葉偉嬌，蘇月嬋，楊江帆

(1．福建農林大學 安溪茶學院，福建 泉州 362406；2．福建農林大學 經濟學院，福州 350002)

林地經營權流轉是指林農在保留對已有集體林地承包權的前提下，把經營權轉讓給其他人或組織并獲得一定收益的行為[1]。2013年，中共十八屆三中全會以來，國家始終強調要重視土地經營權流轉問題在形成新型農業(yè)生產經營主體，發(fā)展規(guī)?；?、集約化、專業(yè)化的新型農業(yè)經營體系中的重要作用。2019年，中央一號文件又將深化集體林權制度和國有林區(qū)林場改革提到重要位置。林地經營權流轉能夠解除林農對喪失林地承包權的顧慮，使流入林地經營權的成本降低，有利于潛在受讓方的生產經營。截至2019年，林地經營權流轉率有較大的提升，但受流轉政策信息不對稱的影響流轉意愿不高[2]、流轉效率低下的情況仍普遍存在[3]。如何更好地推動林地流轉，增加林農收入一直是學者們關注的焦點。國外主要從農村勞動力轉移[4]、農戶決策行為[5]、轉移形式與路徑[6]等視角對林地流轉進行研究；國內則側重于從流轉意愿[7-10]、政策效果[11]、制約因素[12]、流轉效應[13]、制度創(chuàng)新[14]、資源配置效率[15]等角度對林地流轉進行研究。這些研究主要集中于流轉內在機理和流轉影響因素，而對林農林地流轉行為的研究偏少。羊群效應是指人們由于受到信息不對稱和群體壓力等因素而導致盲目效仿他人行動的決策行為[16]。在林地經營權流轉過程中，由于政府政策信息渠道的有限性，與其花費較高時間成本與精力去收集和解讀信息，林農更傾向于參照和模仿其社會網(wǎng)絡中大部分人的行為做出林地經營權流轉決策，顯現(xiàn)出羊群效應。研究林農在信息不對稱情境下產生的羊群效應，正確積極地利用林農在林地經營權流轉中的羊群效應來提升林地經營權的流轉行為和流轉效率，對助推地方林業(yè)經濟的發(fā)展有重要意義。因此，基于羊群行為理論對林農林地經營權流轉行為中的羊群效應進行分析，以期為加快林地經營權合理流轉、提高林農林地經營權流轉決策的科學性和實現(xiàn)林地資源效益的最大化提供參考依據(jù)。

1 數(shù)據(jù)與方法

1.1 理論分析與研究假設

羊群效應是管理學上的一個概念，被各個領域廣泛應用[16]。羊群效應一般出現(xiàn)在競爭非常激烈的行業(yè)中，這個行業(yè)的“領頭羊”由于占據(jù)了主要的注意力，因此整個羊群不斷摹仿“領頭羊”的行為。羊群效應可分為兩種，一種是由于獲取的信息相似而產生的類羊群效應，另一種是由于信息不完全產生的羊群效應。研究發(fā)現(xiàn)，農地流轉、農戶種植結構調整、土地經營權流轉過程中均出現(xiàn)羊群效應[17-18]。

林農土地經營權的流轉行為受到其自身社會網(wǎng)絡的影響，在征地過程中[19]和社會保險參保決策[20]時，均表現(xiàn)出“隨大流”“鄰里效應”和“示范作用”的從眾行為，例如林農宅基地使用權流轉決策受鄰里和親朋好友的影響表現(xiàn)出從眾和示范[21]。由于林農受教育程度普遍較低，林業(yè)基本知識有限，而政府所提供的流轉政策信息收集、解讀和利用成本較高，導致林農處于信息不對稱的劣勢情境中，因此林農容易放棄去獲取林地經營權流轉的信息，而選擇信任其社會網(wǎng)絡中親朋好友、熟人和其他林農的行為并作為決策依據(jù)，顯現(xiàn)出羊群效應。由此，提出4個假設。

H1：羊群效應對林農林地流轉行為具有正向影響

H1a：親朋好友參與流轉數(shù)量對林農林地經營權流轉行為具有正向影響

H1b：其他林農參與流轉數(shù)量對林農林地經營權流轉行為具有正向影響

H1c：親朋好友參與流轉數(shù)量與其他林農參與流轉數(shù)量交互項對林農林地經營權流轉行為具有正向影響

政策信息資源的可得性是指林農對國家發(fā)布的政策信息資源獲取的容易程度。一般情況下，林農接收到越清晰的政策信息，對政策的認知水平就越高，對于該政策能夠對自身利益帶來的積極作用也就越了解[22]。林農的網(wǎng)絡規(guī)模越大，獲得的政策信息以及交易信息就越多[23]。林農在宅基地置換政策信息掌握充分的情況下能夠對置換后福利狀況進行預判[24]。而林農在政策信息接受渠道上，主要依靠電視、推廣機構或者村委會的傳播[25-26]。林農對林地經營權流轉相關政策信息的接收程度關系到該政策的推廣和實施。林地流轉政策信息可得性的提高有助于林農更理性地結合自身林地情況做出經營權流轉決策。由此，提出1個假設。

H2：林地流轉政策信息可得性對林農林地經營權流轉行為具有正向影響

在農地流轉過程中，當流轉政策信息可得性較低，林農認為依據(jù)已獲得的政策流轉信息做出決策得到的凈收益可能小于或等于其社會網(wǎng)絡中親朋好友、其他林農決策所獲得的凈收益時，他們會更傾向于與其社會網(wǎng)絡大部分人的決策保持一致，反之則會傾向于依據(jù)已獲得的流轉政策信息做出決策[27]。社會網(wǎng)絡在信息共享中的重要作用甚至超過了正式的合作程序[28]，林農的社會網(wǎng)絡一方面充當重要的信息流通載體，另一方面激發(fā)了普遍信任和制度信任的產生[29]。林農將親朋好友和其他林農等社會網(wǎng)絡成員當做林地經營權流轉政策信息交流的中介，滿足其對林地流轉信息的強烈需求，以及彌補政府提供的信息渠道狹窄、林農解讀能力有限的缺陷。因此，林地流轉政策信息可得性越低，林農對林地經營權流轉情況越不清楚，也就越會受到羊群效應的影響。由此，提出4個假設。

H3：林地流轉政策信息可得性在羊群效應對林農林地流轉經營權行為的影響中起負向調節(jié)作用

H3a：林地流轉政策信息可得性在親朋好友參與流轉數(shù)量對林農林地經營權流轉行為的影響中起負向調節(jié)作用

H3b：林地流轉政策信息可得性在其他林農參與流轉數(shù)量對林農林地經營權流轉行為的影響中起負向調節(jié)作用

H3c：林地流轉政策信息可得性在親朋好友參與流轉數(shù)量與其他林農參與流轉數(shù)量交互項對林農林地經營權流轉行為的影響中起負向調節(jié)作用

1.2 變量選取

結合福建省林農具體情況并參考已有文獻[10，12，30]，選取林農的“流轉行為”作為因變量(Y)，具體釋義如表1所示。

控制變量包括林農特征、資源稟賦和林農認知。林農特征包括年齡(X1)、受教育年限(X2)、是否為村干部(X3)、林業(yè)勞動人數(shù)(X4)、家庭人口總數(shù)(X5)、林業(yè)經營收入比例(X6)、接受過林業(yè)培訓(X7)和戶主職業(yè)類型(X8)，資源稟賦包括林地面積(X9)、種植類別(X10)和立地條件(X11)，林農認知包括了解林權抵押貸款(X12)、林地所有權認知(X13)和養(yǎng)老保障作用(X14)。

核心解釋變量包括社會網(wǎng)絡信息和政策信息成本。社會網(wǎng)絡信息包括親朋好友參與流轉數(shù)量(X15)和其他林農參與流轉數(shù)量(X16)2個變量，政策信息成本是以林地流轉政策信息可得性(X17)為變量來衡量。同時，參照文獻[18]，以親朋好友參與流轉數(shù)量、其他林農參與流轉數(shù)量、林地流轉政策信息可得性3個變量的二元交互項(X15×X16、X15×X17、X16×X17)以及三元交互項(X15×X16×X17)為變量，分析羊群效應對林農林地經營權流轉行為的影響。

表1 變量及其代碼Table 1 Variables and their codes

1.3 數(shù)據(jù)來源

2019年4—8月，采取入戶訪問和攔截訪問兩種方式對18～70周歲從事林業(yè)相關勞動的林農戶主進行數(shù)據(jù)采集。選取仙游縣作為預調研地點，收集32份預調研數(shù)據(jù)，根據(jù)預調研中發(fā)現(xiàn)的問題并結合專家意見對問卷題項進行修改，形成最終測量量表。正式調研選取福建省林地經營權流轉推廣力度較強的仙游縣、永定縣、漳平縣、長泰縣共4縣作為實地調查的地點。問卷主要內容涵蓋了受訪者的個體特征、認知特征、社會網(wǎng)絡、信息獲取特征以及資源稟賦特征等方面的情況。此次調研共發(fā)出412份問卷，回收后刪除數(shù)據(jù)重復、部分缺失等無效問卷，共回收有效問卷344份。

1.4 模型設計

林地經營權流轉行為是包括“流轉”與“未流轉”在內的具有兩個取值結果的二分類定性變量，兩者概率之和為1。Binary Logistic模型恰好適用于變量為非連續(xù)型的二分類變量，是研究對象為個體的決策行為及其影響因素的最適合模型[30]。Binary Logistic模型的概率函數(shù)為：

⑴

式中P表示“流轉”的事件比“未流轉”的事件發(fā)生概率；Xi表示第i個影響林地流轉行為選擇的自變量；α表示方程的常數(shù)項；βi表示第i項自變量的歸系數(shù)；e表示“流轉”的概率與“未流轉”的概率之比；i=1，2，……，n；n=17。

對P進行Logit變換得到Logistic函數(shù)的基本形式為：

⑵

式中Y表示林農是否進行林地流轉的概率，其中，當Y=1時，表示“林農進行林地流轉”，當Y=0時，表示“林農未進行林地流轉”。

進行Binary Logistic回歸分析之前，首先，需要檢驗X15、X16、X17、二元交互項(X15×X16、X15×X17、X16×X17)和三元交互項(X15×X16×X17)可能產生的多重共線性問題。當方差膨脹因子(VIF)≤5時，說明變量間不存在嚴重的共線性問題。

然后，運用SPSS 25.0軟件對林地流轉行為的影響因素進行Binary logistic向前逐步回歸。回歸前先將3個核心解釋變量進行中心化處理[31]，對林農職業(yè)類型和林農所有權認知進行啞變量賦值。

最后，采用強迫進入法構建模型：⑴將控制變量X1～X14放入回歸模型(模型1)；⑵將控制變量X1～X14、X15、X16、X17放入回歸模型(模型2)；⑶將控制變量X1～X14、X15、X16、X17和二元交互項(X15×X16、X15×X17、X16×X17)放入回歸模型(模型3)；⑷將控制變量X1～X14、X15、X16、X17、二元交互項(X15×X16、X15×X17、X16×X17)和三元交互項(X15×X16×X17)放入回歸模型(模型4)。

2 結果與分析

從樣本特征來看，林農戶主大多為40～60歲(82.2%)的中老年男性(84.9%)，而且受教育水平普遍較低(70.1%的戶主受教育年限在9年及以下)，大多都涉及林業(yè)(81.6%)但大部分都兼職其他行業(yè)(59.8%)，戶主為村干部的有52人；家庭人口規(guī)模大致在3～6人之間(86.4%)，但從事林業(yè)勞動人數(shù)一般只有1～3人(78.3%)，只有一半的林農接受過林業(yè)知識培訓(53.1%)；林業(yè)收入占家庭總收入的5%～40%的家庭達到一半以上(67.8%)。這說明由于林業(yè)經營受自然災害和市場的影響，林農大多無法以林業(yè)作為家庭的唯一收入來源，政府倡導提高林農林業(yè)知識水平的政策得到較好的落實。經檢驗，社會網(wǎng)絡信息變量和政策信息成本變量及其二元交互項和三元交互項的VIF均小于5，不存在嚴重的共線性問題，可進行下一步分析。模型1、模型2、模型3和模型4的-2Loglikelihood值呈現(xiàn)遞減的趨勢(分別為375.161a、358.323a、293.929a和274.010a)，Cox&SnellR2呈現(xiàn)遞增的趨勢(分別為0.143、0.184、0.323和0.361)，NagelkerkeR2呈現(xiàn)遞增的趨勢(分別為0.200、0.258、0.454和0.507)。這表明4個模型的擬合度在逐步提高。Binary Logistic回歸結果顯示，模型1、模型2、模型3和模型4中各自變量系數(shù)符號和顯著性基本一致(表2)，體現(xiàn)出較好的模型穩(wěn)健性。

表2 模型擬合結果匯總Table 2 Results summary of model fitting

說明：***、**和*分別代表在 1%、5%和10%的水平上顯著。

2.1 控制變量對林地經營權流轉行為的負向影響較多

2.1.1 林農特征對林地經營權流轉行為的影響方向不一

模型1中，年齡(X1)變量的系數(shù)為-0.062，且年齡每增加一歲將使林地流轉的發(fā)生比率變成原來的0.940倍，顯現(xiàn)出邊際遞減效應，表明年齡對林地經營權流轉行為具有負向影響。這主要是因為林農年齡增大，政策信息解讀能力變弱，而流轉政策信息多變且流轉辦理程序復雜，因此流轉行為發(fā)生可能性低。受教育年限(X2)變量的系數(shù)為0.070，且受教育程度每增加一年將使林地流轉的發(fā)生比率變成原來的1.073倍，顯現(xiàn)出邊際遞增效應，表明受教育年限對林地經營權流轉行為具有正向影響。主要原因是林農政策解讀能力會隨著受教育年限的增加而提高，對林地經營權流轉帶來的收益也越了解，因此發(fā)生林地經營權流轉的可能性越高。

2.1.2 立地條件正向影響林地經營權流轉行為

模型1中，主要種植類別(X10)變量的系數(shù)為-0.636，且主要種植類別為經濟林的林農發(fā)生林地流轉的概率是用材林的0.530倍，顯現(xiàn)出邊際遞減效應，表明種植類別對林地經營權流轉行為具有負向影響。這可能是因為林地經營周期越長，經濟投入越多，林地經營權流出的可能性越低；林地經營周期長，經濟投入多，流入越多風險越大，因此繼續(xù)流入的可能性越低。立地條件(X11)變量的系數(shù)為0.268，且立地條件每增加一個單位將使林地流轉的發(fā)生比率變成原來的1.308倍，顯現(xiàn)出邊際遞增效應，表明立地條件對林地經營權流轉行為具有正向影響，與文獻[32]的研究結論相反。這可能是因為林改后林地經營權流轉逐漸市場化，加上新媒體的快速發(fā)展，林農林地政策信息資源獲取渠道逐漸多樣化，林農更有可能做出林地經營權流轉的決策。

2.1.3 林農認知負向影響林地經營權流轉行為

模型1中，養(yǎng)老保障作用(X14)變量的系數(shù)為-0.198，且養(yǎng)老保障作用每增加一個單位，林農發(fā)生林地流轉的比率變成原來的0.820倍，顯現(xiàn)出邊際遞減效應，表明養(yǎng)老保障作用對林地經營權流轉行為具有負向影響。其原因可能是，對于具有養(yǎng)老壓力的林農而言，一方面，由于經營林地所需要的時間與精力較多，因此對于林地流入的可能性較低；另一方面，林地對于林農而言，又承擔著部分的養(yǎng)老保障功能，因此林地流出的可能性較低。這與文獻[33]的研究結論相似。

2.2 羊群效應正向影響林地經營權流轉行為

模型3中，親朋好友參與流轉數(shù)量(X15)、其他林農參與流轉數(shù)量(X16)、親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量交互項(X15×X16)的回歸結果均證明其對林地經營權流轉行為產生正向影響，驗證了假設H1。

模型2中，親朋好友參與流轉數(shù)量的系數(shù)為0.169，且它每增加一個單位將使林地流轉的發(fā)生比率變成原來的1.184倍，顯現(xiàn)出邊際遞增效應，具有顯著的正向影響，驗證了假設H1a。這是因為親朋好友是林農信任度最高且關系最為親密的群體，其決策對林農的行為具有較強的示范作用。其他林農參與流轉數(shù)量的系數(shù)為0.100，且它每增加一個單位將使林地流轉的發(fā)生比率變成原來的1.105倍，顯現(xiàn)出邊際遞增效應，具有顯著的正向影響，驗證了假設H1b。這是因為在林農無法準確判斷決策的正確性時，他們往往會做出與大眾保持一致的決定，因此其他林農參與流轉數(shù)量越多，林農的林地經營權流轉可能性也越高。

模型3中，親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量交互項的系數(shù)為0.125，且它每增加一個單位將使林地流轉的發(fā)生比率變成原來的1.133倍。表明親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量交互項對林農林地經營權流轉行為具有正向影響，驗證了假設H1c。這主要是因為親朋好友與其他林農參與數(shù)量對林地經營權流轉行為具有相互補充的作用，當親朋好友流轉量下降，其他林農參與的流轉量上升時，林農有較高的林地經營權流轉可能性；反之，當親朋好友流轉量上升，其他林農參與的流轉量下降時，林農還是會有較高的林地經營權流轉可能性。

2.3 林地流轉政策信息可得性正向影響林地經營權流轉行為

模型2中，林地流轉政策信息可得性的系數(shù)為0.228，且它每增加一個單位將使林地經營權流轉的發(fā)生比率變成原來的1.256倍，顯現(xiàn)出邊際遞增效應，具有顯著的正向影響，表明林地流轉政策信息可得性對林地經營權流轉行為產生影響，驗證了假設H2。這是因為林農林地經營權流轉政策信息的獲得量少，一方面導致林農對林地經營權流轉的概念不清晰，擔心會永久失去林地；另一方面導致林農對林地經營權流轉的優(yōu)勢不了解，為了避免決策的失誤選擇不流轉。林農對林地流轉政策信息有強烈的需求，當林地流轉政策信息的可得性越高，林農越傾向于根據(jù)已獲得的林地流轉政策信息做出決策，反之為了避免錯誤的決定，林農更傾向于選擇效仿其社會網(wǎng)絡大部分成員的決策行為或不發(fā)生林地經營權流轉行為。

2.4 林地流轉政策信息可得性負向調節(jié)羊群效應對林地經營權流轉行為的影響

模型3中，林地流轉政策信息可得性(X17)在親朋好友參與流轉數(shù)量(X15)、其他林農參與流轉數(shù)量(X16)以及在親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量交互項(X15×X16)對林農林地流轉行為的影響中均起負向調節(jié)作用，驗證了假設H3。親朋好友參與流轉數(shù)量和林地流轉政策信息可得性的交互項(X15×X17)、其他林農參與流轉數(shù)量和林地流轉政策信息可得性的交互項(X16×X17)的系數(shù)分別為-0.107和-0.135，且它每增加一個單位將使林地流轉的發(fā)生比率變成原來的0.898倍和0.874倍。表明親朋好友參與流轉數(shù)量和林地流轉政策信息可得性的交互項、其他林農參與流轉數(shù)量和林地流轉政策信息可得性的交互項對林農林地經營權流轉行為都具有負向影響，顯現(xiàn)出邊際遞減效應，驗證了假設H3a和假設H3b。由于親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量影響顯著且系數(shù)為正，因此林地流轉政策信息可得性在這兩個變量對林農林地經營權流轉行為的正向關系中均起到了抑制性的調節(jié)作用，表明當流轉政策信息可得性較低時，林農更可能根據(jù)親朋好友參與林地流轉數(shù)量和其他林農參與林地流轉數(shù)量做出林地經營權流轉決策，顯現(xiàn)出羊群效應。這是因為林農在林地經營權流轉信息解讀與獲取上需要較多的時間與經濟成本，當信息可得性降低時，林農更可能根據(jù)親朋好友和其他林農的流轉行為作出流轉決策。

模型4中，親朋好友參與流轉數(shù)量、其他林農參與流轉數(shù)量和林地流轉政策信息可得性三元交互項(X15×X16×X17)對林農林地經營權流轉行為有顯著的負向影響，且它每增加一個單位將使林農選擇流轉的發(fā)生比率變成原來的0.913倍，顯現(xiàn)出邊際遞減效應，驗證了假設H3c。由于林地流轉政策信息可得性對林農林地經營權流轉行為影響顯著且系數(shù)為正，因此林地流轉政策信息可得性在親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量對林農林地經營權流轉行為的正向關系中起到了促進性的調節(jié)作用。表明：第一，當親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量均增加時，林地流轉政策信息可得性的降低對林農林地經營權流轉的行為不會有較大程度的影響，顯現(xiàn)出羊群效應。這是因為信息可以減少不確定性，當林地流轉政策信息可得性降低時，不確定性就會增加，因此林農也就更容易出現(xiàn)從眾心理。第二，當親朋好友參與流轉數(shù)量減少，其他林農參與流轉數(shù)量增加時，林農林地經營權流轉行為隨著林地流轉政策信息可得性的降低仍保持較高程度的林地經營權流轉可能性，顯現(xiàn)出羊群效應；當親朋好友參與流轉數(shù)量增加，其他林農參與流轉數(shù)量減少時，林農林地經營權流轉行為隨著林地流轉政策信息可得性的降低仍保持較高程度的流轉可能性，顯現(xiàn)出羊群效應。這是因為在信息不對稱環(huán)境下，親朋好友流轉數(shù)量與其他林農流轉數(shù)量對促進林農林地流轉行為具有替代作用，當其中一方提高，另外一方降低時，林農還是有較高的林地經營權流轉可能性。第三，當親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量均減少時，林地流轉政策信息可得性的降低對林農林地經營權流轉的行為沒有較大程度的變化，顯現(xiàn)出隱性的羊群效應。這是因為在親朋好友流轉量、其他林農流轉量降低的情況下，林農林地經營權流轉行為受大環(huán)境影響較低，而林地流轉政策信息可得性又降低時，林農極少會貿然做出流轉決策，這顯現(xiàn)出隱性的羊群效應。

3 結論與建議

3.1 結論

在控制變量中，年齡、主要種植類別、養(yǎng)老保障作用對林農林地經營權流轉行為均具有負向影響，受教育程度、立地條件對林農林地經營權流轉行為均具有正向影響。在核心解釋變量中，親朋好友參與流轉數(shù)量、其他林農參與流轉數(shù)量、親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉數(shù)量的交互項均對林地經營權流轉行為具有正向影響，說明羊群效應正向影響林農林地經營權的流轉行為；林地流轉政策信息可得性正向影響林地經營權流轉行為，林地流轉政策信息可得性越高，林農林地經營權流轉的可能性越大；林地流轉政策信息可得性在親朋好友參與流轉數(shù)量、其他林農參與流轉數(shù)量以及在親朋好友參與流轉數(shù)量與其他林農參與流轉數(shù)量交互項對林農林地經營權流轉行為的影響中均具有負向的調節(jié)作用，說明林地流轉政策信息可得性負向調節(jié)羊群效應對林地經營權流轉行為的影響。

3.2 建議

第一，增強流轉政策信息的可獲得性，實現(xiàn)林地資源效益的最大化。由于流轉政策信息的可獲得性在林地經營權流轉中有正向的影響，政策可獲得性的提高有利于減少林農在獲取信息的時間與金錢上的耗費，加快林地經營權流轉，進而實現(xiàn)林地資源效益的最大化。對于政府而言，具體措施如下：首先，政府應在林農村部以及林農頻繁經過的地區(qū)進行定期的流轉政策信息宣傳，以降低流轉政策信息獲得難度；其次，政府應安排流轉政策信息的解讀人員將新頒發(fā)的政策準確清晰地告知新農，以減少林農對信息的誤讀，提高林地流轉政策信息的利用率；最后，政府應設立專門的咨詢平臺，以便林農根據(jù)流轉政策信息和自身林地情況做出準確的林地經營權流轉決策。

第二，利用林地經營權流轉中的羊群效應，保證流轉政策的穩(wěn)步實施。由于林農在流轉政策信息了解不充分的情況下，更傾向于以親朋好友和其他林農的流轉行為作為決策參考依據(jù)，因此，充分利用林地經營權流轉中的羊群效應，能夠有效促進流轉政策的實施。對于政府而言，具體措施如下：一方面，政府應通過“領頭羊”的示范效應帶動林農的流轉行為。當看到“領頭羊”通過林地經營權流轉獲得收益時，林農也會逐漸開始了解林地經營權流轉的相關信息，并參照和模仿其流轉的成功經驗。另一方面，政府應把握正確的輿論導向。信息的封閉性容易導致林農對林地經營權流轉產生認知偏差，從而產生羊群現(xiàn)象，進而出現(xiàn)盲目跟風行為和流轉后后悔的情況。所以，正確把握輿論導向有利于政府流轉政策的實施和林農決策的科學性。

第三，提高林農的信息辨別能力，減少其流轉決策的盲目性。由于親朋好友參與流轉數(shù)量和其他林農參與流轉的數(shù)量均對林農林地經營權流轉行為的發(fā)生有促進作用，而林農根據(jù)親朋好友與其他林農的流轉行為做出的決策并沒有依據(jù)自身林地情況考慮，因此，提高信息辨別能力有利于減少林農的盲目跟風。對于政府而言，具體措施如下：首先，政府應定期邀請專家開展林地相關信息的講座，普及林地知識與政策信息，及時把握林地最新發(fā)展動向；其次，由政府牽頭，組織各村村干部發(fā)動林農成立林地政策學習交流會，互相交流自身獲取的林地流轉相關政策信息，以減少流轉決策的盲目性；最后，政府應充分利用現(xiàn)有的信息媒介平臺，構建信息傳播渠道，將最新的林地流轉政策信息和林地相關知識以通俗易懂的形式定期推送給林農。