农户宅基地使用权流转中的羊群行为：私人信息还是公共信息？

杨卫忠

（嘉兴学院商学院，浙江 嘉兴 314001）

农户宅基地使用权流转中的羊群行为：私人信息还是公共信息？

杨卫忠

（嘉兴学院商学院，浙江 嘉兴 314001）

研究目的：探究政府主导下农村宅基地使用权流转中的农户羊群行为，以获得有效指导实践的理论与实证依据。研究方法：基于信息瀑布理论解析农村宅基地使用权流转中农户羊群行为的产生机理，提出研究假说，并通过浙江省嘉兴市1476个农户的纵向调查数据进行验证。研究结果：（1）私人信息对农户宅基地使用权流转决策具有基础性的“锚定”效应；（2）公共信息在农户宅基地使用权流转决策中扮演重要的“调整启发式”影响；（3）当农户宅基地使用权流转决策更倾向于忽略私人信息而与公共信息保持一致时，农户表现出羊群行为。研究结论：要合理利用羊群行为正面效应，同时降低“锚定”和“调整启发式”的负面效应，引导农户做出理性流转决策。

土地管理；宅基地使用权流转；羊群行为；信息瀑布

Key words:land administration; residential land use right transfer; herd behavior; information cascade

农村宅基地集约利用既有利于缓解建设用地供需矛盾，又有利于保护耕地和新农村建设[1]。农村宅基地使用权并非完整的用益物权，仅限于农村集体经济组织内部的特定流转和政府主导下的农村宅基地使用权流转①由于《物权法》等相关法律法规和政策文件均规定宅基地所有权为农村集体经济组织所有，所以，相关文献中出现的宅基地流转、宅基地置换和宅基地退出等概念的内涵事实上为宅基地使用权流转。。本文主要探究政府主导下的农村宅基地使用权流转问题②为方便表述，在无特殊情况下，政府主导下的农村宅基地使用权流转被简化为农村宅基地使用权流转或农户宅基地使用权流转或宅基地使用权流转。。2017年中央“一号文件”聚焦农村集体产权制度改革问题，提出“充分保障农户宅基地用益物权、防止外部资本侵占控制的前提下，落实宅基地集体所有权，维护农户依法取得的宅基地占有和使用权，探索农村集体组织以出租、合作等方式盘活利用空闲农房及宅基地，增加农民财产性收入”③资料来源于2016年12月31日中共中央、国务院印发的文件《关于深入推进农业供给侧结构性改革 加快培育农业农村发展新动能的若干意见》，新华网（www.xinhuanet.com），2017年2月5日。。这体现了党和政府部门在现行体制下寻求土地集约利用和增加农户财产性收入的愿望。

农村宅基地使用权流转是一个牵涉提起、接受、估价、补偿、监督等多环节的复杂过程，且存在主体无序易位、收益分配格局错位、信息不透明、响应程度低等问题[2-3]。为此，相关文献对农村宅基地使用权流转驱动因素进行了重点探索。这些因素包括，宅基地和房屋价值、流转补偿、已流转农户意见、子女受教育、宅基地距城镇距离、住房面积、文化程度、职业分化和经济分化等[4-6]。也有文献对农村宅基地使用权流转问题做了对策性研究。丁关良和蒋莉认为，应赋予宅基地使用权完整的用益物权[7]。赵国玲和杨钢桥认为，通过优惠政策和利益补偿政策可激发流转[8]。周小平等认为，加大普及政策、赋予利益诉求机会、保障居住生活条件和加强再就业指导可提高流转积极性[9]。总体而言，诸多文献关注了如何推进流转。然而，现有研究普遍重视外部驱动因素，而对群体心理和行为关注明显不足。农户群体心理与行为在农村宅基地使用权流转中扮演了重要角色，表现为个体在群体中的反应与独立环境下的反应存在较大差异。这种由群体心理而产生的跟风和模仿就是羊群行为。理论界普遍认为，羊群行为是指主体违反贝叶斯理性人的后验分布法则，模仿群体中他人，而忽视私人信息的行为[10]。胡贤辉发现，受邻里、亲朋好友的影响，农户宅基地使用权流转决策表现为从众和示范[11]。杨玉珍认为，农户宅基地使用权流转决策易受他人暗示，同时为避免被孤立或另眼相看而选择顺从与模仿[12]。关江华和黄朝禧以及杨玉珍研究发现，由于自身知识经验有限、信息渠道狭窄等，农户宅基地使用权流转决策中存在信息粘性④信息粘性被定义为特定信息传播给信息搜寻者所造成的增量支出，若信息成本低，信息粘性则低，反之亦然。，因而会倾向于依靠熟人、亲朋好友等其他农户决策信息作为行动参考[13-14]。由此可见，信息粘性导致农户宅基地使用权流转决策存在不确定性，使其无法完全依赖私人信息而更多以公共信息作为决策依据时，羊群行为便产生了。

因此，本文将基于信息瀑布理论从私人信息和公共信息视角分析农村宅基地使用权流转中农户羊群行为产生机理，提出研究假说，并通过纵向调查数据进行验证，以获得有效指导实践的理论与实证依据。

1 理论模型与研究假说

假设农户面临宅基地使用权流转和不流转两个事件状态，分别用A和B表示，R = {A，B}。真实情况非A即B，表示为v∈R。假设P（A）和P（B）分别为A和B的先验概率，即初始状态，代表所有农户的初始流转态度，且有P（A） + P（A）=1。当初始状态显示流转明确优于不流转时，P（A）＞P（B），反之亦然。

定义1：记τi= （a，b）为农户关于A和B的私人信息集，其中i = 1，2…，n。τi= a为私人信息显示流转更有利；而τi= b为私人信息显示不流转更有利。由于私人信息是关于决策结果的不完全信息，因此可设pi为私人信息与决策结果相一致的概率，则存在如下函数：

式（1）—式（2）中，0.5≤pi＜1，pi越接近0.5越说明私人信息与决策结果越不一致，越接近1越说明私人信息与决策结果越一致。假设公共信息按贝叶斯规则发布，有一定先后顺序，先前发布信息对后来发布信息产生影响。假设农户i可观察到其他农户决策结果并能依据己有知识范畴判断其准确性①“其他农户”是指农户所能了解的、将参与宅基地使用权流转决策的农户，且不限于同一个村。。按照时间序列，农户i之前已有K个农户选择流转和L个农户选择不流转，即有K + L = i - 1。假设p′il（0＜p′il＜1；k = 1，2，…，K）为农户i判断第k个其他农户选择流转的准确性，p′il（0＜p′il＜1；l = 1，2，…，L）为农户i判断第l个其他农户选择不流转的准确性。那么，p′ik和p′il越接近0越说明农户i认为其他农户的决策结果越不准确，越接近1越说明农户i认为其他农户的决策结果越准确②由于不易判断前人信息的准确性，信息瀑布框架模型均假设个体判断前人决策结果准确性是一样的。然而，现实生活中，农户个体情况差异往往较大，且由于亲缘和地缘的关系使得农户较易观察其他农户决策结果并依据己有知识范畴判断其准确性。因此，p′ik和p′il均存在显著差异，并可被观察。。

定义2：根据Anderson等的信息瀑布框架模型[15]，农户宅基地使用权流转概率为：

根据式（3）、式（4），农户宅基地使用权流转概率将受到初始状态、私人信息和公共信息交互项的影响：

宅基地使用权流转是个仁者见仁、智者见智的问题，且在初始状态中，大部分农户没有足够的知识经验分析其中的利弊[16]。因此，可假设P（A） = P（B） = 0.50，即表示在初始状态下，流转或者不流转对于大多数农户而言是模糊的。根据式（5），可简化农户宅基地使用权流转概率的表达式：

依据上述理论模型，可得出如下推论：（1）当P（A|K，L，τi= a）≥0.50或P（A|K，L，τi= b）≤0.50时，农户更倾向于与私人信息保持一致，而不易表现出羊群行为①当农户宅基地使用权流转决策结果与私人信息、公共信息同时保持一致时，伪羊群行为便会产生。；（2）当P（A|K，L，τi= a）＜0.50时，农户倾向于忽视私人信息，与公共信息保持一致，选择不流转，表现为隐性羊群行为②羊群行为可分为隐性羊群行为和显性羊群行为两种。；（3）当P（A|K，L，τi= b）＞0.50时，农户倾向于忽视私人信息，与公共信息保持一致，选择流转，表现为显性羊群行为。事实上，当农户觉得按照私人信息自行决策将使其获取的各种比较收益可能小于或等于选择跟随其他农户决策所获取的收益时，农户会与倾向于与其他农户决策结果保持一致，反之则会倾向于表达私人信息③感谢《中国土地科学》编辑部专家对农村宅基地使用权流转中农户羊群行为解析的意见。。理论推演还需佐以实证检验。因此，基于以上理论推演提出以下待验证的研究假说：农村宅基地使用权流转中，受公共信息的影响，农户选择忽视私人信息，与其他农户保持一致时，将表现为羊群行为。

2 假说验证

2.1 调查区域

嘉兴市位于浙江省东北部富庶的杭嘉湖平原，陆地总面积3915 km2，现有户籍人口349.48万人，下辖2个市辖区（南湖区、秀洲区）、3个县级市（海宁市、平湖市、桐乡市）、2个县（嘉善县、海盐县），共有44个镇，29个街道（涉农街道22个），246个城市社区，115个城镇社区，809个行政村。2008年以来，嘉兴市启动实施了以优化农村产权制度为核心，推进宅基地使用权流转的统筹城乡综合配套改革，引导全市64.80万农户逐步向城镇和社区集聚，为沿海经济发达地区的城乡统筹改革发展提供经验和样板④嘉兴市农村宅基地使用权流转属于政府主导下的宅基地使用权流转，基本包括三种方式，一是农户作价领取货币补偿到城镇购置商品房；二是农户搬迁至安置区换安置（公寓）房或者自建房；三是农户部分或全部到产业功能区置换标准产业用房。农户原有宅基地复垦为耕地，政府和农村集体经济组织获得建设用地指标。。

2.2 数据收集

数据收集采用两阶段调查方法⑤对同一样本的两次调查时间间隔12个月以上。。调查地点为秀洲区洪合镇、新塍镇、王店镇、王江泾镇、油车港镇，南湖区大桥镇、凤桥镇、七星镇、新丰镇、余新镇，海盐县沈荡镇、百步镇、于城镇、澉浦镇、通元镇和桐乡市乌镇、濮院镇、石门镇、洲泉镇、崇福镇。第一阶段调查时间为2015年1月28日—2015年6月25日。调查对象为18—70周岁农户户主及其所在村集体，样本量由费用函数确定⑥费用函数公式为：n =（Cr- c0）/c1，其中，n为样本量，Cr为总费用，c0为固定费用，c1为调查单个样本的平均费用。受项目经费总额的限定，Cr为50000元，c0为2864元，c1为24元，由此可确定样本量的上限为1964个。，采用分层抽样方法确定样本⑦首先，由各个镇政府给出近期和计划近期将推行宅基地使用权流转的村集体，并由此确定了67个样本村。然后，以每个样本村农户数占67个样本村农户总数的比例作为1964个样本在各个样本村的分配比例，并计算出每个样本村所需要的样本量。最后，从不同样本村中随机抽取足量样本，以形成第一阶段调查的基础样本量。。问卷涉及村集体名称、村人均可支配收入、户主姓名、住址、联系方式等，以及宅基地区位条件、宅基地面积、房屋重置成新价和私人信息等变量的测量。共计发放1964份问卷。第二阶段调查时间为2016年1月29日—2016年7月15日。调查对象为第一阶段所确定的样本。问卷涉及户主年龄、户主受教育程度、家庭人均可支配收入、职业类别、公共信息、农地经营权流转和宅基地使用权流转决策等变量的测量。共计发放1627份问卷。剔除遗漏关键信息、明显不合逻辑的无效问卷，获得有效配对问卷1476份。

2.3 变量设定与测量

变量定义、说明及描述性统计见表1。共有67个村集体；平均村人均可支配收入为27731元，略微高于官方统计数据①根据嘉兴市统计信息网（www.jxstats.gov.cn）于2016年4月6日公布的《2015年嘉兴市国民经济和社会发展统计公报》， 嘉兴市农村居民人均可支配收入为26838元。；有整村搬迁奖励的占45.4%。样本平均年龄为44.81岁；平均接受正规教育年限约为8年，略接近于初中文化水平。2015年样本家庭人均可支配收入均值为24949元，略低于官方统计数据；从事兼业和非农业共占72.1%，仅27.9%从事纯农业。样本所在村庄离县域商业中心的平均时间约为0.56小时；平均宅基地面积为192.19平方米；房屋重置成新价均值约为13.20万；农地经营权流转比例为57.0%。样本最初流转比例为53.3%，其他农户倾向于流转比例为48.2%，而最终选择流转比例为52.0%。

表1 变量定义、说明及描述性统计Tab.1 Variables defnition, description and descriptive statisticsb

②受县（区）政府或镇政府政策的影响，有的村有整村搬迁奖励政策，而有的村没有。

③农地经营权流转，包括已经发生的、即将发生和已经确定的流转决策。

④按照上期农业收入占总收入比重将农户职业类别分为农业、兼业和非农业三种类型。上期农业收入占总收入比重大于等于90%的为农业农户，大于10%而小于90%的为兼业农户，小于等于10%的农户为非农业农户。

⑤由调查者根据百度地图计算行车时间，并由此确定宅基地区位条件。

⑥农村宅基地面积包括建房面积和庭院面积。

⑦根据《国有土地上房屋征收与补偿条例》（中华人民共和国国务院令第590号）和《嘉兴市区国有土地上房屋征收与补偿办法》（嘉政发（2012）93号）制定统一的《房屋重置成新价评估标准》，并由调查者按此技术标准对样本农户的房屋进行估价。

⑧在问卷中，农户户主被问及：“农村宅基地使用流转政策背景下，您和您的家人是倾向于流转，还是倾向于不流转？”

⑨公共信息的衡量来源于问卷中问题：“农村宅基地使用流转政策背景下，您所能了解的所有农户（不限于同一个村）中大多数倾向于流转，还是大多数倾向于不流转？”

⑩宅基地使用权流转决策，包括已经发生的、即将发生和已经确定的流转决策。

2.4 计量模型选择

为验证研究假说，构建以下Logit回归模型：

式（7）中，i = 1，2，…，n表示农户，p（yi= 1）为农户i选择宅基地使用权流转的条件概率。privatei为私人信息、publici为公共信息。Xi包括村集体、村人均可支配收入、整村搬迁奖励、农地经营权流转决策、户主年龄、户主年龄平方、户主受教育程度、家庭人均可支配收入、职业类别、宅基地区位条件、宅基地面积和房屋重置成新价。α0为常数项，β1、β2、β3和γ为回归系数，ε为残差。

2.5 模型估计结果与分析

表2 模型估计结果Tab.2 Model estimation resultsa

①由于职业类别为分类变量，所以，进入回归时，将生成哑变量职业类别（1）和职业类别（2），分别对应“兼业”和“非农业”，以“农业”为参照组。当哑变量回归系数显著为正时，说明该变量相对“农业”农户具有相对较高的宅基地使用权流转概率；当哑变量回归系数显著为负时，说明该变量相对“农业”农户具有相对较低的宅基地使用权流转概率。

为解决量纲和多重共线性问题，将村人均可支配收入、家庭人均可支配收入、房屋重置成新价、私人信息和公共信息均进行标准化处理②数据标准化公式为：Mi=（ mi- μ）/σ，其中，Mi为标准化后数据，mi为原始数据，μ为mi的平均值，σ为mi的标准差。。从表2的回归结果来看，Pseudo R2值呈现了递增趋势，表明4个回归的拟合程度在逐步提高；同时，4个回归的影响系数大小尽管发生略微变化，但系数方向和显著性并未发生显著变化，表现出良好的稳健性。因此，回归（4）为最佳预测模型。

（1）村集体特征变量对农户宅基地使用权流转决策的影响。村集体对农户宅基地使用权流转的影响并无显著差异。村人均可支配收入对农户宅基地使用权流转的影响并不显著。整村搬迁奖励系数为0.415（p＜0.01），表明相对“整村搬迁没有优惠”的村而言，“整村搬迁有优惠”的村的农户流转宅基地使用权可能性就越大。这主要是，农户不想损害村集体的利益，或者受迫于村委，或者受其他农户的影响而选择妥协。

（2）农户农地经营权流转变量对农户宅基地使用权流转决策的影响。农户农地经营权流转系数为0.437（p＜0.01），说明相对“不流转农地经营权”的农户而言，“流转农地经营权”的农户流转宅基地使用权可能性就越大。这主要是，“流转农地经营权”的农户更容易脱离宅基地的束缚。

（3）户主特征变量对农户宅基地使用权流转决策的影响。户主年龄系数不显著，而户主年龄平方系数为-0.001（p＜0.01），表明在18—70岁范围内，户主年龄对农户宅基地使用权流转具有显著负向影响。这主要是，年龄大的户主思想较为守旧，接受新事物能力差，难以放弃现有宅基地。户主受教育程度系数0.074（p＜0.01），说明受教育程度对农户宅基地使用权流转具有显著正向影响。这主要是，受教育程度高的户主具有相对丰富的见识与阅历，更容易接受居住和生活方式的改变。

（4）家庭特征变量对农户宅基地使用权流转决策的影响。家庭人均可支配收入对农户宅基地使用权流转的影响并不显著。职业类别中，“非农业”农户具有相对较高的宅基地使用权流转概率，而“农业”农户相对较低，“兼业”农户则居中。这主要是，相对于“农业”农户，“非农业”农户对农业依赖性不强，基本可以脱离宅基地束缚，而“兼业”农户处于两者之间。

（5）宅基地特征变量对农户宅基地使用权流转决策的影响。宅基地区位条件系数为1.111（p＜0.05），表明宅基地离县域商业中心的距离越近的农户流转宅基地使用权的可能性就越小。这主要是，距离县域商业中心越近，宅基地越有升值空间和使用价值。宅基地面积系数为-0.008（p＜0.01），表明宅基地面积越大的农户流转宅基地使用权的可能性就越小。这主要是，宅基地面积与换得住房建筑面积的相性关并不大，宅基地面积大的农户面临流转后住房面积和空间变小的风险就越大。房屋重置成新价系数为-0.296（p＜0.01），表明房屋重置成新价越高的农户流转宅基地使用权的可能性就越小。这主要是，在既定流转补偿标准下，房屋重置成新价高的农户在流转补偿上就有可能面临较大损失，远不如房屋重置成新价低的农户来得划算。

（6）私人信息和公共信息对农户宅基地使用权流转决策的影响。私人信息系数为0.496（p＜0.01），表明最初流转态度越积极的农户平均而言选择流转宅基地的可能性就越大。这主要是，私人信息对决策主体的思想、情感和判断均产生显著影响，影响到决策主体的信息加工过程，是农户决策的基础信息来源。因此，私人信息对农户宅基地使用权流转决策具有基础性的“锚定”效应①锚定效应是指在不确定情境下，判断与决策的结果或目标值向“最初值”即“锚”的方向接近而产生估计偏差的现象。。公共信息系数为0.380（p＜0.01），以及私人信息×公共信息系数为0.342（p＜0.01），表明公共信息在私人信息与农户宅基地使用权流转之间的正向关系中起到了增强性的调节作用，对农户宅基地使用权流转决策具有重要的“调整启发式”影响。这主要是，农户和其他农户均面临同样的宅基地使用权流转问题，在决策信心不足的情景下愿意观察其他农户的决策结果，并以此作为自己的决策参考。图1为交互效应分析图②首先，将私人信息和公共信息的均值分别加减一个标准差（由于已被标准化，私人信息和公共信息的均值均为0，标准差均为1），取得“低”私人信息的代表值为“-1”，“高”私人信息的代表值为“1”，“低”公共信息的代表值为“-1”，“中”公共信息的代表值为 “0”（表示其他农户对待宅基地使用权流转的态度处于“中立”状态），“高”公共信息的代表值为“1”。其次，在私人信息从“低”到“高”的系列代表值（-1，-0.75，-0.5，-0.25，0，0.25，0.5，0.75，1）下，分别计算3种情景（“低”公共信息、“中”公共信息和“高”公共信息）时的ln（p（yi= 1）/（1 - p（yi= 1）））（将常数项、私人信息、公共信息和私人信息×公共信息的回归系数和代表值代入回归系数所构成的回归（4）中而求得）。再次，将系列ln（p（yi= 1）/（1 - p（yi= 1）））值进行反函数处理，可分别求得到3种情景下农户宅基地使用权流转概率（p（yi= 1））随私人信息变化的系列值。最后，分别将3种情景下的农户宅基地使用权流转概率系列值进行圆滑连接，可画得交互效应分析图。。当公共信息“中”，即其他农户流转态度不明确时，农户宅基地使用权流转概率随着农户最初流转水平的增加而增加。当公共信息“低”，即其他农户流转态度倾向于不流转时，农户宅基地使用权流转概率随着农户最初始流转水平的增加而缓慢增加。这表明，相对“中”公共信息而言，“低”公共信息降低了私人信息对农户宅基地使用权流转概率的正向影响。因此，当公共信息“低”，私人信息“高”时，农户宅基地使用权流转决策可能忽视私人信息，与其他农户保持一致，选择不流转，从而表现为隐性羊群行为。当公共信息“高”，即其他农户流转态度倾向于流转时，农户宅基地使用权流转概率随着农户最初流转水平的增加而较快速增加。这表明，相对“中”公共信息而言，“高”公共信息增强了私人信息对农户宅基地使用权流转概率的正向影响。因此，当公共信息“高”，农户最初流转水平即使“不高”时，农户宅基地使用权流转决策也可能忽视私人信息，与其他农户保持一致，选择流转，从而表现为显性羊群行为。

图1 交互效应分析Fig.1 Interaction effects analysis

2.6 稳健性检

样本回归结果获得了稳健性的结论。为进一步确认结论的可靠性，进行两方面的稳健性检验①该部分稳健性检验结果限于篇幅未予报告，留存备索。。

（1）家庭人均可支配收入离群值的处理。家庭人均可支配收入对农户宅基地使用权流转决策的影响较为复杂。收入较低的可能因为缺乏购置城镇住房、较好置换房或自建房的实力而对流转反应不强烈，而收入较高的也可能因为不愿意冒风险改变现有居住状态而对流转缺乏热情。剔除家庭人均可支配收入最低5%和最高5%的离群值后的回归结果和将所有离群值均以仅次于（大于或小于）非离群值替代后的回归结果均显示，私人信息、公共信息、私人信息×公共信息的系数大小略微发生变化外，影响方向和显著性并未发生变化。

（2）分组回归结果分析。以户主年龄②根据世界卫生组织的年龄划分，将44岁及以下的列为“青年”组，将大于44岁以上的列为“中老年”组。、户主受教育程度③接受正规教育年限小于等于6年的列为“小学及以下”组，接受正规教育年限大于6年的列为“初中及以上”组。、家庭人均可支配收入④家庭人均可支配收入低于等于26838元的列为“中低收人”组，家庭人均可支配收入高于26838元的列为“高收人”组。和职业类别⑤将标记为“1”的列为“农业”组，将标记为“2”的列为“兼业”组，将标记为“3”的列为“非农业”组。4个特征划分样本后进行回归。户主年龄、户主受教育程度和家庭人均可支配收入的分组回归结果，以及“农业”组和“兼业” 组的回归结果均显示，私人信息、公共信息、私人信息×公共信息对农户宅基地使用权流转决策的影响结果仍然稳健，而“非农业”组的回归结果显示，公共信息对私人信息与农户宅基地使用权流转之间的正向关系中没有显著调节作用。这说明，“非农业”组的农户不易受公共信息的影响而改变流转决策，因此也不易产生羊群行为⑥造成差异的可能原因是：由于职业不同以及生活环境的变化，农户在认知和偏好等方面均出现了巨大差异。显然，“非农业”农户在宅基地使用权流转决策中处于相对信息优势地位，也因此更依赖于私人信息而不随便跟风。。

总体看来，稳健性检验结果与总体样本回归结果保持较高的一致性。因此，研究结果支持理论假说的结论，研究假说得到支持。

3 结论与政策含义

为探究政府主导下农户宅基地使用权流转中的羊群行为产生机理和经验证据，从私人信息和公共信息视角提出农户羊群行为产生条件的研究假说，并通过浙江省嘉兴市1476个农户的纵向调查数据进行了假说验证。得出如下结论：（1）私人信息容易“锚定”随后的估计和判断，导致农户宅基地使用权流转决策很大程度上被“锚定”于 “最初值”；（2）公共信息对农户宅基地使用权流转决策产生“调整启发式”影响；（3）当农户宅基地使用权流转决策更倾向于忽略私人信息而与亲朋好友、熟人和邻居等其他农户信息保持一致时，农户表现出羊群行为。基于以上结论，得出如下政策含义：（1）告诫农户在宅基地使用权流转决策中谨慎思考，努力追求自身利益最大化，从而尽可能地避免自发“锚定”偏差；（2）可通过“示范效应”引导农户做出恰当与理性的宅基地使用权流转决策；（3）加大信息沟通力度，构建适应性信息传播渠道，使农户能够及时、准确、有效地掌握农村宅基地使用权流转信息，避免盲目跟风和决策失误。

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［16］ 吴明发. 宅基地使用权流转机制研究［D］ . 南京：南京农业大学，2012.

（本文责编：王庆日）

On Farmers’ Herd Behavior in the Rural Residential Land Use Right Transfer: Private Information or Public Information?

YANG Wei-zhong
（School of Business, Jiaxing University, Jiaxing 314001, China）

This article aims to explore the farmers’ herd behavior in the rural residential land use right transfer under government-led mode, and to provide a theoretical and empirical basis for the guideline of practice. The methods of the article are that based on the information cascade theory, we explores the generation mechanism of herd behavior, proposes the research hypothesis, and tests the hypothesis by longitudinal data of 1476 farmers from Jiaxing City, Zhejiang Province. The results show that: 1）Private information has basic “anchoring” effect on farmers’ decision. 2）Public information plays an important “adjustment heuristic” role. 3）When farmers’ residential land use right transfer decision is inclined to ignore the private information but to be consistent with the public information, the famers show herd behavior. In conclusion, the positive effect of herd behavior should be rationally utilized, and the negative effect of “anchoring” and “adjustment heuristic” should be reduced in the practice of transfer so as to lead farmers to make reasonable decision on rural residential land transfer.

F301.2

A

1001-8158（2017）04-0043-09

10.11994/zgtdkx.20170421.134444

2016-11-29；

2017-03-21

国家自然科学基金青年科学基金项目（71403103）；国家社会科学基金重点项目（15AJY008）；浙江省科技厅软科学重点项目（2016C25011，2016C25012）；浙江省自然科学基金一般项目（LY14G030016）。

杨卫忠（1980-），男，浙江衢州人，博士，副教授。主要研究方向为农村发展与管理。E-mail: yangweizhongjxu@163.com