秦巴山重庆片区宅基地非市场价值评估

王兆林，杨庆媛

（1.重庆工商大学旅游与国土资源学院，重庆 400067；2.西南大学地理科学学院，重庆 400715）

秦巴山重庆片区宅基地非市场价值评估

王兆林1，杨庆媛2

（1.重庆工商大学旅游与国土资源学院，重庆 400067；2.西南大学地理科学学院，重庆 400715）

研究目的：评估秦巴山重庆片区宅基地非市场价值，为加大贫困地区宅基地退出补偿力度提供依据，为制定更为合理的宅基地复垦补偿标准提供参考。研究方法：双边界二分式条件价值评估法（double-bound DC CVM）。研究结果：（1）研究区城乡居民对宅基地各类非市场价值认知存在一定差异；生活环境、文化素质、价值观念、经济收入等因素差异影响到城乡居民认知水平。（2）受访者对各类非市场支付意愿支付率也存在较大差异；受访者往往“理性”的将宅基地价值与切身利益结合起来，更多地表现为理性经济人。（3）Tobit模型回归结果显示，受访者的宅基地非市场价值的认可程度对其支付意愿有重要影响；一些经济社会特征对受访者的支付决策也产生一定影响。（4）评估结果表明：研究区宅基地非市场价值约为679.26×108元。每公顷宅基地非市场价值约为155.94×104元（10.40×104元/亩）。农民家庭年均支付意愿为464.52元，市民家庭年均支付意愿为1188.84元，分别占区域家庭平均可支配收入的1.96%和1.84%。（5）重庆市在该片区实际执行的12×104元/亩的宅基地复垦补偿标准偏低。（6）双边界二分式CVM引导技术在评估宅基地非市场价值中的应用是可行的。研究结论：应通过参考单位面积宅基地非市场价值，提高贫困区宅基地复垦补偿标准，实行区域产异化补偿等措施，保护退地主体权益。

土地经济；宅基地非市场价值；双边界二分式CVM；Tobit模型；秦巴山重庆片区

1 引言

从资源价值量化的角度，可将土地资源价值分为市场价值和非市场价值。前者指土地生产所带来的、通过市场量化的土地的使用价值，如耕地的生产价值；后者指无法通过市场交易机制实现而又客观存在的价值，表现为土地作为公共物品或准公共物品，能够提供社会保障功能、住房保障功能、生态服务功能等各种价值[1]。土地非市场价值游离于市场以外，与人们是否使用它没有直接关系，是无法通过市场交易信息加以评价的，主要涵盖选择价值、存在价值和馈赠价值三大类[2-3]。土地资源的选择价值指人们为了将来某一时刻能直接或间接利用土地资源的某项效益、功能或需求，消费者现在愿意支付的代价或保险金[2]，如耕地的社会保障功能，宅基地住房保障功能。土地资源存在价值指土地资源直接或间接的、现在或将来的利用都无关的价值，是人们为确保土地资源的某项效益或功能能够长时间存在所愿意支付的费用[2]，如耕地景观价值、宅基地风貌遗迹价值。土地资源馈赠价值指当代人为了让子孙后代能够继续利用土地资源的某项效益或功能，愿意事先支付一定的费用来保护土地资源[2]，如宅基地馈赠继承价值。

当前学者认为宅基地非市场价值一般包括宅基地的住房保障、社会保障、社会稳定、社会伦理、风貌遗迹、馈赠继承价值[1-5]。宅基地是集体成员从集体所有土地中无偿取得、无使用期限的、保障居住权的土地，具有“保障性”、“非竞争性”等准公共物品属性[6]，尽管农民取得宅基地使用权后具有排他特征，但这是建立在农房物权基础上的，若农房废弃，宅基地供给的准公共物品属性就会显现[7-9]。正是由于宅基地供给具有准公共物品属性，才导致当前各地宅基地利用普遍存在规模大、面积超标、一户多宅、闲置低效利用等问题，加剧了城市化进程中耕地保护的压力[10-11]。实施宅基地退出是解决当前宅基地粗放利用问题的重要路径。通过宅基地退出复垦与指标转移交易，既可以增加有效耕地面积，提高宅基地集约利用水平，又可以保障区域城镇化及非农产业的发展，惠及全体城乡居民；加之由于宅基地退出的供给主体是政府，退地具有规模性与无差异性等特征，宅基地退出也具有准公共物品供给的属性[6]。此外，非市场价值长期游离于市场机制之外，导致宅基地的资源价值缺乏合理有效的货币化度量，尤其是在贫困地区宅基地资源价值往往被低估，也使得当前各地宅基地退出补偿无法真正体现其资源价值[12]，不利于保护退地主体的权益，也不利于贫困地区脱贫。因而开展宅基地非市场价值评估，厘清宅基地资源价值，既是完善宅基地退出补偿标准的需要，更是服务国家扶贫大局的客观要求。

对于资源环境等公共物品的非市场价值评估，条件价值评估法 （Contingent valuation method，CVM） 被认为是国外10余年来研究该问题最重要的和应用最广泛的方法[13-16]。当前CVM在土地资源领域主要被应用于评估耕地（农地）的非市场价值[17-18]，而CVM技术被应用于宅基地非市场价值评估的案例还不多见。当前有关宅基地非市场价值的研究，多采用市场价值法或替代市场法，但由于宅基地市场存在发育不良、扭曲等问题，这两种方法无法准确反映宅基地带来的社会、心理等非市场价值，而CVM是基于模拟真实市场通过消费者支付意愿评估资源非市场价值的，不受市场发育等问题影响，其微观适宜性更强。此外，当前有关宅基地非市场价值的研究，大多存在对其非市场价值归纳总结不够全面，且在计算过程中对市场与非市场价值区分不够清楚等问题。

鉴于此，本文基于CVM方法对秦巴山重庆片区（含城口县、巫溪、巫山、奉节、云阳5个国家级贫困县）的宅基地非市场价值进行评估，探索CVM技术在中国贫困地区的应用，并为制定更为合理的宅基地复垦补偿标准提供参考。

2 研究方法

2.1 双边界二分式CVM

本文采用双边界二分式CVM（double-bound DC CVM）进行调查分析与评估。双边界二分式问卷调查法目前被认为是CVM研究中较为先进的方法[14-15]。与其他CVM评估技术一样，双边界二分式CVM评估总体也分为4个基本步骤[16]：（1）创建假想市场；（2）获得城乡居民的支付意愿（WTP）或受偿意愿（WTA）；（3）计算平均WTP或WTA；（4）估计支付意愿或受偿意愿的影响因素。该方法与其他CVM评估技术相比，具有统计效率高、真实市场模拟程度高、评估偏差易于控制、抗议性回答少等优势[18]，其基本思路是针对某一公共物品或准公共物品的基础投标值，受访者只需回答“是”或“否”。若受访者回答“是”，则将被追问一个更高的投标值；若受访者回答“否”，则将被追问一个更低的投标值。因而结果将会产生“是—是”（y—y）、“是—否”（y—n）、“否—是”（n—y）、“否—否”（n—n）4种回答结果。其基本原理是：对于初始标的值T0，根据受访者的回答，将会再选择一个较高标的值TH或者较低标的值TL，进行二次询问。4种回答对应的概率分别为：

式（1）中，α0为常数项，α1、α2分别为除标的值外其他影响因素变量的回归系数和标的T的回归系数。

2.2 Tobit回归模型

CVM理论的计量经济学检验是决定CVM有效性的关键步骤之一。通常调查问卷中会存在一些0支付意愿（抗议性支付），鉴于Probit与Logit模型对0支付意愿处理的局限性，本文借鉴刘治国等[16]的研究成果，利用Tobit模型对城乡居民支付意愿的影响因素进行分析。本文建立的WTP实证模型如下：

式（2）中，Y*i表示第个受访者（农民、市民）的社会经济条件，如年龄、性别、家庭收支等。εi为残差项，β0为截距项，β1为待估参数。

2.3 非市场价值计算方法

在中国由于宅基地如同耕地（农地）具有“无偿取得”、“长期使用”、“保障性”等准公共物品属性， 本文参照理论界应用CVM对耕地或农地非市场价值评价的通用公式[18-21]，计算宅基地非市场价值：

式（3）中，V表示非市场价值，WTPF、WTPC分别为农民、市民平均支付意愿，NF、NC分别为研究区农民、市民人口数，PF、PC分别为农民、市民支付意愿支付率。

3 调查方案设计

3.1 问卷内容

2015年4—5月课题组依据NOAA提出的CVM问卷设计原则[22]，形成了二分式CVM问卷的初稿。6月在巫溪县的城厢镇和柏杨街道，利用初稿问卷，分别对30位农民和30位市民进行随机调查，修正初稿问卷中不合理的问题和投标值，有效规避了起点偏差，形成正式调查问卷，其具体内容：一是调查背景及意义的阐释；二是受访者个体特征、家庭特征的调查；三是受访者对宅基地复垦及其非市场价值认知的调查；四是受访者宅基地非市场价值最大支付意愿（WTP）的调查（主要通过假设地方政府征收宅基地复垦资金等形式创设模拟市场，并运用双边界二分式CVM问卷法对受访者的最高支付意愿进行调查）；五是受访者问卷理解度的调查。

3.2 偏差控制

CVM是典型的陈述偏好技术[15-16]，具有应用简便的特点，可能正是由于其理论前提的相对简单性,用CVM得到的价值评估结果的正确性和可靠性会因其内在的偏差而受到质疑[15]。为规避调查中可能存在的常见偏差，本文根据国际研究经验[22]，在问卷设计与调查过程中，采取应对策略，有效地消除或减少宅基地非市场价值评估中绝大多数偏差的可能影响（表1）。

表1 本次CVM调查中偏差控制措施Tab.1 The control measures of CVM survey deviation

3.3 调查实施

在完善问卷内容、确定调查方法后，问卷调查进入具体实施阶段。由于宅基地及宅基地退出复垦具有准公共物品供给性质，因而调查对象涵盖研究区域的城乡居民。本文样本量的确定按照Scheaffer 抽样公式：N*=N/ ［（N-1）δ2］ + 1，δ= 0.05，据《重庆统计年鉴—2016》，2015年区域常住人口268.95万人，其中城镇居民（市民）100.96万人，农村居民（农民）167.99万人，以此计算所需随机选取样本数应至少大于402份；基于人力、物力、财力综合考量，本次调查最终确定600份样本量。2015年8—10月，课题组对秦巴山重庆片区的云阳县双江街道、南溪镇、凤鸣镇，巫山县龙门街道、巫峡镇、庙宇镇，巫溪县柏杨街道、城厢镇、凤凰镇，奉节县永安街道、太和土家族乡、公平镇，城口县复兴街道、岚天乡共14个街道及乡镇的农民和市民进行随机抽样、整群抽样和典型抽样调查。此次调查共发放问卷600份，回收586份，剔除无效问卷后，总共获得559份有效问卷（农民285份，市民274份），有效率为95.39%。

4 调查结果分析

在559份有效问卷中，464份有支付意愿，占比为83.01%；95份支付意愿为0，占比为16.99%。在这95位无支付意愿的受访者中，42.37%的受访者因家庭贫困不愿再增加负担；31.51%的受访者认为地方政府可以通过其他渠道获得宅基地复垦财政资金；20.18%的受访者对宅基地非市场价值认识不足，认为与自己关系不大；另有5.94%的受访者因其他原因而不愿支付，如对此专项资金管理使用担忧等问题。

4.1 宅基地非市场价值认知

受访者对宅基地的各类非市场价值认知存在较大差异。对于“住房保障价值”，农民认可度略高于市民，这与农民所处的生活环境有关。对于“社会保障价值”，市民认可度略高于农民，这是因为受访者对宅基地社会保障价值认识普遍不足，同时“以房养老”等观念在市民中具有更高的认可。对于“社会稳定价值”，市民的认可度高于农民，这是因为受文化程度影响，市民全局意识更强。对于“社会伦理价值”，受访者较为认同宅基地所带来的归属感及幸福感。对于“风貌遗迹价值”，市民认可度远高于农民，这是因为农民与市民对村落遗迹等旅游价值的认可度存在较大差异。对于“馈赠继承价值”，农民认可度高于市民，这是因为农民具有更深厚的“祖产观念”。

4.2 受访农民宅基地非市场价值支付意愿 （WTP） 分析

4.2.1 样本农民最大支付意愿 依据初始投标值，结合双边界二分式CVM原理，对农民支付意愿进行标的的加减，形成农民最大支付意愿的4个响应序列。分析可知，农民支付意愿随着投标值的增加而降低，这也正符合CVM“模拟假设市场”的初衷，即“公共物品的价格越高则购买数量越少”。具体看，随着投标值的增加，样本农民“是—是”和“是—否”的支付意愿逐渐降低，其中“是—否”降幅更大；特别是在第五、六标值之间“是—是”和“是—否”降低幅度最大，说明多数农民最大支付意愿集中于此。

进一步根据宅基地非市场价值的构成，在问卷中就农民对各部分价值的支付意愿（元/月）进行调查分析，结果显示：农民月均总支付意愿为38.71元，年均支付意愿为464.52元是同期区域农民家庭平均可支配收入的1.96%。具体看，首先住房保障价值平均支付意愿最高，说明农民已经充分认识到宅基地这一准公共物品的重要保障功能；其次是社会功能价值、社会伦理价值和馈赠继承价值平均支付意愿也较高，说明该区域农村社会保障水平总体偏低，农民对宅基地的心理需求及“祖产观念”具有较强的认同；最后宅基地的风貌遗迹价值和社会稳定价值较低，说明农民缺乏宅基地观赏娱乐价值体验，同时农民全局意识有待提高。

4.2.2 样本农民支付意愿的影响因素分析 本文利用Tobit模型对农民支付意愿的影响因素进行分析，以样本农民最大支付意愿为因变量，以农民年龄、性别、受教育、家庭收支、宅基地面积等10项经济社会特征变量为自变量，利用Eviews 5.0进行Tobit回归分析。结果显示，Adjusted R-squared= 0.8150，回归结果较好。在1%的显著性水平上，自变量AGE对因变量有显著负向影响，说明年龄越大的农民其最大支付意愿越低，这与年龄越大的农民随着收入的减少，生活节俭意识、储蓄养老意识越强存在较大关系。性别因素与农民最大支付意愿之间无显著联系。在10%的显著性水平上，自变量EDU对因变量有显著正向影响，说明教育程度越高的农民其最大支付意愿越高，这是因为受教育程度越高的农民对于涉及公共利益的问题认识更深入，考虑更全面。在1%的显著性水平上自变量FMI对因变量有显著正向影响，而在10%的显著性水平上自变量FMS对因变量有显著负向影响，说明月收入越高的农民其最大支付意愿越高，而月支出越高的农民其最大支付意愿越小，这是符合福利经济学中“理性”的。宅基地面积与农民最大支付意愿之间并无显著联系。

此外，在5%的显著性水平上，受访农民对宅基地非市场价值的认可程度 “非常认可”（ATU1）、“比较认可”（ATU2）、“一般认可”（ATU3）、“不太认可”（ATU4）均对自变量最大支付意愿有显著正向影响，说明受访农民对宅基地非市场价值的认可程度，对其最大支付意愿具有重要影响。从自变量回归系数看，由于ATU1＞ATU2＞ATU3＞ATU4，因而各个自变量对因变量边际贡献存在差异。说明随着农民对宅基地非市场价值认可程度的减弱，其对宅基地非市场价值的支付意愿也依次降低，即 “非常认可”宅基地非市场价值的农民较其他认可程度的农民有着更强的支付意愿。

4.3 受访市民宅基地非市场价值支付意愿 （WTP） 分析

4.3.1 样本市民最大支付意愿 依据双边界二分式CVM原理，对样本市民的支付意愿进行统计分析形成4个响应反应序列。分析可知，随着投标值的增加，市民“是—是”和“是—否”支付意愿呈现下降趋势，其中“是—否”的降幅更大。由于市民不拥有宅基地使用权，为充分准确评估其对宅基地非市场价值支付意愿，本文在调查市民宅基地住房保障、社会保障、馈赠继承价值的支付意愿时，以城镇保障性住宅土地与宅基地进行类比调查评估。结果显示，市民家庭月均支付意愿为99.07元，年均支付意愿为1188.84元，是同期区域市民家庭平均可支配收入的1.84%。农民和市民在宅基地非市场价值支付意愿存在显著差异，市民对各类非市场价值的支付意愿均高于农民，这与两者在家庭收入水平和受教育程度存在较大差异有关。

4.3.2 样本市民支付意愿的影响因素分析 同理，以样本市民最大支付意愿为因变量，以其年龄、性别、受教育、家庭收入等9个经济社会特征变量为自变量，再次利用Tobit模型对市民最大支付意愿的影响因素进行分析。结果显示，在5%显著性水平上，年龄越大的市民其最大支付意愿越低。性别因素与市民最大支付意愿之间无显著联系。在5%的显著性水平上，教育程度越高的市民其最大支付意愿越高。在1%的显著性水平上，月收入越高的市民其最大支付意愿越高。而家庭月支出与市民最大支付意愿之间无显著联系，这与对农民的回归结果有较大差异，主要原因是最大支付意愿支出占农民、市民家庭月总支出的比例及其边际效益存在较大差异。在10%显著性水平上，市民宅基地非市场价值认可程度对其最大支付意愿有显著正向影响：从自变量回归系数来看，各个自变量对因变量边际贡献也存在差异，同样“非常认可”宅基地非市场价值的市民较其他认可程度的市民有着更强的支付意愿。

4.4 宅基地非市场价值评估

4.4.1 宅基地非市场价值估算 依据研究方法之非市场价值计算公式（式（4）），结合前述研究区域城乡人口数及农民、市民对宅基地非市场价值的（月）支付意愿及其支付率①农民、市民月均支付意愿的支付率是农民、市民分别针对表4和表7中各类非市场价值月平均支付意愿，愿意支付的百分比。及2015年区域宅基地总面积为43560 hm2（年度变更调查数据），选取还原率为2015年8月26日的定期存款利率1.75%，计算区域宅基地非市场价值（表2）。结果表明，秦巴山重庆片区宅基地非市场价值约为679.26×108元。每公顷宅基地非市场价值约为155.94×104元（10.40×104元/亩），农民家庭年均支付意愿为464.52元，市民家庭年均支付意愿为1188.84元。

表2 秦巴山重庆片区宅基地非市场价值评估结果Tab.2 The assessment result of non-market value of rural residential land

4.4.2 评估结果比较

（1）与宅基地非市场价值比较（表3中成果1、2）：比较可知，本文中宅基地单位面积非市场价值虽大于相关研究的宅基地非市场价值，但同属一个数量级。这主要由相关成果对宅基地非市场价值计算不够全面造成的。就具体住房保障价值看，本研究评估结果略小，这是因为CVM评估法是典型的陈述偏好评估法，在调查或询问过程中，受访者一般综合考虑其能够接受的最大支付意愿，而这个支付意愿通常是被低估的[15，18]。另外，调查区域地处国家扶贫重点地区，城乡居民家庭收入总体偏低也可能导致评估结果出现较低状况。

（2）与宅基地市场价值比较（表3中成果3、4、5）：比较可知，本文中宅基地单位面积非市场价值（155.94×104元/hm2）小于相关研究的宅基地市场价值，但同属一个数量级，这符合“市场价值大于非市场价值”的一般评估结果[10-13]。

表3 本文结论与现有成果比较Tab.3 The results comparison between this study and others

总体来看，本文结果处于正常水平，同时，由于当前宅基地市场并未放开，宅基地流转仅限于本村集体经济组织，宅基地流转交易市场在各地普遍存在发育不良、扭曲、空缺等问题，市场价值法和替代市场法无法准确反映宅基地产生的社会、心理真正价值，而CVM基于模拟真实市场，通过消费者支付意愿评估资源非市场价值，不受市场问题的约束，是评估宅基地非市场价值较为理想的方法。

5 结论与讨论

5.1 结论

（1）秦巴山区重庆片区城乡居民对宅基地各类非市场价值认知存在一定差异，生活环境、文化素质、价值观念、经济收入等因素差异影响到城乡居民认知水平。问卷理解度调查统计显示，受访者对问卷问题的理解度较高（72.57%），受访者基本可以构建起CVM假想市场。同时受访者对各类非市场支付意愿支付率也存在较大差异，受访者往往“理性”的将宅基地价值与切身利益结合起来，更多地表现为理性经济人。

（2）受访者（农民、市民）的宅基地非市场价值的认可程度对其支付意愿有重要影响。其他一些经济社会特征如年龄、受教育程度、家庭收入对受访者的支付决策也产生一定影响。同一因素可能对不同受访者产生差异性影响，如受访农民和市民在家庭月均支出变量回归上存在差异，原因是最大支付意愿支出占农民、市民月总支出的比例及其边际效益存在差异。

（3）秦巴山区重庆片区宅基地非市场价值约为679.26×108元。每公顷宅基地非市场价值约为155.94×104元（10.40×104元/亩），农民家庭年均支付意愿为464.52元，是区域农民家庭平均可支配收入的1.96%；市民家庭年均支付意愿为1188.84元，是市民家庭平均可支配收入的1.84%。

（4）秦巴山重庆片区每公顷宅基地非市场价值约为155.94×104元（10.40×104元/亩），按照“市场价值大于非市场价值”的一般评估结果，鉴于受访者最大支付意愿存在被低估的可能，结合相关研究[12]，本文认为研究区域宅基地资源总价值应超过20×104元/亩，而当前重庆市出台的《关于完善地票价款分配的补充意见》规定并执行的宅基地复垦标准仅为12×104元/亩，因而现行补偿标准偏低。

结合以上分析，本文认为一是应加大对贫困地区宅基地复垦补偿力度，以弥补复垦造成的宅基地非市场价值的损失；二是应参考单位面积宅基地非市场价值，提高研究区宅基地复垦补偿标准；三是实行区域产异化补偿，加大地票反哺力度，以此保护退地主体的权益，助推贫困地区扶贫工作。

5.2 讨论

CVM基于受访者的WTP或WTA来估计公共物品效益改善或质量损失的经济价值。理论上，WTP和WTA测量结果应当是相当的；但经验研究发现，WTA的值常常大于WTP的值。这可能是因为人们觉得损失某物的代价会大于得到某物的好处[12-16]，因而NOAA与国际研究经验表明WTP通常比WTA更适合于CVM研究[17，22]。本文依据国际研究经验，采取偏差控制策略，并采用WTP作为测量方法对秦巴山重庆片区宅基地非市场价值进行评估，但由于各个非市场价值可能存在一定程度的重合与受访者可能存在低报支付意愿的问题，本文的评估结果也是被低估的。当前尽管双边界二分式CVM引导技术在评估宅基地非市场价值中应用还不多见，但本文的调查与统计分析表明，通过合理的偏差处理，双边界二分式引导技术在此评估中应用是可行的。此外，由于CVM偏差控制中受访者对投标值主观性和偏好性的缺陷是本源性的，并不能根除，这就决定了该方法更重要的是给出一个概念和判断，并不能使结果获得唯一性或精确性。因而在本文基础上，如何进一步改进与创新宅基地非市场价值评估方法是未来继续深化该研究的重点内容与主要方向。

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An Assessment on Non-market Value of Rural Residential Land in Chongqing Area of Qinba Mountain

WANG Zhao-lin1, YANG Qing-yuan2
（1. School of Tourism and Land Resource, Chongqing Technology and Business University, Chongqing 400067, China;2. The College of Geography Science, Southwest University, Chongqing 400715, China）

The purpose of the paper is to estimate the non-market value of rural residential land in Chongqing area of Qinba mountain, providing the important reference for establishing scientific and reasonable compensation standard for land reclamation. The methods is to use the double-bound DC CVM to evaluate the no-market value of rural residential land in Chongqing area of Qinba mountain.The results show that: 1) the cognition of urban and rural citizens in research area differs, the impact factors of which include living environment, education level, value conception, family income.2) There is a large difference among the respondents in the WTP on non-market value of rural residential land and respondents are always combining their interests and WTP, rationally, acting as the “rational-economic man”. 3) Tobit model regression results show that the cognition of respondents have a important impact on WTP and some socioeconomic characteristics of respondents also influence the WTP. 4) The assessment result showed that the non-market value of rural residential land in Chongqing area of Qinba mountain is 679.26×108yuan, the non-market value of per hectare in this area is up to 155.94×104yuan/hm2(10.40×104yuan/mu), and the average annual WTP of rural and urban citizens are 464.52 yuan/household and 1188.84 yuan/household, respectively. 5) The reclamation compensation standard（12×104yuan/mu） performed in research area is lower. 6) Using double-bound DC CVM to evaluate the non-market value of rural residential land is feasible. In conclusion, in order to protect the farmer interest, some measures should be taken such as improving the compensation standard, enhancing the Dipiao effect and implementing regional differentiated compensation.

land economy; non-market value of rural residential land; double-bound DC CVM; Tobit Model; Chongqing

F301.3

A

1001-8158（2017）09-0080-09

10.11994/zgtdkx.20171025.150624

2017-04-27；

2017-05-28

国家社科基金项目“基于微观退地主体的宅基地退出增值收益分享研究”（14CJY043）；教育部人文社科规划项目“新型城镇化背景下农民土地财产收益实现渠道与改革路径研究”（14YJAZH097）；重庆市教委高校人文社科规划项目“重庆市集体经营性建设用地入市流转增值收益分配研究”（16SKGH094）。

王兆林（1979-），男，山东临沂人，博士，副教授，硕士生导师。主要研究方向为土地资源管理。E-mail: wzhaolin@163.com

杨庆媛（1966-），女，云南腾冲人，教授，博士生导师。主要研究方向为土地整治与土地经济。E-mail: yizyang@swu.edu.cn

（本文责编：陈美景）