鄒湛露 蔡懷濱 張雨 高艷梅

摘要：研究目的：基于前景理論分析認(rèn)知偏差對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響機(jī)理，利用廣東省880份調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期引導(dǎo)農(nóng)戶自愿有償退出，提升政策實(shí)施成效，推進(jìn)宅基地制度改革。研究方法：?jiǎn)柧碚{(diào)查法、二元Logistic回歸模型。研究結(jié)果：（1）信息認(rèn)知偏差以1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，回歸系數(shù)為-1.830，其中負(fù)面經(jīng)驗(yàn)錨定和高價(jià)格錨定顯著抑制農(nóng)戶退出意愿；（2）群體認(rèn)知偏差以1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，回歸系數(shù)為-1.336，農(nóng)戶正面從眾程度越高，退出意愿越強(qiáng)；（3）功能認(rèn)知偏差以1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著負(fù)向影響退出意愿，回歸系數(shù)為-0.782，高程度的保障、經(jīng)濟(jì)、心理功能感知顯著降低農(nóng)戶退出意愿。研究結(jié)論：由于存在錨定、從眾、稟賦效應(yīng)，農(nóng)戶在宅基地退出行為決策中易形成信息、群體、功能認(rèn)知偏差，最終影響其退出意愿。據(jù)此，增強(qiáng)農(nóng)戶宅基地退出意愿重點(diǎn)要從削弱負(fù)面經(jīng)驗(yàn)錨定的抑制作用、發(fā)揮正面從眾心理的促進(jìn)作用、減輕稟賦效應(yīng)和高價(jià)格錨定的負(fù)面影響三方面著手，加強(qiáng)信息化的基層動(dòng)員宣傳力度，發(fā)揮正向化的群體規(guī)范引導(dǎo)效用，制定多元化的退出補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)體系。

關(guān)鍵詞：認(rèn)知偏差；二元Logistic回歸模型；宅基地退出意愿；前景理論；錨定效應(yīng)；從眾效應(yīng)；稟賦效應(yīng)

中圖分類號(hào)：F301.2 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1001-8158（2023）03-0059-12

基金項(xiàng)目：廣東省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“‘三權(quán)分置背景下宅基地使用權(quán)流轉(zhuǎn)：農(nóng)戶行為選擇與政策工具響應(yīng)”（GD20CGL50）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究項(xiàng)目“城市更新模式選擇對(duì)其實(shí)施績(jī)效的影響機(jī)制研究：基于土地增值收益分配的中介效應(yīng)”（20YJA630031）；教育部人文社會(huì)科學(xué)研究規(guī)劃基金項(xiàng)目“兩棲”農(nóng)戶城鄉(xiāng)置業(yè)策略選擇與宅基地流轉(zhuǎn)耦合分析研究——以廣東省為例（18YJAZH121）。

我國(guó)城鄉(xiāng)融合發(fā)展向縱深推進(jìn)，大量農(nóng)村人口向城市遷移，然而農(nóng)村居民點(diǎn)規(guī)模卻有增無(wú)減，宅基地低效利用且閑置浪費(fèi)嚴(yán)重，城鄉(xiāng)用地矛盾加劇。近年來(lái)，自然資源部、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部積極推進(jìn)宅基地制度改革，出臺(tái)宅基地“三權(quán)分置”、保障村民“戶有所居”等一系列政策引導(dǎo)農(nóng)戶自愿有償退出，從而盤活農(nóng)村存量建設(shè)用地、優(yōu)化國(guó)土空間布局。然而在實(shí)踐中，信息不對(duì)稱、補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)難達(dá)一致等矛盾突出，導(dǎo)致農(nóng)戶對(duì)宅基地退出的正面響應(yīng)程度普遍較低[1]，政策實(shí)施效果不顯著。

在此背景下，農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響因素成為學(xué)界研究熱點(diǎn)?，F(xiàn)有研究：一是基于宏觀政策制度，從宅基地確權(quán)[2]、退出補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)[3]及模式[4]等方面，分析退出影響因素、意義及機(jī)制。二是基于中觀社會(huì)層面，涉及社會(huì)特征和社會(huì)保障兩方面。社會(huì)特征中，社會(huì)信任、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)、社會(huì)規(guī)范等鄉(xiāng)村社會(huì)資本直接影響農(nóng)戶退出選擇[5]，而農(nóng)戶在群體規(guī)范下的從眾示范效應(yīng)[6]和鄉(xiāng)土情結(jié)[7]則通過(guò)認(rèn)知間接影響退出決策；對(duì)失地后權(quán)利[8]、養(yǎng)老[9]等社會(huì)保障的擔(dān)憂也會(huì)顯著影響退出意愿。三是基于微觀農(nóng)戶視角，探究農(nóng)戶個(gè)體特征和心理認(rèn)知因素對(duì)退出意愿的影響。個(gè)體特征中，生計(jì)資本[10]、家庭生命周期[11]、政策了解程度[12]等顯著影響退出意愿，農(nóng)戶分化、代際差異、信息能力通過(guò)價(jià)值認(rèn)知[13]、政策認(rèn)知[8]間接影響退出意愿；農(nóng)戶心理層面的宅基地功能[14]和產(chǎn)權(quán)認(rèn)知[15]、利益與風(fēng)險(xiǎn)感知[16]等認(rèn)知因素影響退出決策，錨定心理、現(xiàn)狀偏見(jiàn)、稟賦效應(yīng)[17]等心理因素直接影響退出意愿。

宅基地退出意愿本質(zhì)上取決于農(nóng)戶個(gè)體的行為決策傾向，然而受有限認(rèn)知、決策情境、情感依賴等因素限制，農(nóng)戶在認(rèn)識(shí)和判斷時(shí)易與事實(shí)本身、標(biāo)準(zhǔn)規(guī)則間產(chǎn)生偏離或偏離傾向，形成認(rèn)知偏差[18]。根據(jù)前景理論[19]，為使決策貼近實(shí)際最優(yōu)，必須考慮造成決策與客觀結(jié)果之間偏差的因素。作為宅基地退出的有限理性行為主體，農(nóng)戶囿于錨定效應(yīng)、從眾效應(yīng)、稟賦效應(yīng)，在信息獲取、群體規(guī)范、宅基地功能認(rèn)知三方面偏離客觀事實(shí)與判斷標(biāo)準(zhǔn)，形成認(rèn)知偏差①，影響其退出行為決策，而前景理論為解釋認(rèn)知偏差如何影響退出意愿提供了契合的理論基礎(chǔ)。

學(xué)界從多視角研究了宅基地退出意愿的影響因素，為解決宅基地退出問(wèn)題提供了諸多思路。許多學(xué)者長(zhǎng)期關(guān)注農(nóng)戶心理認(rèn)知因素并探索其與退出意愿的關(guān)系，但鮮有研究將這類心理認(rèn)知因素梳理到認(rèn)知偏差框架下，探討農(nóng)戶認(rèn)知偏差對(duì)宅基地退出意愿的影響機(jī)理，這可能是目前我國(guó)農(nóng)村宅基地退出不暢的一個(gè)重要原因。鑒于此，本文以認(rèn)知偏差為視角，借助前景理論，從信息、群體、功能三個(gè)維度提出農(nóng)戶認(rèn)知偏差對(duì)宅基地退出意愿影響的解釋框架，利用廣東省880份調(diào)研數(shù)據(jù)，運(yùn)用二元Logistic回歸模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，以期增強(qiáng)農(nóng)戶宅基地退出意愿并引導(dǎo)其自愿有償退出，為提升政策實(shí)施成效、推進(jìn)宅基地制度改革提供理論依據(jù)和實(shí)踐參考。

1 理論分析與研究假說(shuō)

1.1 前景理論

鑒于傳統(tǒng)期望效用理論②不適合解釋風(fēng)險(xiǎn)環(huán)境和不確定條件下的決策行為，KAHNEMAN和TVERSKY基于“有限理性”[20]提出前景理論，認(rèn)為人們對(duì)不確定性事件進(jìn)行判斷和評(píng)估時(shí)，通常會(huì)設(shè)定一個(gè)參照點(diǎn)，并據(jù)此確定收益或損失，決定可能結(jié)果的取舍[19]。當(dāng)決策者對(duì)變化因素產(chǎn)生反應(yīng)時(shí)，其經(jīng)驗(yàn)就是參照點(diǎn)，給定價(jià)值下的認(rèn)知?jiǎng)t依賴于此參照點(diǎn)。

近年來(lái)，前景理論廣泛用于解釋失地補(bǔ)償[21]、宅基地退出及流轉(zhuǎn)[22]等情境中的農(nóng)戶個(gè)體決策行為，具有良好的解釋力與適用性。農(nóng)戶在宅基地退出決策中因信息獲取、群體規(guī)范、功能認(rèn)知三方面偏離客觀事實(shí)與判斷標(biāo)準(zhǔn)而形成認(rèn)知偏差，最終影響其退出選擇。在此過(guò)程中，既存在不確定性事件產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)，也存在依賴參照點(diǎn)確定收益或損失的偏差認(rèn)知對(duì)決策結(jié)果的影響，這與前景理論所描述的決策情境相契合。

運(yùn)用前景理論分析宅基地退出決策可分為編輯和評(píng)價(jià)兩個(gè)階段。在編輯階段，認(rèn)知偏差一方面通過(guò)影響參照點(diǎn)水平，調(diào)整價(jià)值函數(shù)主觀收益與損失大小，從而影響前景值；另一方面通過(guò)影響權(quán)重函數(shù)，以主觀概率代替客觀概率，進(jìn)而影響前景值[25]。農(nóng)戶受認(rèn)知偏差影響而調(diào)整預(yù)期補(bǔ)償價(jià)格，形成一定參照點(diǎn)水平，同時(shí)使客觀概率轉(zhuǎn)化為主觀概率；基于主客觀之間的偏差值，產(chǎn)生“損失”或“收益”的價(jià)值感知，得出價(jià)值函數(shù)和權(quán)重函數(shù)的值。在評(píng)價(jià)階段，農(nóng)戶對(duì)每個(gè)被編輯過(guò)的前景加以評(píng)價(jià)，按照式（1）計(jì)算各方案前景值并選擇最高值，據(jù)此產(chǎn)生不同行為決策傾向[24]，即不同退出意愿。

1.2 研究假說(shuō)

宅基地退出行為決策中，農(nóng)戶作為“有限理性”的行為經(jīng)濟(jì)人，受錨定、從眾、稟賦效應(yīng)的心理認(rèn)知因素影響，信息獲取普遍受限、趨于追隨群體規(guī)范、功能感知程度過(guò)高，從而形成信息、群體、功能認(rèn)知偏差。根據(jù)前景理論分析框架，由于不同維度和程度的認(rèn)知偏差，農(nóng)戶主觀視退出宅基地為一種損失或收益，并依據(jù)自身風(fēng)險(xiǎn)傾向做出行為決策，最終影響退出意愿（圖3）。

1.2.1 信息認(rèn)知偏差對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響

處于不確定情境中的個(gè)體在判斷與決策時(shí)往往會(huì)不斷調(diào)整參照點(diǎn)水平，使最終估計(jì)結(jié)果趨于初始錨定信息，從而形成決策偏差[26]，這種信息上的認(rèn)知偏差即表現(xiàn)為錨定效應(yīng)[27]。農(nóng)戶在宅基地退出決策中，一方面易受政府強(qiáng)力推進(jìn)行為①、情緒性拆遷和上訪事件等負(fù)面信息影響，形成初始經(jīng)驗(yàn)錨定，過(guò)分注重偶然性事件[28]，產(chǎn)生刻板印象和排斥心理；另一方面會(huì)根據(jù)錨定的外部?jī)r(jià)格②調(diào)整預(yù)期補(bǔ)償和風(fēng)險(xiǎn)估計(jì)?；谇熬袄碚?，當(dāng)農(nóng)戶主觀錨定負(fù)面經(jīng)驗(yàn)信息和偏高價(jià)格時(shí)，錨定效應(yīng)增強(qiáng)，視退出為損失，具有風(fēng)險(xiǎn)偏好的行為決策傾向，宅基地退出意愿較弱；反之則退出意愿較強(qiáng)。據(jù)此提出假說(shuō)H1：信息認(rèn)知偏差顯著影響農(nóng)戶宅基地退出意愿；負(fù)面經(jīng)驗(yàn)錨定和高價(jià)格錨定顯著抑制退出意愿，而正面經(jīng)驗(yàn)錨定和低補(bǔ)償價(jià)格錨定對(duì)退出意愿具有促進(jìn)作用。

1.2.2 群體認(rèn)知偏差對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響

個(gè)體易在他人行為相關(guān)信息的影響下做出與其內(nèi)容一致的判斷或決策[29]，這種基于社會(huì)群體行為而產(chǎn)生的認(rèn)知偏差即表現(xiàn)為從眾效應(yīng)[27]。農(nóng)戶群體生活環(huán)境相似、交往密切頻繁、風(fēng)險(xiǎn)感知不足[30]，認(rèn)知和經(jīng)歷基本處于同一水平，因此個(gè)體易跟隨大眾做出行為決策?；谇熬袄碚?，當(dāng)親友、同村及村外人退出意愿普遍較高時(shí)，農(nóng)戶受較強(qiáng)的從眾心理影響而降低對(duì)退出補(bǔ)償?shù)钠谕哂酗L(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的行為決策傾向，宅基地退出意愿較強(qiáng)；反之則退出意愿較弱。據(jù)此提出假說(shuō)H2：群體認(rèn)知偏差顯著影響農(nóng)戶宅基地退出意愿；當(dāng)親友、同村人、村外人普遍積極響應(yīng)退出政策時(shí)，農(nóng)戶較強(qiáng)的從眾心理顯著增強(qiáng)其退出意愿，而從眾程度越低，退出意愿越弱。

1.2.3 功能認(rèn)知偏差對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的影響

宅基地承載著農(nóng)戶的保障、經(jīng)濟(jì)和心理寄托等功能，其“人格財(cái)產(chǎn)”屬性是農(nóng)戶稟賦效應(yīng)的來(lái)源[31]。稟賦效應(yīng)指?jìng)€(gè)體得到某物品的支付意愿（WTP）通常低于出讓該物品的受償意愿（WTA）[32]，即人們對(duì)擁有的物品有更高的價(jià)值評(píng)價(jià)[33]。宅基地退出決策中，農(nóng)戶的功能感知程度越深，對(duì)宅基地的依賴程度和退出成本感知越高，受償預(yù)期就越高，相應(yīng)稟賦效應(yīng)越強(qiáng)[14]。一方面，宅基地的生活居住、抵御風(fēng)險(xiǎn)等保障功能和生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)、補(bǔ)償增值等經(jīng)濟(jì)功能使農(nóng)戶主觀判定宅基地重要，強(qiáng)化稟賦效應(yīng)；另一方面，“家宅”“祖產(chǎn)”觀念根深蒂固的農(nóng)戶精神寄托較強(qiáng)，不愿脫離與鄉(xiāng)土社會(huì)的緊密聯(lián)系和情感鏈接，難以承受“人—地”剝離的痛苦[34]。綜上，農(nóng)戶對(duì)宅基地的高估值與低客觀價(jià)值之間的差值就是功能認(rèn)知偏差的體現(xiàn)。基于前景理論，農(nóng)戶稟賦效應(yīng)越強(qiáng)，退出的損失感越強(qiáng)，具有風(fēng)險(xiǎn)偏好的行為決策傾向，宅基地退出意愿較弱。據(jù)此提出假說(shuō)H3：功能認(rèn)知偏差顯著抑制農(nóng)戶宅基地退出意愿；農(nóng)戶對(duì)宅基地的保障、經(jīng)濟(jì)、心理功能感知越完備，稟賦效應(yīng)越強(qiáng)，退出意愿越弱。

2 數(shù)據(jù)來(lái)源與研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

廣東省2018年宅基地總量約700 000～850 000 hm2，“一戶多宅”、閑置浪費(fèi)等歷史問(wèn)題嚴(yán)峻。隨著新型城鎮(zhèn)化加速推進(jìn)，區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展失衡、農(nóng)村勞動(dòng)力外流加劇了宅基地用地問(wèn)題[35]。歷來(lái)，廣東省都高度重視宅基地制度改革，是全國(guó)宅基地改革試點(diǎn)的先行地區(qū)。韶關(guān)南雄、珠海斗門、佛山南海、肇慶德慶、惠州龍門、汕尾陸河作為新一輪改革試點(diǎn)前沿地，對(duì)宅基地自愿有償退出進(jìn)行了有益探索，更為其他地區(qū)的改革起到了帶動(dòng)和示范作用。因此，選取廣東省作為研究區(qū)域具有典型代表性。

課題組首先于2021年7月在佛山南海選取5個(gè)村莊開(kāi)展預(yù)調(diào)研，根據(jù)收集結(jié)果修正問(wèn)卷設(shè)計(jì)后，于2021年8月—2022年1月深入廣東省17個(gè)市、172個(gè)自然村進(jìn)行調(diào)研，根據(jù)隨機(jī)抽樣原則，采用問(wèn)卷調(diào)查、隨機(jī)走訪、入戶訪談相結(jié)合的方式，共收集問(wèn)卷910份，其中有效問(wèn)卷880份，有效回收率96.70%。調(diào)查的17個(gè)市中，東莞市收集問(wèn)卷32份，佛山104份，汕尾43份，河源25份，江門40份，揭陽(yáng)50份，茂名58份，梅州37份，清遠(yuǎn)46份，汕頭28份，陽(yáng)江37份，湛江31份，肇慶91份，珠海33份，廣州51份，惠州85份，韶關(guān)89份。

如表1所示，樣本農(nóng)戶中54.66%為男性，年齡超過(guò)40歲的占比66.70%。大多數(shù)農(nóng)戶的受教育程度為初中（30.11%）和小學(xué)及以下（27.61%），76.14%農(nóng)戶家庭的非農(nóng)收入占比超過(guò)75%。宅基地資源稟賦特征中，“一戶一宅”占比53.18%，其中長(zhǎng)期閑置率達(dá)13.46%；46.82%的農(nóng)戶擁有兩塊及以上宅基地，其中長(zhǎng)期閑置占比高達(dá)38.83%，說(shuō)明廣東省宅基地閑置浪費(fèi)較為嚴(yán)重。此外，課題組在走訪過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，樣本地區(qū)農(nóng)戶自愿有償退出閑置宅基地的案例極少，個(gè)別成功退出的農(nóng)戶均具有進(jìn)城落戶已久和閑置宅基地破損嚴(yán)重且無(wú)法修繕的顯著特征；而農(nóng)戶猶豫觀望、不愿退出的主要原因是補(bǔ)償未達(dá)自身預(yù)期，以及希望保留閑置宅基地以作他用。

2.2 變量設(shè)計(jì)

2.2.1 被解釋變量

被解釋變量是農(nóng)戶宅基地退出意愿。由于補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)不僅是影響農(nóng)戶宅基地退出內(nèi)在動(dòng)力、積極性[14]和意愿的重要因素[10]，也是能否滿足其退出后需求的現(xiàn)實(shí)考量因素[36]，故本文將宅基地退出條件界定為“一定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)下”的有償退出。結(jié)合調(diào)研地宅基地現(xiàn)狀與制度改革實(shí)際，根據(jù)不同的退出對(duì)象將宅基地自愿有償退出分為“一戶多宅”和“一戶一宅”兩種情景。其中，“一戶多宅”退出屬于超宗退出，“一戶一宅”退出包括超面積和未超面積兩種情形①。由于不同退出情景的補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)不同，且各補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)的地域差異明顯，因此實(shí)地調(diào)研時(shí)預(yù)先告知農(nóng)戶當(dāng)?shù)噩F(xiàn)行的退出補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，并通過(guò)詢問(wèn)“一定補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)（即調(diào)研地現(xiàn)行補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)）下您是否愿意有償退出宅基地？”來(lái)獲取其宅基地退出意愿。

2.2.2 核心解釋變量

為表征農(nóng)戶在宅基地退出過(guò)程中囿于錨定、從眾、稟賦效應(yīng)而產(chǎn)生的認(rèn)知偏差，從信息、群體、功能認(rèn)知偏差3個(gè)構(gòu)面中選取12個(gè)核心解釋變量，采用Likert五分量表設(shè)置選項(xiàng)。其中，用經(jīng)驗(yàn)錨定和價(jià)格錨定表征信息認(rèn)知偏差；用親友從眾、村內(nèi)從眾、村外從眾表征群體認(rèn)知偏差；用農(nóng)戶對(duì)宅基地的保障、經(jīng)濟(jì)和心理功能感知表征功能認(rèn)知偏差。

2.2.3 控制變量

為提高回歸結(jié)果的可信度，結(jié)合已有研究，選取農(nóng)戶個(gè)體、家庭和宅基地特征作為控制變量。其中，農(nóng)戶個(gè)體特征選取性別、年齡和受教育程度，家庭特征選取非農(nóng)收入占家庭收入的比重，宅基地特征選取宅基地塊數(shù)和面積（表2）。

2.3 模型構(gòu)建與檢驗(yàn)

2.3.1 模型構(gòu)建

鑒于自變量與因變量均為離散型變量，且因變量是二分定性變量，因此用0和1表示農(nóng)戶宅基地退出意愿（Y），構(gòu)建二元Logistic回歸模型進(jìn)行計(jì)量分析。

2.3.2 信度和效度檢驗(yàn)

對(duì)12個(gè)核心解釋變量進(jìn)行整體信度和效度檢驗(yàn)。結(jié)果顯示：Cronbachs Alpha系數(shù)為0.636，量表設(shè)計(jì)可靠性較高；KMO值為0.740，Bartlett球形檢驗(yàn)的顯著性為0.000，問(wèn)卷效度良好。

2.3.3 多重共線性檢驗(yàn)

采用Tolerance法和VIF診斷法檢驗(yàn)解釋變量之間的多重共線性問(wèn)題。結(jié)果顯示：Tolerance值均介于0.1～1。VIF的最大值為1.789，解釋變量之間不存在顯著共線性問(wèn)題。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 信息認(rèn)知偏差對(duì)宅基地退出意愿的影響

表3中模型1反映信息認(rèn)知偏差的回歸結(jié)果，模型2引入信息認(rèn)知偏差下的經(jīng)驗(yàn)錨定和價(jià)格錨定。模型1中，信息認(rèn)知偏差回歸系數(shù)為-1.830，以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶錨定效應(yīng)越強(qiáng)，退出意愿越弱。模型2中，經(jīng)驗(yàn)錨定和價(jià)格錨定回歸系數(shù)為分別為-1.649和-0.523，均以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶錨定負(fù)面經(jīng)驗(yàn)信息程度越高、預(yù)期補(bǔ)償參考其他價(jià)格比重越高，退出意愿越弱。可見(jiàn)農(nóng)戶在決策是否退出時(shí)受錨定效應(yīng)影響，根據(jù)自身經(jīng)驗(yàn)和價(jià)格參照水平形成信息認(rèn)知偏差，視退出為損失，從而降低退出意愿。假說(shuō)H1成立，這也與楊玉珍[28]的實(shí)證結(jié)論一致。

3.1.1 經(jīng)驗(yàn)錨定對(duì)宅基地退出意愿的影響

表4中模型3反映經(jīng)驗(yàn)錨定的回歸結(jié)果，模型4引入經(jīng)驗(yàn)錨定下的意義感知、事件評(píng)價(jià)和政府評(píng)價(jià)。模型3中，經(jīng)驗(yàn)錨定回歸系數(shù)為-1.624，以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶錨定負(fù)面經(jīng)驗(yàn)信息程度越高，退出意愿越弱；反之退出意愿越強(qiáng)。模型4中，意義感知、事件評(píng)價(jià)、政府評(píng)價(jià)回歸系數(shù)為-1.001、-0.477和-0.252，分別以1%和1%和5%統(tǒng)計(jì)水平顯著負(fù)向影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)宅基地退出意義的肯定程度越低、對(duì)退出過(guò)程中情緒事件的錨定越深刻、對(duì)政府行為的評(píng)價(jià)越低，退出意愿越弱。這表明農(nóng)戶受到負(fù)面刻板信息影響，形成歪曲片面的認(rèn)知偏差，擔(dān)心自身利益在宅基地退出政策中受損，從而降低退出意愿。這驗(yàn)證了本文的研究假說(shuō)，也與鄧蘇玲[37]的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果一致。

3.1.2 價(jià)格錨定對(duì)宅基地退出意愿的影響

表5中模型5反映價(jià)格錨定的回歸結(jié)果，模型6引入價(jià)格錨定下的商品住宅錨定、征地拆遷錨定和異地退出錨定。模型5中，價(jià)格錨定回歸系數(shù)為-0.460，以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶形成預(yù)期補(bǔ)償時(shí)參考其他價(jià)格的比重越高，退出意愿越弱。正如前景理論所提出的，錨值會(huì)對(duì)決策產(chǎn)生重要影響[19]，在宅基地退出決策中，農(nóng)戶傾向于錨定高補(bǔ)償價(jià)格，導(dǎo)致?lián)p失感增強(qiáng)，從而降低退出意愿。模型6中，商品住宅和征地拆遷錨定的回歸系數(shù)為-0.384、-0.267，均以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶錨定城鎮(zhèn)商品房與征地拆遷補(bǔ)償價(jià)格的程度越高，退出意愿越弱。實(shí)地調(diào)研中發(fā)現(xiàn)，相較于這兩者，農(nóng)戶普遍認(rèn)為宅基地退出補(bǔ)償價(jià)格較低，政府或村集體的補(bǔ)償無(wú)法激勵(lì)其退出。這與已有研究結(jié)論基本一致，在具體補(bǔ)償方式上，大多數(shù)農(nóng)戶認(rèn)為貨幣補(bǔ)償應(yīng)高于商品房?jī)r(jià)格[38]，而一旦政府激勵(lì)不足，農(nóng)戶就不再支持宅基地有償退出政策[39]。異地退出錨定回歸系數(shù)為0.146，以5%統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶錨定其他地區(qū)退出補(bǔ)償價(jià)格的程度越高，退出意愿越強(qiáng)。這可能是由于現(xiàn)實(shí)中各地退出補(bǔ)償價(jià)格普遍較低，當(dāng)錨定其他地區(qū)的低水平補(bǔ)償價(jià)格時(shí)，農(nóng)戶預(yù)期較低，損失感較弱。根據(jù)前景理論，當(dāng)農(nóng)戶主觀錨定偏低價(jià)格時(shí)，錨定效應(yīng)減弱，視退出為收益，具有風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的行為決策傾向，最終提高退出意愿。

3.2 群體認(rèn)知偏差對(duì)宅基地退出意愿的影響

表6中模型7反映群體認(rèn)知偏差的回歸結(jié)果，模型8引入群體認(rèn)知偏差下的親友從眾、村內(nèi)從眾、村外從眾。模型7中，群體認(rèn)知偏差回歸系數(shù)為-1.336，以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶正面從眾程度越高，退出意愿越強(qiáng)。模型8中，親友、村內(nèi)、村外從眾回歸系數(shù)為-0.381、-0.631和-0.322，均以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，說(shuō)明當(dāng)親友、同村及村外人普遍愿意退出時(shí)，農(nóng)戶較高的從眾程度引起較高的退出意愿?？梢?jiàn)在受到從眾意識(shí)和其他農(nóng)戶退出的雙重影響下，有限理性的農(nóng)戶趨于追隨大眾的行為選擇，自愿有償退出閑置宅基地，這與已有研究結(jié)論[5]吻合。親友、同村及村外人退出意愿的強(qiáng)弱在一定程度上給予農(nóng)戶參考，使其在從眾心理影響下與群體行為保持一致，假說(shuō)H2成立。

3.3 功能認(rèn)知偏差對(duì)宅基地退出意愿的影響

表7中模型9反映功能認(rèn)知偏差的回歸結(jié)果，模型10引入功能認(rèn)知偏差下的保障、經(jīng)濟(jì)、心理功能感知。模型9中，功能認(rèn)知偏差回歸系數(shù)為-0.782，以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著負(fù)向影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)宅基地功能感知越完備，稟賦效應(yīng)越強(qiáng)，退出意愿越弱。這與已有研究結(jié)論[24]吻合，驗(yàn)證了宅基地是具有較高稟賦效應(yīng)的典型人格財(cái)產(chǎn)，導(dǎo)致農(nóng)戶主觀抬高估價(jià)，形成與低補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)間的偏差，造成政府和農(nóng)戶在宅基地有償退出工作中無(wú)法達(dá)成一致[31]。模型10中，保障、經(jīng)濟(jì)和心理功能感知回歸系數(shù)為-0.262、-0.228、-0.293，均以1%統(tǒng)計(jì)水平顯著負(fù)向影響退出意愿，說(shuō)明農(nóng)戶對(duì)宅基地的保障、經(jīng)濟(jì)和心理功能感知越完備，稟賦效應(yīng)越強(qiáng)，退出意愿越弱。李春華等[14]也得出一致結(jié)論，農(nóng)戶對(duì)宅基地功能認(rèn)知越充分，退出成本感知越高，需以其預(yù)期補(bǔ)償方可彌補(bǔ)功能消失帶來(lái)的全部損失。因此，稟賦效應(yīng)會(huì)使農(nóng)戶產(chǎn)生不同程度的功能認(rèn)知偏差，使其調(diào)整受償意愿從而趨于不退出，假說(shuō)H3成立。

3.4 控制變量對(duì)宅基地退出意愿的影響

綜合上述各模型的檢驗(yàn)結(jié)果，年齡和非農(nóng)收入占比對(duì)宅基地退出意愿的影響較為顯著，其余控制變量均無(wú)顯著影響。本文僅以表7中模型10為例，分析功能認(rèn)知偏差下控制變量對(duì)退出意愿的影響。其中，年齡和非農(nóng)收入占比分別以10%和1%的統(tǒng)計(jì)水平顯著影響退出意愿，其余控制變量顯著性均大于0.1。

年齡回歸系數(shù)為-0.130，說(shuō)明農(nóng)戶年齡越大，退出意愿越弱。原因可能是年齡較大的農(nóng)戶對(duì)宅基地的情感和經(jīng)濟(jì)依賴較強(qiáng)，視其為人生歸宿和重要保障；而較年輕的農(nóng)戶與宅基地的情感聯(lián)系較弱，且收入來(lái)源相對(duì)穩(wěn)定，因此經(jīng)濟(jì)依賴也較弱。相比之下，年齡較大的農(nóng)戶更難接受退出宅基地帶來(lái)的失地?fù)p失和情感剝離痛苦。

非農(nóng)收入占比回歸系數(shù)為-0.244，說(shuō)明農(nóng)戶家庭收入中非農(nóng)收入占比越大，退出意愿越弱。首先，可能是由于非農(nóng)收入占比較大的農(nóng)戶家庭經(jīng)濟(jì)狀況相對(duì)較好，不急于通過(guò)有償退出將宅基地變現(xiàn)補(bǔ)貼家用、換取購(gòu)房資金，對(duì)貨幣補(bǔ)償金額也不敏感，因此退出意愿較弱；其次，這類農(nóng)戶家庭一般依賴宅基地經(jīng)營(yíng)副業(yè)，退出會(huì)對(duì)其當(dāng)前收入產(chǎn)生影響[40]，從而抑制退出意愿。

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

運(yùn)用改變樣本容量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，隨機(jī)抽取90%的樣本量，重復(fù)前文步驟進(jìn)行二元Logistic回歸分析。結(jié)果表明各模型中變量的顯著性水平較前文均無(wú)明顯變化，且信度、效度和多重共線性診斷均通過(guò)檢驗(yàn)，分析結(jié)果較為穩(wěn)健。受篇幅所限，本文只列出信息認(rèn)知偏差下經(jīng)驗(yàn)錨定及其三個(gè)指標(biāo)對(duì)退出意愿影響的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果（表8）。與模型3、模型4對(duì)照，模型11、模型12中解釋變量與控制變量的顯著性水平無(wú)明顯變化，分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

4 結(jié)論與建議

農(nóng)戶在宅基地退出決策過(guò)程中存在的信息、群體、功能認(rèn)知偏差對(duì)其退出意愿具有顯著影響。其中，負(fù)面經(jīng)驗(yàn)錨定和高價(jià)格錨定顯著抑制退出意愿；正面從眾心理顯著增強(qiáng)退出意愿；農(nóng)戶對(duì)宅基地的保障、經(jīng)濟(jì)、心理功能感知越完備，稟賦效應(yīng)越強(qiáng)，退出意愿越弱。據(jù)此提出以下政策建議。

一是加強(qiáng)信息化的基層動(dòng)員宣傳力度。為避免農(nóng)戶因信息認(rèn)知偏差而產(chǎn)生的片面認(rèn)識(shí)和排斥心理，應(yīng)暢通多方渠道以實(shí)現(xiàn)農(nóng)戶與政府之間的有效溝通。具體可動(dòng)員村委、宗族精英等志愿組織，通過(guò)“政策公聽(tīng)會(huì)”等形式建構(gòu)共識(shí)平臺(tái)與互動(dòng)學(xué)習(xí)模式，形成“農(nóng)戶—政府”有效交流機(jī)制，從而削弱負(fù)面經(jīng)驗(yàn)錨定對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的抑制作用。

二是發(fā)揮正向化的群體規(guī)范引導(dǎo)效用。為促進(jìn)農(nóng)戶因群體認(rèn)知偏差而增加的宅基地退出行為效用，應(yīng)充分發(fā)揮農(nóng)村社會(huì)顯著的差序格局和人際關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的正向作用，積極引導(dǎo)農(nóng)戶做出退出決策。具體可組織文化程度較高的農(nóng)戶與村內(nèi)退出成功的先行示范者成立指導(dǎo)互動(dòng)小組，并通過(guò)廣播、新媒體等多元介質(zhì)傳遞正面信息與退出經(jīng)驗(yàn)，幫助認(rèn)知有限的農(nóng)戶理性分析退出利弊，消除后顧之憂，從而發(fā)揮正面從眾心理對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的促進(jìn)作用。

三是制定多元化的退出補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)體系。為消除農(nóng)戶對(duì)宅基地的功能認(rèn)知偏差和因錨定高補(bǔ)償價(jià)格而形成的信息認(rèn)知偏差，應(yīng)從政府補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)和農(nóng)戶成本感知兩方面入手。首先，需結(jié)合各地實(shí)際制定不同的評(píng)估和補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，切忌“一刀切”；其次，通過(guò)公示制度建立公平公正的退出補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)體系，拓寬農(nóng)戶認(rèn)知渠道，規(guī)避其預(yù)期補(bǔ)償遠(yuǎn)高于政府實(shí)際補(bǔ)償?shù)那闆r；最后，通過(guò)落實(shí)福利政策、提高補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)，增加農(nóng)戶退出的收益分成，規(guī)定退出一定面積即可獲得獎(jiǎng)勵(lì)基金，并作為城鎮(zhèn)購(gòu)房低息貸款的重要憑證，以緩解農(nóng)戶的失地痛苦與生存壓力，從而減輕稟賦效應(yīng)和高價(jià)格錨定對(duì)農(nóng)戶宅基地退出意愿的抑制作用。

致謝：感謝華南農(nóng)業(yè)大學(xué)土地資源管理系林思妍、曾俊鋒、鄭松清同學(xué)參與了實(shí)地調(diào)研、數(shù)據(jù)收集和整理工作。

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Effects of Cognitive Bias on Farmers Willingness to Rural Residential Land Withdrawal： An Empirical Study Based on 880 Sample Farmers in Guangdong Province

ZOU Zhanlu1， CAI Huaibin1， ZHANG Yu1， GAO Yanmei1，2

（1. School of Public Administration， South China Agricultural University， Guangzhou 510642， China； 2. Key Laboratory of Natural Resources Monitoring in Tropical and Subtropical Area of South China， Ministry of Natural Resources， Guangzhou 510642， China）

Abstract： The purpose of this study is to analyze the influence mechanism of cognitive bias on farmers willingness to withdraw from rural residential land based on prospect theory， by using 880 survey data in Guangdong Province for empirical testing， to guide farmers to voluntarily withdraw with compensation， improve the effectiveness of policy and promote the reform of rural residential land institution. The research methods of questionnaire survey and binary logistic regression model are adopted in this study. The results show that： 1） the information cognition bias significantly affects farmers willingness to withdraw rural residential land at a statistical level of 1%， with a regression coefficient of -1.830. Negative experience anchoring and high price anchoring significantly inhibit withdrawal willingness. 2） The group cognitive bias significantly affects the withdrawal willingness at the statistical level of 1%， and the regression coefficient is -1.336. The higher the positive conformity of farmers， the stronger their withdrawal willingness. 3） The functional cognitive bias has a significant negative impact on farmers willingness to withdraw rural residential land at a statistical level of 1%， with a regression coefficient of -0.782. High levels of security， economic and psychological function perception significantly reduce withdrawal willingness. In conclusion， due to the existence of anchoring， conformity and endowment effect， it is easy for farmers to form information， group and functional cognitive bias in the decision-making process of rural residential land withdrawal， which ultimately affects their willingness. Accordingly， to increase farmers withdrawal willingness， the government should focus on three aspects： weakening the inhibitory effect of negative experience anchoring， playing the promoting role of positive conformity psychology， and alleviating the negative impact of endowment effect and high price anchoring. It is necessary to strengthen the mobilization and publicity of informatization at the grass-roots level， exert positive group norms and guiding effects， and formulate a diversified withdrawal compensation standard system.

Key words： cognitive bias； binary logistic regression model； willingness to rural residential land withdrawal； prospect theory； anchoring effect； conformity effect； endowment effect

（本文責(zé)編：張冰松）

①認(rèn)知偏差是一種受隨機(jī)因素影響的系統(tǒng)性偏差，其影響是雙向的：有時(shí)這種偏離的傾向可使人在認(rèn)識(shí)加工過(guò)程中快速簡(jiǎn)捷地作出判斷，從而節(jié)省大腦的認(rèn)知資源；但有時(shí)也可能受到情緒或意愿等因素誤導(dǎo)，作出夸大事實(shí)甚至脫離事實(shí)的判斷，這時(shí)的認(rèn)知偏差是錯(cuò)誤甚至荒謬的[18]。本文中的“認(rèn)知偏差”是指農(nóng)戶囿于錨定效應(yīng)、從眾效應(yīng)、稟賦效應(yīng)，在信息獲取、群體規(guī)范、宅基地功能認(rèn)知三方面偏離被認(rèn)知的客觀事實(shí)本身、應(yīng)遵從的標(biāo)準(zhǔn)規(guī)則和理論結(jié)果而產(chǎn)生的一種認(rèn)知上的偏差。

②早期研究中，期望效用理論慣用于解釋理想環(huán)境下的風(fēng)險(xiǎn)決策行為。通常各人主觀追求的效用函數(shù)不同、對(duì)各種可能性的主觀概率感知不同，導(dǎo)致判斷和決策因人而異。但為滿足該理論“理性人”假設(shè)，效用函數(shù)必須具有一致性，主觀概率必須滿足概率論基本原理，從而出現(xiàn)阿萊悖論和埃爾斯伯格悖論。

①如合村并居“一刀切”、強(qiáng)迫農(nóng)戶上樓等行為。

②如城鎮(zhèn)商品房?jī)r(jià)格、征地拆遷補(bǔ)償價(jià)格、其他地區(qū)宅基地退出補(bǔ)償價(jià)格等。

①通過(guò)預(yù)調(diào)研發(fā)現(xiàn)，無(wú)論“一戶多宅”和“一戶一宅”是否處于閑置狀態(tài)，只要補(bǔ)償標(biāo)準(zhǔn)符合預(yù)期，農(nóng)戶均愿意退出。因此，上述兩種退出情景均包含了宅基地的閑置與非閑置狀態(tài)。