入超过农业收入时，理性的农户会选择从事非农职业。考虑到机会成本的选择，将闲置农地进行流转显然是实现效率最大化的有效途径。所以，农户的非农收入增加会导致农户更愿意转让农地；家庭耕地面积越大，在流转过程中带来的财产性收益就越多，交易成本也会相应降低，也就更易推动农地流转。因此提出假设H3a、H3b：

H3a：非农工资性收入的增加会对农户的农地流转意愿产生积极的正向影响。

H3b：家庭耕地面积的增加会对农户的农地流转意愿产生积极的正向影响。

2.2.4外界条件方面的因素

农地流转结束后，有部分失地农民不适应非农职业，闲赋在家形成了过剩劳动力。除了农地流转的租金带来的财产性收入，失地农民再无其他收入。幸运的是，“新农合”为失地农民提供了一份生存保障。除此之外，政府还提供了医疗保险，防止因病返贫的情况发生。据此提出假设H4：

H4：“新农合”或医疗保险参与程度会对农户的农地流转意愿产生显著的正向影响。

2.2.5其他方面的因素

除上述情况之外，还有一些因素可能对农户的农地流转意愿产生影响，例如农户拥有非农职业技能，能够适应非农职业、打破职业壁垒，适应非农职业之后，农户转换就业方式的可能性便会降低，再加上非农就业能够带来更高的收入，农户进行农地流转的意愿便会增强。在进行农地流转时，签订书面合同、讲明流转期限并且有专门的中介组织参与其中，会使农民觉得基本权利得到了保障，农地流转更快捷方便，使农户对流转过程放心，从而增强农户的农地流转意愿。显然，农地流转价格越高，农户的流转意愿也会随之增强。据此提出假设H5a、H5b、H5c、H5d：

H5a：签订书面合同、明确流转期限对农户进行农地流转具有积极的正向影响。

H5b：农户接受过非农职业技能培训会对其农地流转意愿产生积极的正向影响。

H5c：中介组织的参与对于激发农户的农地流转意愿具有积极的正向影响。

H5d：农地流转价格的上升对于农户的农地流转意愿具有积极的正向影响。

3、实证分析

3.1 数据来源与处理

本文使用的数据来源于南京农业大学人文社科处于2022年创建的“中国土地经济调查”(China Land Economic Survey，简称CLES)数据库，共包含1 203个样本。由于本文主要研究“峰”和“终”这两个时刻对农户的体验与记忆产生的影响，所以在筛选数据时尽可能匹配在这两个时刻存在影响的因素，从而减少其他无关因素对研究的影响。对数据中的缺失值和异常值进行处理之后，最终保留292个样本。

3.2 变量选择

1)被解释变量：

农户的流转意愿在数据统计下很难直观地显示出来，但是可以从另一个角度来反映。农户的农地流转意愿越强，其流转在外的农地面积越大，所以可以用转出在外的农地面积来衡量农户的农地流转意愿。

2)核心解释变量：

“峰”这一时刻的影响因素选择农地流转价格、签订书面合同的转出面积、讲明流转期限的转出面积、有无中介组织参与农地流转来表示。为了直观衡量中介组织，村干部或村委组织在此处充当中介组织，所以将村干部或村委组织的集体转出面积作为核心解释变量。“终”这一时刻的影响因素用是否受过非农职业培训、是否拥有医疗保险、新型农村养老保险支出来表示。

3)控制变量：

农户的年龄、性别、文化程度、健康状况、生产经验等个人因素，以及非农工资性收入、家庭人口数量、家庭耕地面积等外部因素也会对实验造成影响，将其全部设置为控制变量。变量定义与赋值如表1所示。

3.3 描述性统计分析

结合表1，从农户个人特征、农户家庭特征、社会经济特征、外界条件四个方面进行描述性统计分析：在农户个人特征方面，大部分农户年龄偏大、身体状况良好、受教育程度偏低，是农村农业生产的主要群体；在农户家庭特征方面，家庭人口数量基本处于三口之家的水平；在社会经济特征方面，由于个体差异，每个人从事非农工作得到的工资性收入差距很大且并不一定比从事农业的收入高；在外界条件方面，几乎所有的农户都参与了医疗保险或“新农保”，为基本生活提供了一定的保障。

3.4 实证分析

3.4.1模型构建

本文采用Stata 17 MP软件进行数据分析。由于被解释变量为连续性变量，不太适用Logistic回归模型，所以采用多元线性回归模型进行研究，如下所示：

其中，K=1,2,3,...,8；m=1,2,3,...,8；XK为核心解释变量，zm为控制变量。

3.4.2变量检验

进行实证分析之前要对各变量进行检验，共分为两个部分：多重共线性检验、异方差性检验。

1)多重共线性检验。

表1 变量定义与描述性统计

若自变量之间存在线性关系，会导致在回归分析等模型中产生一些问题，如不稳定的估计、难以解释的系数和模型可靠性的降低。当模型存在多重共线性时，模型系数的估计可能会失去准确性，难以解释，而且对新数据的泛化性能可能下降。因此，检测和处理多重共线性是建立可靠模型的关键一步。假设如下：

即X1,X2,X3,...,XK不线性相关：∀a=(a1,a2,a3,...,aK)T∈RK

VIF值是多元线性回归模型中评估多重共线性程度的一种指标。如果检验结果发现VIF值超过10(或者严格来说大于5)，这说明模型存在严重的多重共线性问题。类似的，如果检验结果发现容差值(1/VIF)小于0.1(或者严格来说小于0.2)，也说明模型存在严重的多重共线性问题。VIF和容差值(1/VIF)是相同的检验逻辑，选择其中一种指标即可。多重共线性检验结果如表2所示。检验结果表明，各个变量之间不存在多重共线性问题。

表2 多重共线性检验

2)异方差性检验。

在其他假设不变的条件下，如果随机误差项的方差不相等，说明随机误差项ei(即总体方差)具有异方差性，即：

变量之间异方差性的存在，会影响回归的正确性与准确性。在异方差情况下，所有与解释变量估计量方差有关的计算都会受到影响，t检验、F检验也会受到影响变得不再准确；解释变量的OLS估计量不再有效，但是仍然具有线性和一致性，会导致对被解释变量的预测也失去有效性。怀特检验可以检验变量是否存在异方差性。通过Stata 17 MP软件进行分析，得出的结果如图1所示。

图1 异方差性检验

从图1可以看出，在给定α=5%的情况下，卡方统计量为94.03，相应的p值为0.992 6，大于0.05，接受原方程的同方差性假设，也就意味着原方程不具有异方差性。

3.4.3模型运行结果分析

多元线性回归结果如表3所示，可以看出，一共有六个解释变量在统计水平上显著(五个核心解释变量、一个控制变量)，分别是农地流转价格、签订书面合同的转出面积、讲明流转期限的转出面积、村干部或村委组织的集体转出面积、是否受过非农职业培训、农户家庭耕地面积等。核心解释变量中是否拥有医疗保险、是否拥有新型农村养老保险虽然有一定程度上的影响，但是在5%的水平范围内影响并不显著。

表3 多元线性回归结果

1)个人特征。

①“年龄”这一变量的计算结果为负数且并不显著，原因可能是样本中大部分农户的年龄正处中年时期，虽然劳动能力相比于青年时期减弱，但相对来说仍较强，有可能发生一部分留在农村进行农业生产的农户流转其他农户土地的情况，对农地流转产生负面影响[18]；或者是农业生产按照以往的方式进行，不需要太多的技能性操作[19]，再加上现代农业机械的发展，农业劳动对体能的要求减弱。

②“性别”变量在统计学上不显著且数值为负数，可能是因为男性的寿命普遍比女性短，女性担任户主的比例逐渐增加，从而导致农地流转减少[18]。

③“健康状况”这一变量不显著，与大部分研究的趋势相同。

④“文化程度”这一变量不显著，丁涛[20]指出，文化程度越高，从事非农劳动和农业劳动的机会成本越高，可以选择从事非农劳动，也可以结合所学知识从事农业劳动。

2)家庭特征。

“家庭人口数量”变量虽与家庭人口数量越多越会阻碍农地流转趋势这一假设一致，但在统计学上不显著，

3)社会经济特征。

“非农工资性收入”这一变量不显著且数值为负，可能的原因是数据中大部分农户外出务工地点距家较近，在缺少务工机会时，可以选择回家从事农业劳动，通勤成本也不会太高。“农户家庭耕地面积”这一变量显著且数值为正，符合假设。

4)外界条件。

“‘新农合’或医疗保险参与程度”对农户农地流转意愿没有显著影响，可能的原因是土地依然起着重要的保障作用，农户对农地的依赖程度较高，从而阻碍了农地流转。但是“是否拥有医疗保险”这一变量与农地流转呈正向关系。综上所述，回归验证结果如表4所示。

表4 研究假设通过结果

4、结论与建议

4.1 结论

本文以“峰终定律”为基础，结合“中国土地经济调查”数据库中的292个样本，采取多元线性回归法，分析了“峰”和“终”这两个时刻对农户农地流转意愿存在影响的因素。主要结论如下：通过对解释变量的回归，农地流转价格(峰)、签订书面合同的转出面积(峰)、讲明流转期限的转出面积(峰)、村干部或村委组织的集体转出面积(峰)、是否受过非农职业培训(终)这五个核心解释变量通过检验，基本证实了农户在农地流转过程中对体验存在记忆的特点，即在整个农地流转过程中，若农户在“峰”和“终”这两个时刻获得好的体验，那么整个过程对于农户来说就是一个还不错的体验，从而将促进农户持续进行农地流转。

4.2 建议

基于上述研究，提出一些建议：

1)选择进行农地流转的农户对农地的流转价格、土地使用权的归属、流转过程的公平公正性等问题比较关心。所以应促进中介机构参与到农地流转过程中，保证交易双方的基本合法权益；适当提高农地租金，或者由政府为农地转出者提供一定的补贴，从而促进农民增收；积极推动农地确权，确保农民的土地权益得到法律保护。

2)授人以鱼不如授人以渔。农地流转结束后可由政府牵头成立专门的非农职业技术培训组织，专门为从农业生产跨入非农生产的农户提供培训，使得跨行就业农户更好地适应就业环境。

3)农地流转结束后，要做好医疗保险、“新农保”等保障工作的衔接，使得农地转出户的生活得到基本的保障。

4)对于想要自主创业的农户，政府可以提供农业贷款或信贷担保，以帮助农户获得资金用于购买生产资料、扩大生产规模或改进基础设施。

参考文献:

[1]肖荣荣,向楠,王崇人.子女外出对农村老人农业劳动供给的影响:基于代际支持视角[J].湖南农业大学学报(社会科学版),2023,24(5):106-114.

[2]翟新花.“三权分置”视阈下农民权益保障研究[M].北京:社会科学文献出版社,2021:77-136.

[3]李昊,李世平,南灵.中国农户土地流转意愿影响因素:基于29篇文献的Meta分析[J].农业技术经济,2017(7):78-93.

[4]罗必良,何应龙,汪沙,等.土地承包经营权:农户退出意愿及其影响因素分析:基于广东省的农户问卷[J].中国农村经济,2012(6):4-19.

[5]许恒周,石淑芹.农民分化对农户农地流转意愿的影响研究[J].中国人口·资源与环境,2012,22(9):90-96.

[6]李振杰,韩杰.基于Logistic回归模型的农户土地流转意愿实证分析[J].统计与决策,2019,35(13):110-114.

[7]许恒周,郭忠兴.农村土地流转影响因素的理论与实证研究:基于农民阶层分化与产权偏好的视角[J].中国人口·资源与环境,2011,21(3):94-98.

[8]刘卫柏.基于Logistic模型的中部地区农村土地流转意愿分析:来自湖南百村千户调查的实证研究[J].求索,2011(9):81-83.

[9]钟晓兰,李江涛,冯艳芬,等.农户认知视角下广东省农村土地流转意愿与流转行为研究[J].资源科学,2013,35(10):2082-2093.

[10]李虹韦,钟涨宝.农地确权对农地转出意愿的影响:基于确权制度可信度的调节效应分析[J].资源科学,2020,42(9):1657-1667.

[11]叶男.农民的土地流转意愿及其影响因素研究[J].统计与决策,2013(9):99-101.

[12]夏显力,常亮.农户农地流转意愿影响因素及区域性差异分析:基于关中3个县(区)的农户调研[J].西安交通大学学报(社会科学版),2015,35(4):68-72.

[13]周妮笛,李明贤.城市郊区农户土地流转意愿及其影响因素:基于长沙市8乡镇农户调查数据[J].湖南农业大学学报(社会科学版),2013,14(6):20-26.

[14]李启宇,张文秀.城乡统筹背景下农户农地经营权流转意愿及其影响因素分析:基于成渝地区428户农户的调查数据[J].农业技术经济,2010(5):47-54.

[18]凌若愚,潘镇,刘艺园.农村人口老龄化对土地流转影响的研究[J].现代经济探讨,2018(7):41-44.

[19]张瑞娟.农村人口老龄化影响土地流转的区域差异及比较[J].农业技术经济,2017(9):14-23.

[20]丁涛.农户土地承包经营权流转意愿研究:基于Logistic模型的实证分析[J].经济问题,2020(4):95-103.

文章来源:陈超,陈叶兰.基于“峰终定律”的农户农地流转意愿影响因素探究[J].南方农机,2024,55(23):39-44+77.