參照依賴、現(xiàn)狀偏見與拆遷安置滿意度
——基于福建省廈門市的經(jīng)驗分析

嚴金海，阮彥欽

（1.廈門大學公共政策研究院，福建 廈門 361005；2.廈門大學公共事務學院，福建 廈門 361005）

參照依賴、現(xiàn)狀偏見與拆遷安置滿意度
——基于福建省廈門市的經(jīng)驗分析

嚴金海1，阮彥欽2

（1.廈門大學公共政策研究院，福建 廈門 361005；2.廈門大學公共事務學院，福建 廈門 361005）

研究目的：從行為經(jīng)濟學的理論視角，分析參照依賴和現(xiàn)狀偏見等主觀心理效應對拆遷安置滿意度的影響。研究方法：問卷調查法，有序Logit模型。研究結果：（1）期望拆遷安置水平和他人拆遷安置狀況是影響拆遷安置滿意度評價的兩個重要心理參照點。對實際拆遷安置結果相比期望水平或他人狀況評價越高的被拆遷戶，其拆遷安置滿意度也越高。（2）拆遷安置戶具有損失厭惡心理。與參照點相比的相對損失對拆遷安置滿意度產(chǎn)生的負面影響要顯著大于同樣等級的相對獲得所帶來的積極影響。（3）由于現(xiàn)狀偏見心理效應，原址返遷的拆遷安置戶更有可能比異地安置的拆遷安置戶有著更高的滿意度水平。研究結論：拆遷安置滿意度受到參照依賴和現(xiàn)狀偏見等主觀心理效應的顯著影響，拆遷安置政策的制定和實施應避免引起負面主觀心理效應。

土地管理；拆遷安置；滿意度；參照依賴；現(xiàn)狀偏見

1 引言

征地拆遷是任何國家或地區(qū)在工業(yè)化和城鎮(zhèn)化過程中都不可避免的社會經(jīng)濟行為。隨著工業(yè)化和城鎮(zhèn)化進程的快速推進，征地拆遷沖突已經(jīng)成為中國社會矛盾的焦點之一［1］。對被征拆人進行合理補償和妥善安置，讓被征遷群眾滿意，有更多的獲得感，是化解征地拆遷矛盾、實現(xiàn)和諧征地拆遷的關鍵。

現(xiàn)有文獻使用問卷調查數(shù)據(jù)對征地拆遷意愿和征地安置滿意度的影響因素進行了經(jīng)驗分析。例如：王偉林等基于蘇州農戶調查分析發(fā)現(xiàn)，除了家庭政治結構和非農收入比例等因素以外，農戶被征地意愿還受到由征地補償制度決定的征地后生活水平變化等預期因素的影響［2］?；诠狡美碚?，城市房屋被征收人的公平感知不僅對其征收意愿有正向影響，而且對其補償意愿有負向影響［3］。不論是在經(jīng)濟發(fā)達地區(qū)，還是在經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)，除了征收補償標準以外，征遷程序的公平性和規(guī)范性是決定征地滿意度和抵制行為發(fā)生可能性的重要因素［4-6］。針對涉及房屋拆遷的征地拆遷行為，有別于征地滿意度，農戶的安置滿意度受到拆遷補償水平、拆遷前后的居住環(huán)境變化以及道路交通變化等因素的影響［7］?，F(xiàn)有研究對征地意愿和征地滿意度的影響因素分析較多，而對拆遷安置滿意度的影響因素研究則相對不足，同時，也較少從行為心理的角度來深入分析被征遷人的主觀心理因素對其征遷安置滿意度評價的影響。

不同于標準經(jīng)濟學理論的理性經(jīng)濟人假設，行為經(jīng)濟學認為人們不具備完全理性，具有社會動機和公平意識，關心相對于某個參照點的相對損益，存在損失厭惡和現(xiàn)狀偏見心理［8］。本文從行為經(jīng)濟學有關參照依賴和現(xiàn)狀偏見理論出發(fā)，研究影響拆遷安置滿意評價的主觀心理因素。對此問題的研究可以為解釋拆遷安置戶的行為決策機制提供新的理論視角，為優(yōu)化征地拆遷安置政策實現(xiàn)和諧征遷目標提供決策依據(jù)。

2 理論基礎與研究假設

2.1 參照依賴與拆遷安置滿意度

傳統(tǒng)的決策理論假設人們的決策行為是理性的、效用最大化的，然而，大量實證研究表明人們的決策行為受到非理性因素的影響。Kahneman和Tversky于1979年提出了著名的前景理論［9］，認為人們在對決策結果進行評價時，依據(jù)的并不是該結果的絕對效用水平，而是以某個參照點為基準，依據(jù)最終結果相對于該心理參照點的損益變化。心理參照點可以是目標績效、期望或者抱負水平等這些個體對未來情況的感知，也可以是個體目前所處的現(xiàn)實情況，或者是其他選擇情形下的可能結果［10］。由于參照點的多樣性，人們的決策行為往往受到多重參照點的影響。在決策過程中，多重參照點遵循獨立模式影響個體對結果的滿意度或公平感的評價［11］。

根據(jù)參照依賴原理，在征地拆遷安置中，被拆遷人在對拆遷安置結果的滿意度進行評價時，存在著一定的評價參照標準，依據(jù)實際安置結果相對于這些心理參照點的損益變化而做出決策判斷。這些心理參照點既可能是拆遷安置戶基于征地拆遷安置政策對拆遷安置結果的期望水平，也可能是拆遷安置戶所知道的其他人的拆遷安置狀況。如果實際拆遷安置結果比期望水平要好，那么拆遷安置戶就會感覺到“獲得”，產(chǎn)生滿足感，有著較高的心理滿意度；相反，如果實際拆遷安置結果差于期望水平，那么拆遷安置戶就會感覺到“損失”，產(chǎn)生失落感，有著較低的心理滿意度（圖1）。除了與期望值相比外，拆遷安置戶也會將自己的狀況與其他拆遷安置戶相比較。馬磊和劉欣研究發(fā)現(xiàn)，與其他人比較的結果對中國城市居民的分配公平感有顯著影響［12］。王玥和盧新海也分析發(fā)現(xiàn)，對征收結果的公平感知會影響城市房屋被征收人的征收補償意愿［3］。在征地拆遷安置中，如果與周圍的其他拆遷安置戶相比，自身拆遷安置狀況要更好些，那么拆遷安置戶就會感覺到“獲得”，產(chǎn)生喜悅感，有著較高的心理滿意度；相反，如果自身拆遷安置狀況不如相似情況的其他拆遷安置戶，那么拆遷安置戶就會感覺到“損失”，產(chǎn)生強烈的不公平感，有著較低的心理滿意度（圖2）。在其他拆遷安置戶的比較對象選擇中，本文認為人們首先會選擇與自身社會關系較為密切的親戚或朋友，而不是陌生人作為比較對象。根據(jù)費孝通對中國鄉(xiāng)村社會結構的研究，中國社會結構存在差序格局的結構特征。所謂差序格局結構是指，就像把一塊石頭丟在水面上所引起的一圈圈推出去的波紋一樣，每個人都是他社會影響所推出去的圈子的中心，與圈內越近的人聯(lián)系越緊密［13］。因此，根據(jù)差序格局結構特征，本文認為，相比與陌生人的拆遷安置狀況的比較，被拆遷戶在對拆遷安置滿意度進行評價時更為看重的是與親友的拆遷安置狀況的比較結果。

根據(jù)前景理論，與參照點相比，“損失”比等量“獲得”產(chǎn)生的心理效用更大［14］，即個體對同樣一單位的“損失”引起的效用減少的主觀評價要比“獲得”帶來的效用增加的主觀評價更大。這種與參照點的比較結果對心理效用的非對稱性影響被稱之為損失厭惡。損失厭惡是人們面對損失時一種較普遍的心理反應。在征地拆遷安置中，拆遷安置戶依據(jù)參照比較結果而做出拆遷安置滿意度的主觀評價，很有可能也存在著損失厭惡心理。由此，在以期望拆遷安置水平或者他人拆遷安置結果這些參照點為基準進行比較的過程中，相比等量“獲得”帶來的喜悅感受和滿意度的增加，“損失”給拆遷安置戶帶來的痛苦感受和滿意度的下降要更大（圖1—圖2）。

基于上述分析，本文提出參照依賴與拆遷安置滿意度關系的3個假設：

假設1（a）：與期望拆遷安置水平相差越大，拆遷安置滿意度越低。

假設1（b）：與其他人（以親友為主）的拆遷安置水平相差越大，拆遷安置滿意度越低。

假設1（c）：拆遷安置戶存在損失厭惡心理。

圖1 期望的拆遷安置水平與拆遷安置滿意度Fig.1 Expected resettlement conditions and satisfaction degree of resettlement

圖2 他人的拆遷安置狀況與拆遷安置滿意度Fig.2 Others’ resettlement conditions and satisfaction degree of resettlement

2.2 現(xiàn)狀偏見與拆遷安置滿意度

以前景理論為理論基礎，Thaler在1980年提出了稟賦效應，認為因為人們占有某物時會在該物上投入感情和注意力，所以，在一段時間后人們會將該物視為其稟賦的一部分，對其價值的主觀評價就會增加，從而使人們在失去該物時對該物的估價要高于其客觀公允價值［15］。這個結論可以從某種具體物品向某種已有狀態(tài)進一步延伸［16］。Samuelson和Zeckhauser提出現(xiàn)狀偏見這一概念對此進行了解釋，認為人們在進行決策時，對改變現(xiàn)狀所帶來的損失會賦予比等量的收益獲得更大的心理權重，因而在某種程度上人們寧愿安于現(xiàn)狀而不愿進行改變［17］。Gal進一步指出人們在現(xiàn)狀與改變兩者權衡中具有的現(xiàn)狀偏見傾向可以用來解釋稟賦效應現(xiàn)象［18］。

按安置地點是否為被拆遷人原居住所在地來劃分，征地拆遷安置可以分為異地安置和原址返遷兩種類型。根據(jù)現(xiàn)狀偏見理論，拆遷安置戶會更傾向于維持過去的選擇，即更傾向于之前所居住的環(huán)境，這是因為藉由情感依戀，長期祖輩居住地帶給居住者的主觀心理價值，如親切感、認同感和歸屬感等，都是新環(huán)境一時難以賦予的。由此，在原址返遷安置方式下，由于能夠回到長期祖輩居住地，不會產(chǎn)生明顯的認同感和歸屬感等情感損失，拆遷安置戶會有較高的心理滿意度。與此相反，在異地安置方式下，由于對于新的居住環(huán)境感到十分陌生，在短時間內也難以產(chǎn)生認同感和歸屬感，拆遷安置戶對遠離長期祖輩居住地所帶來的基于情感依戀的主觀心理價值的損失會有很強的感受，從而具有較低的拆遷安置滿意度。

基于上述分析，本文提出關于現(xiàn)狀偏見與拆遷安置滿意度關系的假設:

假設2：原址返遷的拆遷安置戶更有可能比異地安置的拆遷安置戶有著更高的滿意度水平。

3 數(shù)據(jù)、變量與計量模型

3.1 數(shù)據(jù)來源

廈門市征地拆遷制度改革實踐探索走在全國前列，是國土資源部確定的全國首批9個征地制度改革試點城市之一。本文以廈門市“成功大道”建設項目為征地拆遷安置戶所提供的10個拆遷安置小區(qū)為調查點。按照各個安置小區(qū)的住戶規(guī)模，采用分層隨機抽樣方法確定各小區(qū)樣本規(guī)模，在每個安置小區(qū)進行隨機入戶調查，累計發(fā)放問卷279份，收回有效問卷251份。從個體基本特征來看，被調查對象具有很好的代表性（表1）。

表1 調查對象基本特征Tab.1 Basic characteristics of household surveyed

3.2 變量測量

本文關于因變量、自變量和控制變量的說明和描述統(tǒng)計見表2。

（1）因變量。本文用來衡量被征遷人對拆遷安置滿意程度的指標，來自受訪者對調查問題“您對拆遷安置總體是否滿意”的回答。變量拆遷安置滿意度采用李克特五級量表賦值為1—5的整數(shù)，分別對應“非常不滿意”、“不滿意”、“一般”、“滿意”、“非常滿意”的答案選項。

（2）核心自變量。根據(jù)上文的理論分析，本文嘗試將被征遷人與心理參照點的比較結果和拆遷安置點是否遠離長期祖輩居住地作為關鍵的解釋變量。本文用來衡量被征遷人與期望水平對比后的主觀評價的指標，來自受訪者對調查問題“與您基于拆遷安置政策承諾的預期水平相比，您認為您的拆遷安置實際情況如何”的回答。用來衡量被征遷人與他人狀況對比后的主觀評價的指標，來自受訪者對“與親戚的拆遷安置狀況相比，您認為您的拆遷安置情況如何”、“與朋友的拆遷安置狀況相比，您認為您的拆遷安置情況如何”、“與親戚和朋友以外的其他拆遷安置戶的拆遷安置狀況相比，您認為您的拆遷安置情況如何”這三個調查問題的回答。受訪者對上述4個問題的回答“差很多”、“差一些”、“差不多”、“好一些”、“好很多”分別賦值為1、2、3、4、5。本文將變量拆遷安置類型設置為0—1虛擬變量，參照組是拆遷安置點遠離長期祖輩居住地。

（3）控制變量。除去被征遷人對比參照點的比較結果和拆遷安置類型之外，被征遷人的拆遷安置滿意度還可能受到其個人和家庭特征，以及拆遷安置小區(qū)區(qū)位等因素的影響。因此，本文構造了相應的控制變量。其中，被征遷人的個人特征變量包括年齡和受教育年限；家庭特征變量包括家庭月收入水平和拆遷后家庭住房面積。本文設計了兩個衡量安置小區(qū)區(qū)位的變量：①安置小區(qū)所在的地理區(qū)位；②安置小區(qū)周圍的公共服務滿足被拆遷戶家庭需求的程度。設計這兩個指標是為了從客觀度量和主觀評價兩個角度分別考察安置小區(qū)的區(qū)位特征?；诎仓眯^(qū)距市區(qū)兩級行政中心的距離和公共服務配套完善程度，將10個安置小區(qū)分為思明區(qū)繁華地段、思明區(qū)偏遠地段、湖里區(qū)繁華地段、湖里區(qū)偏遠地段和思明區(qū)與湖里區(qū)交界地段這5個地理區(qū)位。

表2 變量說明與描述性統(tǒng)計Tab.2 The explanation and descriptive statistics of variables

為保證調查問卷的可靠性，本文采用Cronbach's α系數(shù)法對包括拆遷安置滿意度、與他人拆遷安置狀況的比較、與期望拆遷安置水平的比較等變量在內的測量信度進行了檢驗。統(tǒng)計結果顯示，測量總量表的Cronbach's α系數(shù)值為0.783，大于0.7的標準，說明各變量測量可信，可進行進一步的統(tǒng)計分析。

3.3 計量模型構建

本文模型的被解釋變量是拆遷安置滿意度，變量類型為有序多分類變量。當因變量是定序變量時，通常使用次序Logit或Probit模型。累積概率方法和潛在變量方法是次序概率模型的兩種主要建模方法。由于次序累積Logit模型中自變量的效應能夠采用比數(shù)比的方式來加以解釋［19］，本文使用次序累積Logit模型進行估計。

設因變量為Yi，其中i表示樣本中的第i個觀測值。因變量Yi賦值為1—5的整數(shù)，分別對應著“非常不滿意”、“不滿意”、“一般”、“滿意”、“非常滿意”這5個排好了序次的響應類別。令P（Yi≤j）表示個體i出現(xiàn)小于或等于滿意度水平j類別（j = 1，2，3，4，5）的累積概率，Lj（Xi）表示Yi≤j相對于Yi＞j的累積Logit，那么次序累積Logit模型可以表示為：

式（1）中，Xi為一系列解釋變量的集合，β為待估計的回歸系數(shù)向量，αj為對應于因變量各次序水平j的門檻，也是待估計參數(shù)，εi為隨機擾動項。

4 實證結果分析

本文使用方差膨脹因子方法對解釋變量之間的多重共線性進行了檢驗，結果表明各變量之間不存在多重共線性。隨后，應用SPSS 19.0軟件，采用次序累加Logit模型，檢驗了各影響因素與拆遷安置滿意度之間的關系。表3給出了模型分析結果。模型1僅把控制變量引入了模型，模型2—4在控制變量的基礎上加入了參照比較和安置類型變量。各個模型的似然比卡方檢驗結果得到的P值均為0，具有統(tǒng)計學意義。從Nagelkerke R2的值來看，模型2—4能夠解釋的因變量變異大小是模型1的2—3倍。顯然，引入?yún)⒄毡容^和安置類型變量顯著提高了對拆遷安置滿意度變異的解釋力。根據(jù)各個模型的估計結果，可以得到以下幾點分析發(fā)現(xiàn)：

（1）與期望水平的參照比較結果對拆遷安置滿意度具有顯著正向影響。模型2—4中，以“與期望水平比差不多”為參照，“差很多”和“差一些”類型的回歸系數(shù)均顯著為負，“好一些”和“好很多”類型的回歸系數(shù)均顯著為正，而且，隨著比較結果等級的提高，回歸系數(shù)大小均依次遞增，這表明對實際拆遷安置水平相比期望水平評價越高的被征遷戶，其拆遷安置滿意度水平處于較高類別的概率也越高，即與期望水平的比較結果對被征遷戶拆遷安置滿意度的影響正向顯著，假設1（a）得到驗證。具體來說，被征遷戶拆遷安置滿意評價處于或者低于類別j的發(fā)生概率，“與期望水平比差很多”類型和“與期望水平比差一些”類型分別比“與期望水平比差不多”類型高出3.64—3.79倍和1.62—1.73倍，“與期望水平比好一些”類型和“與期望水平比好很多”類型分別比“與期望水平比差不多”類型低出45%—48%和64%—68%。

（2）與他人狀況的參照比較結果對拆遷安置滿意度的影響正向顯著，而且與親友比較的影響要大于其他人。模型2中，以“與親戚比差不多”為參照，“差很多”、“差一些”、“好一些”和“好很多”4個類型的回歸系數(shù)由負值依次遞增為正值，且均具有統(tǒng)計顯著性，這表明越認為自身拆遷安置狀況相比親戚要好的被征遷戶，其拆遷安置滿意度水平處于較高類別的概率也越高。同樣，模型3和模型4中，分別以“與朋友比差不多”和“與除親友之外的其他人比差不多”為參照，“差很多”和“差一些”的回歸系數(shù)均顯著為負，“好一些”和“好很多”的回歸系數(shù)均顯著為正，且系數(shù)值均依次遞增，這表明與朋友和除親友之外的其他人比較對滿意度評價也都具有顯著正向影響。此外，模型4“與除親友之外其他人比較”4個類型的回歸系數(shù)的絕對值均要小于模型2“與親戚比較”和模型3“與朋友比較”相應類型回歸系數(shù)的絕對值，這表明與親友比較的結果對個人拆遷安置滿意感所造成的沖擊，要強于與親友之外其他人比較對個人拆遷安置滿意感所帶來的影響。由此，假設1（b）得到驗證。

（3）與參照點相比的相對損失對拆遷安置滿意度產(chǎn)生的負面影響要顯著大于相對獲得所帶來的積極影響。模型2—4中，以“與期望水平差不多”為參照，“差一些”類型的回歸系數(shù)絕對值要大于“好一些”類型，“差很多”類型的回歸系數(shù)絕對值也要大于“好很多”類型，這表明以期望水平為參照基準，相差同樣等級的劣評結果對個人拆遷安置滿意感所造成的負面影響程度要大于優(yōu)評結果對個人拆遷安置滿意感所帶來的積極影響程度。同樣，以他人拆遷安置狀況為參照基準，無論是與親戚或者朋友做比較，還是與除親友之外的其他人做比較，同樣一等級的不如他人比較結果對拆遷安置滿意度的負面沖擊大小相比好于他人比較結果對拆遷安置滿意度的積極影響要大很多。具體來說，以與親戚比較為例，被征遷戶拆遷安置滿意度評價處于或低于某一水平的概率，“差一些”類型比“差不多”類型高出116%，而“好一些”類型比“差不多”類型僅低出44%，“差很多”類型比“差不多”類型高出292%，而“好很多”類型比“差不多”類型僅低出64%。由此，假設1（c）得到驗證。

表3 拆遷安置滿意度的有序累加Logit模型的回歸結果Tab.3 Regression results of Ordinal Logit Model on satisfaction degree of resettlement

（4）拆遷安置地遠離長期祖輩居住地對拆遷安置滿意水平具有顯著負向影響。模型2—4中，以異地安置為參照，原址返遷類型的回歸系數(shù)均為正，且都通過了5%水平下的顯著性檢驗，這表明在其他條件相同的情況下，相比異地安置的拆遷安置戶，原址返遷的拆遷安置戶有著更高的對拆遷安置感到非常滿意的概率和更低的對拆遷安置感到非常不滿意的概率。具體來說，被征遷戶拆遷安置滿意度評價處于或低于某一水平的概率，原址返遷類型大約比異地安置類型低出56%—60%，也就是說原址返遷的拆遷安置戶更有可能比異地安置的拆遷安置戶處于更高的滿意度水平類別。由此，假設2得到驗證。

（5）拆遷安置小區(qū)區(qū)位因素對拆遷安置滿意度具有顯著影響，個體和家庭特征的影響基本不顯著。在控制變量中，小區(qū)周邊公共服務配套滿足家庭需求程度的回歸系數(shù)為正，且通過了5%水平下的顯著性檢驗，這表明對公共服務配套主觀評價越高的被征遷戶，其拆遷安置滿意度也越高；從小區(qū)客觀地理區(qū)位的影響來看，以“思明區(qū)與湖里區(qū)交界地段”為參照，“思明區(qū)繁華”類型的回歸系數(shù)最大，“湖里區(qū)繁華”類型的回歸系數(shù)次之，且分別在5%和10%的統(tǒng)計水平上顯著，這進一步表明了無論是采取主觀評價指標，還是采取客觀度量指標，小區(qū)區(qū)位因素對拆遷安置滿意度的影響都是顯著的；從個體和家庭特征變量的影響來看，除了教育年限在10%的統(tǒng)計水平上有較小影響以外，年齡、家庭收入等其他變量的影響都不顯著。

5 結論與政策建議

本文基于行為經(jīng)濟學有關參照依賴和現(xiàn)狀偏見理論，利用廈門市實地調查數(shù)據(jù)，對影響拆遷安置滿意度的主觀心理因素進行了理論和實證分析。研究發(fā)現(xiàn)，作為主觀心理判斷，拆遷安置滿意度受到參照依賴和現(xiàn)狀偏見等主觀心理效應的顯著影響，具體包括：（1）期望拆遷安置水平和他人拆遷安置狀況是影響拆遷安置滿意度的兩個重要心理參照點。如果實際拆遷安置狀況相比他人要好或高于期望值，那么拆遷安置滿意度就會高。否則，拆遷安置戶就會感到不滿意。（2）拆遷安置戶具有損失厭惡心理。無論是以他人狀況作為參照點，還是以期望水平作為參照點，同樣等級的相對損失對拆遷安置滿意度的負面影響顯著大于相對獲得對拆遷安置滿意度的積極影響。（3）由于現(xiàn)狀偏見心理效應，拆遷安置類型對拆遷安置滿意度有重要影響。原址返遷的拆遷安置戶更有可能比異地安置的拆遷安置戶有著更高的滿意度水平。

基于上述研究結論和實地調研經(jīng)驗，為提高拆遷安置滿意度，促進和諧征拆遷目標的實現(xiàn)，提出以下政策建議：（1）加強土地房屋征拆補償安置政策和標準在時間上的連續(xù)性和空間上的統(tǒng)一平衡性。由于與他人狀況的比較顯著影響著人們的拆遷安置滿意感，對于同一行政區(qū)內不同片區(qū)、同一片區(qū)內不同項目乃至同一項目不同階段的土地房屋征收，如果同樣的標的卻實施著不同的拆遷補償安置政策和標準，那么在互相比較后自我評價不如他人的被征遷戶就會產(chǎn)生強烈的不滿情緒。因此，為避免出現(xiàn)征遷補償安置的不平衡對拆遷安置滿意度評價的負面影響，拆遷安置政策在拆遷安置人口認定、土地和房屋確權、補償安置標準、產(chǎn)權置換比例等方面應不受項目性質、征地拆遷主體、被征遷人身份、拆遷進度要求等因素影響，在同一行政區(qū)內始終保持統(tǒng)一和平衡，在同一項目征遷過程中始終保持連續(xù)穩(wěn)定。（2）征拆補償安置政策的制定要重視被征拆人基于對原長期居住地的情感依戀而產(chǎn)生的現(xiàn)狀偏見心理。在實施房屋產(chǎn)權調換補償安置方式中，政府提供的安置用房地點應盡可能位于拆遷范圍內或者鄰近地區(qū)，以滿足群眾就地或就近安置的愿望。若只能實行異地安置，則可以通過無償增加一定的安置面積的方式來彌補被征遷戶遠離原長期居住地所受到的情感損失。類似地，對于實行貨幣補償安置方式的，貨幣補償金額的確定不能僅依據(jù)客觀公允的市場評估價值，還應考慮對被征拆人基于情感聯(lián)系的人格財產(chǎn)損失進行適當補償。（3）提高拆遷安置過程中的公眾參與和政府政策承諾的可置信，以便拆遷安置戶形成合理預期并順利得到實現(xiàn)。拆遷補償安置方案的制定和安置房的設計與配套都要通過入戶走訪、問卷調查、網(wǎng)上征求、召開座談會等方式廣泛聽取被征遷戶的意見建議，充分反映被征遷戶的合理訴求，從而獲得群眾認可和支持。這有助于被征遷戶在廣泛參與過程中形成對拆遷安置愿景的理性預期。為確保愿景成為現(xiàn)實，政府應按照擬定的拆遷補償安置協(xié)議和安置房建設方案，按時保質完成安置房與各項公共服務配套的建設。在具備條件的地方，可探索實施先安置、后拆遷的拆遷安置政策，以避免出現(xiàn)政府的失諾行為。

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（本文責編：戴晴）

Reference Dependence， Status Quo Bias and Satisfaction Degree of Resettlement: Taking Xiamen City in Fujian Province as an Example

YAN Jin-hai1， RUAN Yan-qin2
（1. School of Public Policy， Xiamen University， Xiamen 361005， China；2. School of Public Affairs， Xiamen University， Xiamen 361005， China）

The purpose of this study is to analyze the effects of the subjective factors including reference dependence and status quo bias on satisfaction degree of resettlement from the perspective of behavioral economics. Methods of questionnaire survey and ordinal logit model were employed. The results are as follows: 1）The conditions of the relatives and expectations are two important psychological reference points. Compared with their relatives or expectation， relocated households who are in better realistic condition tend to have higher satisfaction. 2）Relocated households have loss aversion psychological phenomenon. Compared with the increase of satisfaction from gaining， the decrease of satisfaction is much larger due to equivalent loss. 3）Because of status quo bias effect， the satisfaction of relocated households who moved back is higher than those resettled elsewhere. It is concluded that satisfaction degree of resettlement is significantly affected by subjective psychological factors including reference dependence and status quo bias， and thenegative psychological effects should be avoided during resettlement policy making and implementation.

land administration； demolition and resettlement； satisfaction degree； reference dependence； status quo bias

F301.2

A

1001-8158（2016）08-0003-08

10.11994/zgtdkx.20160921.104127

2016-06-01；

2016-08-26

國家社會科學基金青年項目（11CGL085）。

嚴金海（1980-），男，江蘇靖江人，博士，副教授。主要研究方向為土地經(jīng)濟學與公共政策。E-mail: yjh1588@sina.com