叶伟娇，苏月婵，杨江帆

(1．福建农林大学 安溪茶学院，福建 泉州 362406；2．福建农林大学 经济学院，福州 350002)

林地经营权流转是指林农在保留对已有集体林地承包权的前提下，把经营权转让给其他人或组织并获得一定收益的行为[1]。2013年，中共十八届三中全会以来，国家始终强调要重视土地经营权流转问题在形成新型农业生产经营主体，发展规模化、集约化、专业化的新型农业经营体系中的重要作用。2019年，中央一号文件又将深化集体林权制度和国有林区林场改革提到重要位置。林地经营权流转能够解除林农对丧失林地承包权的顾虑，使流入林地经营权的成本降低，有利于潜在受让方的生产经营。截至2019年，林地经营权流转率有较大的提升，但受流转政策信息不对称的影响流转意愿不高[2]、流转效率低下的情况仍普遍存在[3]。如何更好地推动林地流转，增加林农收入一直是学者们关注的焦点。国外主要从农村劳动力转移[4]、农户决策行为[5]、转移形式与路径[6]等视角对林地流转进行研究；国内则侧重于从流转意愿[7-10]、政策效果[11]、制约因素[12]、流转效应[13]、制度创新[14]、资源配置效率[15]等角度对林地流转进行研究。这些研究主要集中于流转内在机理和流转影响因素，而对林农林地流转行为的研究偏少。羊群效应是指人们由于受到信息不对称和群体压力等因素而导致盲目效仿他人行动的决策行为[16]。在林地经营权流转过程中，由于政府政策信息渠道的有限性，与其花费较高时间成本与精力去收集和解读信息，林农更倾向于参照和模仿其社会网络中大部分人的行为做出林地经营权流转决策，显现出羊群效应。研究林农在信息不对称情境下产生的羊群效应，正确积极地利用林农在林地经营权流转中的羊群效应来提升林地经营权的流转行为和流转效率，对助推地方林业经济的发展有重要意义。因此，基于羊群行为理论对林农林地经营权流转行为中的羊群效应进行分析，以期为加快林地经营权合理流转、提高林农林地经营权流转决策的科学性和实现林地资源效益的最大化提供参考依据。

1 数据与方法

1.1 理论分析与研究假设

羊群效应是管理学上的一个概念，被各个领域广泛应用[16]。羊群效应一般出现在竞争非常激烈的行业中，这个行业的“领头羊”由于占据了主要的注意力，因此整个羊群不断摹仿“领头羊”的行为。羊群效应可分为两种，一种是由于获取的信息相似而产生的类羊群效应，另一种是由于信息不完全产生的羊群效应。研究发现，农地流转、农户种植结构调整、土地经营权流转过程中均出现羊群效应[17-18]。

林农土地经营权的流转行为受到其自身社会网络的影响，在征地过程中[19]和社会保险参保决策[20]时，均表现出“随大流”“邻里效应”和“示范作用”的从众行为，例如林农宅基地使用权流转决策受邻里和亲朋好友的影响表现出从众和示范[21]。由于林农受教育程度普遍较低，林业基本知识有限，而政府所提供的流转政策信息收集、解读和利用成本较高，导致林农处于信息不对称的劣势情境中，因此林农容易放弃去获取林地经营权流转的信息，而选择信任其社会网络中亲朋好友、熟人和其他林农的行为并作为决策依据，显现出羊群效应。由此，提出4个假设。

H1：羊群效应对林农林地流转行为具有正向影响

H1a：亲朋好友参与流转数量对林农林地经营权流转行为具有正向影响

H1b：其他林农参与流转数量对林农林地经营权流转行为具有正向影响

H1c：亲朋好友参与流转数量与其他林农参与流转数量交互项对林农林地经营权流转行为具有正向影响

政策信息资源的可得性是指林农对国家发布的政策信息资源获取的容易程度。一般情况下，林农接收到越清晰的政策信息，对政策的认知水平就越高，对于该政策能够对自身利益带来的积极作用也就越了解[22]。林农的网络规模越大，获得的政策信息以及交易信息就越多[23]。林农在宅基地置换政策信息掌握充分的情况下能够对置换后福利状况进行预判[24]。而林农在政策信息接受渠道上，主要依靠电视、推广机构或者村委会的传播[25-26]。林农对林地经营权流转相关政策信息的接收程度关系到该政策的推广和实施。林地流转政策信息可得性的提高有助于林农更理性地结合自身林地情况做出经营权流转决策。由此，提出1个假设。

H2：林地流转政策信息可得性对林农林地经营权流转行为具有正向影响

在农地流转过程中，当流转政策信息可得性较低，林农认为依据已获得的政策流转信息做出决策得到的净收益可能小于或等于其社会网络中亲朋好友、其他林农决策所获得的净收益时，他们会更倾向于与其社会网络大部分人的决策保持一致，反之则会倾向于依据已获得的流转政策信息做出决策[27]。社会网络在信息共享中的重要作用甚至超过了正式的合作程序[28]，林农的社会网络一方面充当重要的信息流通载体，另一方面激发了普遍信任和制度信任的产生[29]。林农将亲朋好友和其他林农等社会网络成员当做林地经营权流转政策信息交流的中介，满足其对林地流转信息的强烈需求，以及弥补政府提供的信息渠道狭窄、林农解读能力有限的缺陷。因此，林地流转政策信息可得性越低，林农对林地经营权流转情况越不清楚，也就越会受到羊群效应的影响。由此，提出4个假设。

H3：林地流转政策信息可得性在羊群效应对林农林地流转经营权行为的影响中起负向调节作用

H3a：林地流转政策信息可得性在亲朋好友参与流转数量对林农林地经营权流转行为的影响中起负向调节作用

H3b：林地流转政策信息可得性在其他林农参与流转数量对林农林地经营权流转行为的影响中起负向调节作用

H3c：林地流转政策信息可得性在亲朋好友参与流转数量与其他林农参与流转数量交互项对林农林地经营权流转行为的影响中起负向调节作用

1.2 变量选取

结合福建省林农具体情况并参考已有文献[10，12，30]，选取林农的“流转行为”作为因变量(Y)，具体释义如表1所示。

控制变量包括林农特征、资源禀赋和林农认知。林农特征包括年龄(X1)、受教育年限(X2)、是否为村干部(X3)、林业劳动人数(X4)、家庭人口总数(X5)、林业经营收入比例(X6)、接受过林业培训(X7)和户主职业类型(X8)，资源禀赋包括林地面积(X9)、种植类别(X10)和立地条件(X11)，林农认知包括了解林权抵押贷款(X12)、林地所有权认知(X13)和养老保障作用(X14)。

核心解释变量包括社会网络信息和政策信息成本。社会网络信息包括亲朋好友参与流转数量(X15)和其他林农参与流转数量(X16)2个变量，政策信息成本是以林地流转政策信息可得性(X17)为变量来衡量。同时，参照文献[18]，以亲朋好友参与流转数量、其他林农参与流转数量、林地流转政策信息可得性3个变量的二元交互项(X15×X16、X15×X17、X16×X17)以及三元交互项(X15×X16×X17)为变量，分析羊群效应对林农林地经营权流转行为的影响。

表1 变量及其代码Table 1 Variables and their codes

1.3 数据来源

2019年4—8月，采取入户访问和拦截访问两种方式对18～70周岁从事林业相关劳动的林农户主进行数据采集。选取仙游县作为预调研地点，收集32份预调研数据，根据预调研中发现的问题并结合专家意见对问卷题项进行修改，形成最终测量量表。正式调研选取福建省林地经营权流转推广力度较强的仙游县、永定县、漳平县、长泰县共4县作为实地调查的地点。问卷主要内容涵盖了受访者的个体特征、认知特征、社会网络、信息获取特征以及资源禀赋特征等方面的情况。此次调研共发出412份问卷，回收后删除数据重复、部分缺失等无效问卷，共回收有效问卷344份。

1.4 模型设计

林地经营权流转行为是包括“流转”与“未流转”在内的具有两个取值结果的二分类定性变量，两者概率之和为1。Binary Logistic模型恰好适用于变量为非连续型的二分类变量，是研究对象为个体的决策行为及其影响因素的最适合模型[30]。Binary Logistic模型的概率函数为：

⑴

式中P表示“流转”的事件比“未流转”的事件发生概率；Xi表示第i个影响林地流转行为选择的自变量；α表示方程的常数项；βi表示第i项自变量的归系数；e表示“流转”的概率与“未流转”的概率之比；i=1，2，……，n；n=17。

对P进行Logit变换得到Logistic函数的基本形式为：

⑵

式中Y表示林农是否进行林地流转的概率，其中，当Y=1时，表示“林农进行林地流转”，当Y=0时，表示“林农未进行林地流转”。

进行Binary Logistic回归分析之前，首先，需要检验X15、X16、X17、二元交互项(X15×X16、X15×X17、X16×X17)和三元交互项(X15×X16×X17)可能产生的多重共线性问题。当方差膨胀因子(VIF)≤5时，说明变量间不存在严重的共线性问题。

然后，运用SPSS 25.0软件对林地流转行为的影响因素进行Binary logistic向前逐步回归。回归前先将3个核心解释变量进行中心化处理[31]，对林农职业类型和林农所有权认知进行哑变量赋值。

最后，采用强迫进入法构建模型：⑴将控制变量X1～X14放入回归模型(模型1)；⑵将控制变量X1～X14、X15、X16、X17放入回归模型(模型2)；⑶将控制变量X1～X14、X15、X16、X17和二元交互项(X15×X16、X15×X17、X16×X17)放入回归模型(模型3)；⑷将控制变量X1～X14、X15、X16、X17、二元交互项(X15×X16、X15×X17、X16×X17)和三元交互项(X15×X16×X17)放入回归模型(模型4)。

2 结果与分析

从样本特征来看，林农户主大多为40～60岁(82.2%)的中老年男性(84.9%)，而且受教育水平普遍较低(70.1%的户主受教育年限在9年及以下)，大多都涉及林业(81.6%)但大部分都兼职其他行业(59.8%)，户主为村干部的有52人；家庭人口规模大致在3～6人之间(86.4%)，但从事林业劳动人数一般只有1～3人(78.3%)，只有一半的林农接受过林业知识培训(53.1%)；林业收入占家庭总收入的5%～40%的家庭达到一半以上(67.8%)。这说明由于林业经营受自然灾害和市场的影响，林农大多无法以林业作为家庭的唯一收入来源，政府倡导提高林农林业知识水平的政策得到较好的落实。经检验，社会网络信息变量和政策信息成本变量及其二元交互项和三元交互项的VIF均小于5，不存在严重的共线性问题，可进行下一步分析。模型1、模型2、模型3和模型4的-2Loglikelihood值呈现递减的趋势(分别为375.161a、358.323a、293.929a和274.010a)，Cox&SnellR2呈现递增的趋势(分别为0.143、0.184、0.323和0.361)，NagelkerkeR2呈现递增的趋势(分别为0.200、0.258、0.454和0.507)。这表明4个模型的拟合度在逐步提高。Binary Logistic回归结果显示，模型1、模型2、模型3和模型4中各自变量系数符号和显著性基本一致(表2)，体现出较好的模型稳健性。

表2 模型拟合结果汇总Table 2 Results summary of model fitting

说明：***、**和*分别代表在 1%、5%和10%的水平上显著。

2.1 控制变量对林地经营权流转行为的负向影响较多

2.1.1 林农特征对林地经营权流转行为的影响方向不一

模型1中，年龄(X1)变量的系数为-0.062，且年龄每增加一岁将使林地流转的发生比率变成原来的0.940倍，显现出边际递减效应，表明年龄对林地经营权流转行为具有负向影响。这主要是因为林农年龄增大，政策信息解读能力变弱，而流转政策信息多变且流转办理程序复杂，因此流转行为发生可能性低。受教育年限(X2)变量的系数为0.070，且受教育程度每增加一年将使林地流转的发生比率变成原来的1.073倍，显现出边际递增效应，表明受教育年限对林地经营权流转行为具有正向影响。主要原因是林农政策解读能力会随着受教育年限的增加而提高，对林地经营权流转带来的收益也越了解，因此发生林地经营权流转的可能性越高。

2.1.2 立地条件正向影响林地经营权流转行为

模型1中，主要种植类别(X10)变量的系数为-0.636，且主要种植类别为经济林的林农发生林地流转的概率是用材林的0.530倍，显现出边际递减效应，表明种植类别对林地经营权流转行为具有负向影响。这可能是因为林地经营周期越长，经济投入越多，林地经营权流出的可能性越低；林地经营周期长，经济投入多，流入越多风险越大，因此继续流入的可能性越低。立地条件(X11)变量的系数为0.268，且立地条件每增加一个单位将使林地流转的发生比率变成原来的1.308倍，显现出边际递增效应，表明立地条件对林地经营权流转行为具有正向影响，与文献[32]的研究结论相反。这可能是因为林改后林地经营权流转逐渐市场化，加上新媒体的快速发展，林农林地政策信息资源获取渠道逐渐多样化，林农更有可能做出林地经营权流转的决策。

2.1.3 林农认知负向影响林地经营权流转行为

模型1中，养老保障作用(X14)变量的系数为-0.198，且养老保障作用每增加一个单位，林农发生林地流转的比率变成原来的0.820倍，显现出边际递减效应，表明养老保障作用对林地经营权流转行为具有负向影响。其原因可能是，对于具有养老压力的林农而言，一方面，由于经营林地所需要的时间与精力较多，因此对于林地流入的可能性较低；另一方面，林地对于林农而言，又承担着部分的养老保障功能，因此林地流出的可能性较低。这与文献[33]的研究结论相似。

2.2 羊群效应正向影响林地经营权流转行为

模型3中，亲朋好友参与流转数量(X15)、其他林农参与流转数量(X16)、亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量交互项(X15×X16)的回归结果均证明其对林地经营权流转行为产生正向影响，验证了假设H1。

模型2中，亲朋好友参与流转数量的系数为0.169，且它每增加一个单位将使林地流转的发生比率变成原来的1.184倍，显现出边际递增效应，具有显著的正向影响，验证了假设H1a。这是因为亲朋好友是林农信任度最高且关系最为亲密的群体，其决策对林农的行为具有较强的示范作用。其他林农参与流转数量的系数为0.100，且它每增加一个单位将使林地流转的发生比率变成原来的1.105倍，显现出边际递增效应，具有显著的正向影响，验证了假设H1b。这是因为在林农无法准确判断决策的正确性时，他们往往会做出与大众保持一致的决定，因此其他林农参与流转数量越多，林农的林地经营权流转可能性也越高。

模型3中，亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量交互项的系数为0.125，且它每增加一个单位将使林地流转的发生比率变成原来的1.133倍。表明亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量交互项对林农林地经营权流转行为具有正向影响，验证了假设H1c。这主要是因为亲朋好友与其他林农参与数量对林地经营权流转行为具有相互补充的作用，当亲朋好友流转量下降，其他林农参与的流转量上升时，林农有较高的林地经营权流转可能性；反之，当亲朋好友流转量上升，其他林农参与的流转量下降时，林农还是会有较高的林地经营权流转可能性。

2.3 林地流转政策信息可得性正向影响林地经营权流转行为

模型2中，林地流转政策信息可得性的系数为0.228，且它每增加一个单位将使林地经营权流转的发生比率变成原来的1.256倍，显现出边际递增效应，具有显著的正向影响，表明林地流转政策信息可得性对林地经营权流转行为产生影响，验证了假设H2。这是因为林农林地经营权流转政策信息的获得量少，一方面导致林农对林地经营权流转的概念不清晰，担心会永久失去林地；另一方面导致林农对林地经营权流转的优势不了解，为了避免决策的失误选择不流转。林农对林地流转政策信息有强烈的需求，当林地流转政策信息的可得性越高，林农越倾向于根据已获得的林地流转政策信息做出决策，反之为了避免错误的决定，林农更倾向于选择效仿其社会网络大部分成员的决策行为或不发生林地经营权流转行为。

2.4 林地流转政策信息可得性负向调节羊群效应对林地经营权流转行为的影响

模型3中，林地流转政策信息可得性(X17)在亲朋好友参与流转数量(X15)、其他林农参与流转数量(X16)以及在亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量交互项(X15×X16)对林农林地流转行为的影响中均起负向调节作用，验证了假设H3。亲朋好友参与流转数量和林地流转政策信息可得性的交互项(X15×X17)、其他林农参与流转数量和林地流转政策信息可得性的交互项(X16×X17)的系数分别为-0.107和-0.135，且它每增加一个单位将使林地流转的发生比率变成原来的0.898倍和0.874倍。表明亲朋好友参与流转数量和林地流转政策信息可得性的交互项、其他林农参与流转数量和林地流转政策信息可得性的交互项对林农林地经营权流转行为都具有负向影响，显现出边际递减效应，验证了假设H3a和假设H3b。由于亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量影响显著且系数为正，因此林地流转政策信息可得性在这两个变量对林农林地经营权流转行为的正向关系中均起到了抑制性的调节作用，表明当流转政策信息可得性较低时，林农更可能根据亲朋好友参与林地流转数量和其他林农参与林地流转数量做出林地经营权流转决策，显现出羊群效应。这是因为林农在林地经营权流转信息解读与获取上需要较多的时间与经济成本，当信息可得性降低时，林农更可能根据亲朋好友和其他林农的流转行为作出流转决策。

模型4中，亲朋好友参与流转数量、其他林农参与流转数量和林地流转政策信息可得性三元交互项(X15×X16×X17)对林农林地经营权流转行为有显著的负向影响，且它每增加一个单位将使林农选择流转的发生比率变成原来的0.913倍，显现出边际递减效应，验证了假设H3c。由于林地流转政策信息可得性对林农林地经营权流转行为影响显著且系数为正，因此林地流转政策信息可得性在亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量对林农林地经营权流转行为的正向关系中起到了促进性的调节作用。表明：第一，当亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量均增加时，林地流转政策信息可得性的降低对林农林地经营权流转的行为不会有较大程度的影响，显现出羊群效应。这是因为信息可以减少不确定性，当林地流转政策信息可得性降低时，不确定性就会增加，因此林农也就更容易出现从众心理。第二，当亲朋好友参与流转数量减少，其他林农参与流转数量增加时，林农林地经营权流转行为随着林地流转政策信息可得性的降低仍保持较高程度的林地经营权流转可能性，显现出羊群效应；当亲朋好友参与流转数量增加，其他林农参与流转数量减少时，林农林地经营权流转行为随着林地流转政策信息可得性的降低仍保持较高程度的流转可能性，显现出羊群效应。这是因为在信息不对称环境下，亲朋好友流转数量与其他林农流转数量对促进林农林地流转行为具有替代作用，当其中一方提高，另外一方降低时，林农还是有较高的林地经营权流转可能性。第三，当亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量均减少时，林地流转政策信息可得性的降低对林农林地经营权流转的行为没有较大程度的变化，显现出隐性的羊群效应。这是因为在亲朋好友流转量、其他林农流转量降低的情况下，林农林地经营权流转行为受大环境影响较低，而林地流转政策信息可得性又降低时，林农极少会贸然做出流转决策，这显现出隐性的羊群效应。

3 结论与建议

3.1 结论

在控制变量中，年龄、主要种植类别、养老保障作用对林农林地经营权流转行为均具有负向影响，受教育程度、立地条件对林农林地经营权流转行为均具有正向影响。在核心解释变量中，亲朋好友参与流转数量、其他林农参与流转数量、亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转数量的交互项均对林地经营权流转行为具有正向影响，说明羊群效应正向影响林农林地经营权的流转行为；林地流转政策信息可得性正向影响林地经营权流转行为，林地流转政策信息可得性越高，林农林地经营权流转的可能性越大；林地流转政策信息可得性在亲朋好友参与流转数量、其他林农参与流转数量以及在亲朋好友参与流转数量与其他林农参与流转数量交互项对林农林地经营权流转行为的影响中均具有负向的调节作用，说明林地流转政策信息可得性负向调节羊群效应对林地经营权流转行为的影响。

3.2 建议

第一，增强流转政策信息的可获得性，实现林地资源效益的最大化。由于流转政策信息的可获得性在林地经营权流转中有正向的影响，政策可获得性的提高有利于减少林农在获取信息的时间与金钱上的耗费，加快林地经营权流转，进而实现林地资源效益的最大化。对于政府而言，具体措施如下：首先，政府应在林农村部以及林农频繁经过的地区进行定期的流转政策信息宣传，以降低流转政策信息获得难度；其次，政府应安排流转政策信息的解读人员将新颁发的政策准确清晰地告知新农，以减少林农对信息的误读，提高林地流转政策信息的利用率；最后，政府应设立专门的咨询平台，以便林农根据流转政策信息和自身林地情况做出准确的林地经营权流转决策。

第二，利用林地经营权流转中的羊群效应，保证流转政策的稳步实施。由于林农在流转政策信息了解不充分的情况下，更倾向于以亲朋好友和其他林农的流转行为作为决策参考依据，因此，充分利用林地经营权流转中的羊群效应，能够有效促进流转政策的实施。对于政府而言，具体措施如下：一方面，政府应通过“领头羊”的示范效应带动林农的流转行为。当看到“领头羊”通过林地经营权流转获得收益时，林农也会逐渐开始了解林地经营权流转的相关信息，并参照和模仿其流转的成功经验。另一方面，政府应把握正确的舆论导向。信息的封闭性容易导致林农对林地经营权流转产生认知偏差，从而产生羊群现象，进而出现盲目跟风行为和流转后后悔的情况。所以，正确把握舆论导向有利于政府流转政策的实施和林农决策的科学性。

第三，提高林农的信息辨别能力，减少其流转决策的盲目性。由于亲朋好友参与流转数量和其他林农参与流转的数量均对林农林地经营权流转行为的发生有促进作用，而林农根据亲朋好友与其他林农的流转行为做出的决策并没有依据自身林地情况考虑，因此，提高信息辨别能力有利于减少林农的盲目跟风。对于政府而言，具体措施如下：首先，政府应定期邀请专家开展林地相关信息的讲座，普及林地知识与政策信息，及时把握林地最新发展动向；其次，由政府牵头，组织各村村干部发动林农成立林地政策学习交流会，互相交流自身获取的林地流转相关政策信息，以减少流转决策的盲目性；最后，政府应充分利用现有的信息媒介平台，构建信息传播渠道，将最新的林地流转政策信息和林地相关知识以通俗易懂的形式定期推送给林农。