種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響

中圖分類號：F326.1；F323.8 文獻標識碼：A 文章編號：2095-5553（2025）10-0353-08

Abstract：As the foundationforensuring thestable andsafe supplyof nationalfoodand importantagricultural products， thestructuraladjustmentof theplanting industryisof greatsignificanceforensuringnationalfoodsecurityandimproving theincomeoffarmersandtheirfamilies.Basedon237 farmersurvey questionnaires in JilinProvince，OLS regresionand PSM propensity scorematching method were used to explore the impact mechanism of planting industry structure adjustmentonfarmer householdoperating income，andtodeeplyanalyzetheimpactof resourceendowmenton farmer household operating income.Theresults indicate thatthe adjustmentof the planting industry structurehas a significant positive impact on the household operating income of farmers，and is significant at the level of 10% .The area of cultivatedlandmanagedbyfarmers，thelaborforcepopulationoffarmers’families，andtheoperatingincomeoffarmers all have a significant positive impact and are significant at the level of 1% . In addition，after using the PSM propensity score matching method toeliminate farmer selection bias，thereisstila significant positiveimpactofcropstructure adjustment on the household operating incomeoffarmers.The household operating income of farmers participating incrop structure adjustment increases by 40% compared to those who did not participate.Therefore，it is recommended that the goverment and relevant departments should solidly promote the policyofadjusting the structure of the planting industry， encourage young rural laborers to work inagriculture，and helpfarmers solve the problemoffragmented farmland.

Keywords：：planting structure adjustment；incomefrom therural households business；resource endowment；PSM propensity score matching method

0 引言

農業是中國經濟的基礎，農民是農業生產的主體。農民收入的增長直接影響著農業生產的發展和國家糧食安全[。家庭經營收人作為農民收人的重要來源之一，截至2021年在農民總收人的貢獻率僅占比12.9% 。提高農民家庭經營收入，激發其持續增收的內在動力，是實現鄉村振興的先決條件之一。種植業收入作為農民家庭經營收人的重要組成部分[2]，其結構調整已成為當務之急[3]。種植業結構調整既能優化小規模、低效率的農業生產方式，增加農產品產量，又可以激發各地區比較優勢，提高地區農業生產效率，以此達到增加農民家庭經營收人的目的4。農民從事種植生產的過程中，需要在保障農產品產量與質量的同時，承擔農業高質量發展的責任[5]。如何在保障種植業發展的同時，促進農民家庭經營收人增長，是目前更應該關注的問題。根據《全國種植業結構調整規劃（2016—2020年）》中指出，東北地區種植業結構調整應建立在突出“穩、減、擴、建\"四字要領，即穩定水稻面積，調減玉米面積，擴種大豆、雜糧、薯類和飼草作物，構建合理輪作制度[6]。可見，文件中所指種植業結構調整存在廣泛性，基于此，本文立足于東北地區的實際生產狀況，著重以作物種植面積變動和作物品種變動來衡量農民參與種植業結構調整的具體情況。

目前國內外學者對種植業結構調整與農民家庭經營收入關系的研究主要聚焦在資源配置、個體特征兩個方面。在資源配置方面，有學者認為種植業結構調整使得選擇純農業經營的農戶手中流入更多的土地，使得純農業經營的農戶種植業收入提升，并且當農民家庭收入中非農收人的占比提升時，大多數兼業農民會選擇將土地轉出，將勞動力資源重新分配，從第一產業轉移至二、三產業中以此提升家庭經營收人[8]。然而這些研究都忽略了農民個體特征對家庭經營收入的影響。國外學者認為農民家庭經營收人會受到家庭人口因素、家庭規模、教育程度和農民在生產種植方面經驗的影響[9。并且不同家庭經營方式以及不同家庭收入水平對種植業結構調整的響應程度明顯存在差異[10]，種植業結構調整所帶來的預期收益的增長是農民選擇是否進行種植業結構優化調整的主要原因之二[11]。相比傳統的農業經濟形式，新的種植結構為農民提供了更多的發展機遇及更豐富的經營方式[12]，從而實現農村經濟平穩增長的目標[3.13]。

目前已有學者對種植業結構調整與家庭經營收入關系進行了研究，但值得注意的是，相關研究對二者的影響機制尚未厘清，亟須深入探究。此外，學者對研究方法選取上尚未達成共識，有待進一步完善。一方面現有研究多數從宏觀角度出發，討論種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響，而本文以農民為主體，從微觀角度考量種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響。另一方面關于種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響成果相對較少，有進一步探究的可行性。因此，本文旨在研究種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響。從微觀層面以農民為研究主體，利用PSM傾向得分匹配法消除農民個體間選擇性偏差，探究種植業結構調整、家庭資源稟賦及個體特征對農民家庭經營收入的影響。以吉林省為例，對于深入了解作為糧食主產區農業結構調整的效果，制定有效的政策和措施，提高農民家庭收入、推進農業現代化、落實糧食安全、實現共同富裕具有重要意義。

1理論分析與研究假設

1.1種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響

種植業作為農業的重要組成部分，與農民收人存在密切關系。從比較優勢理論上來講，種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響是必然存在的[14]，部分農民會依據家庭經營收人最大化的原則，選擇參與種植業結構調整，對種植農產品品種或作物種植面積比例進行調整，最終使農民家庭經營收人產生變化。而由于選擇性偏差[15]、個體差異[16]的存在，導致種植業結構調整對不同農民家庭經營收入的影響不同。從種植業結構調整對農民家庭經營收人的影響機理分析：（1）由于選擇性偏差的存在，農民作為理性經濟人從自身收益最大化的角度出發做出不同決策，例如因地制宜選擇更符合預期收益的作物或通過增加成本相對較低的農產品的生產，提高農業生產效率，進行種植業結構調整，以達到增加家庭經營收入的目的[17]；（2）由于個體差異的存在，種植業結構調整促使農民結合往年種植業收入、生產資料成本，綜合考慮各類生產性投入，以現有的資源為基礎尋求最優配置[18]，通過添加一整合一再分配的方式，得到最優產出，實現家庭經營收入增加的目的。因此，提出研究假設H1：種植業結構調整顯著正向影響農民家庭經營收人。

1.2資源稟賦對農民家庭經營收入的影響

前文主要分析種植業結構調整對農民家庭經營收人的影響，實際上農民進行生產經營活動還受到農民家庭資源稟賦的約束[19]。這些約束主要體現在農民對土地資源的利用、家庭勞動力資源的分配。第一，農民家庭經營收人會受到耕地資源的約束[20]。由于現階段我國小農戶數量較多，大部分小農戶土地細碎程度高，可能無法大規模機械作業，導致人力成本上升，增加生產經營成本，最終致使農民家庭經營收入水平無法上升，甚至出現下降的情況；第二，農民家庭經營收入會受到家庭勞動力的約束[21]。由于家庭勞動力的限制，一部分農民可能會選擇放棄農業經營，將勞動力投入到二、三產業中，達到擴大非農收入，提升家庭經營收入的目的。而堅持進行農業經營的農民，也會因為勞動力無法承擔種植業結構調整所帶來的負擔，堅持原有種植結構，導致家庭經營收人水平停滯不前。因此，提出研究假設：H2：農民經營耕地面積顯著正向影響農民家庭經營收人。H3：農民家庭勞動力人口顯著正向影響農民家庭經營收入。

2數據來源、變量選取與模型構建

2.1數據來源與變量選取

2.1.1 數據來源

選擇我國糧食主產區之一的吉林省作為研究區域，吉林省屬于溫帶季風氣候，具有土壤肥沃、農產品資源豐富等區域特點。截至2021年，吉林省現有耕地7498.5khm² ，糧食總產量常年位居全國前列。此外，吉林省種植業結構調整政策實施較為深人，具有較多的種植業結構調整試點城市。因此，吉林省種植業具有典型的特征和代表性。在實證分析中所涉及的關于農民家庭特征、種植業生產情況、家庭經營收入等相關情況均來自項目組實地調研。選取吉林省遼源市、通化市、四平市開展調查，采取分層抽樣的方式，回收問卷共300份，有效問卷為237份，有效回收率為 79% 。

如表1所示，本次調研的農民中，家庭決策者男性占比 63.2% ；年齡主要集中在 40～60 歲（占比52.3% ）；往年種植業收入大多集中在 10 000～ 50000（占比 35.0% ）；被調查者家庭勞動力數量普遍在 0～3 人；經營耕地面積普遍低于 （占比54.7% ）；生產資料成本集中在 gt;15 000 元（占比34.1% ）；大部分農民都可以接受改變既定的生產方式（占比 48.9% ），農民受教育程度以初中人群為主，占比 53.1% 。

從整體上來看，農民樣本特征符合目前我國以小農經營為主體，文化程度相對較低，經營耕地細碎、分散，農民收人相對較低的階段性特征，說明樣本具有一定的代表性。由于農民家庭經營收入可能受到個體特征、資源差異的影響2，并且參與種植業結構調整是農民自身行為，如果直接將農民家庭經營收人進行比較，容易造成參與調整最低收人的農民和未參與種植業結構調整收入最高的農民對應，產生事實相悖的情況；對比種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響，應將未進行種植業結構調整與進行種植業結構調整之后的收人進行比較，但是實際的情況是農民不可能在同一時間做出相反的決策，因此，本文選取PSM通過反事實的狀態將數據隨機化處理。

表1樣本描述性統計 Tab.1 Sample descriptive statistics

2.1.2 變量選取

由于農民參與種植業結構調整的影響因素具有多樣性[23]，在參考現有學者研究的基礎，基于建模所需的變量及數據的可獲取性，選擇農民家庭經營收人作為被解釋變量。農民是否參與種植業結構調整為核心解釋變量，并以近4年為期限，在4年之內農民種植農作物品種以及作物種植面積的占比發生變動視為參與種植業結構調整（變量賦值為調研結束后綜合每個農戶種植情況進行賦值）。性別、年齡、往年種植業收入、農民家庭勞動力人口、經營耕地面積、生產資料成本、風險偏好程度、受教育程度等作為控制變量，并對農民往年種植業收人及生產資料成本進行對數化處理。具體說明及變量賦值說明如表2所示。

表2變量選取及賦值 Tab.2 Selection and assignment of variables

2.2 模型設定

采用PSM傾向的匹配法，通過構建反事實框架解決農民的選擇性偏差問題。利用OLS，建立基本的多元回歸線性模型，以估計種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響，如式（1）所示。

LN（Y_i）=α+δD_i+βX_i+ε_i

式中： i? —各個農民；

D ———是否參與種植業結構調整（若參與種植業結構調整則 D=1 ，若未參與種植業結構調整則 D=0 ）；

Y_i -農民家庭經營收入；

X_i 其他控制變量；

α 中 常數項；

δ，β —控制變量系數；

ε_i —殘差項。

對農民參與種植業結構調整的概率計算（傾向值）需要用到Probit模型來計算農民參與種植業結構調整的概率值。Probit模型的計算如式（2）所示。

（2）式中： P —當 Y=1 時的概率值，即農民參與種植業結構調整的概率值；β₀…β₁……β_p ——模型待估系數；

標準正態分布函數。

通過Probit模型計算出農民參與種植業結構調整的傾向值后，通過PSM傾向得分匹配法計算參與種植業調整農民和未參與種植業結構調整農民的平均處理效應 （ATT 值）。根據相關學者研究通常使用的匹配方法有K近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法等[24]。K近鄰匹配法是遵守 1：N（Ngt;0） 的原則，在對照組中選擇傾向的分值最接近的 N 個樣本進行匹配。半徑匹配法是通過設定半徑參數，將樣本內所有小于對照組與處理組之間傾向得分值的差的樣本進行匹配。核匹配法是以兩組傾向得分之間的差值為權重，通過加權平均組合的方式將對照組的樣本進行反事實處理。為盡可能消除小樣本數據的局限性，選擇K近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法，具體計算如式 （3）～ 式（5）所示。

式中： N. 處理組的個體數量；Y_1i 參與種植業結構調整農民的家庭經營收入；Y_0i 未參與種植業結構調整農民的家庭經營收人。

3 結果與分析

3.1共同支撐域與平衡性檢驗結果

3.1.1PSM共同支撐域檢驗結果

利用PSM傾向得分匹配法對樣本數據進行傾向得分估計之后，還需要對樣本匹配后的共同支撐域進行分析。采取K近鄰匹配法對參與種植業結構調整農民與未參與種植業結構調整農民的控制變量進行PSM傾向得分匹配。對樣本進行PSM傾向得分匹配后2組農民的傾向得分值范圍大多實現了重疊。可見通過PSM共同支撐域檢驗結果來看處理組與控制組的傾向得分值存在 95% 以上的共同取值范圍，主要的觀測值均在共同支撐范圍內，并且樣本觀測值在匹配過程中沒有出現丟失，滿足使用PSM傾向得分匹配法的要求。

3.1.2平衡性檢驗結果

為保證匹配結果的科學性，選用K近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法，分別對樣本數據進行匹配，并且3種匹匹配方式均通過平衡性檢驗。由于篇幅限制，本文只展示采取K近鄰匹配法的平衡性檢驗結果。對參與種植業結構調整的農民和未參與種植業結構調整的農民所有相關的控制變量進行平衡性檢驗，也就是保證在匹配結果中，除參與種植業結構調整的農民與未參與種植業結構調整農民的家庭經營收人有部分差異外，其他控制變量之間均不產生系統性的顯著差異，根據相關學者的研究成果，匹配后的樣本結果，處理組與對照組之間的標準化偏差小于 20% ，則說明匹配成功。

由表3可知，匹配后，農民性別、年齡、往年種植業收入、家庭勞動力人口、經營耕地面積等控制變量的標準化偏差絕對值均低于 10% ，雖然生產資料成本、風險偏好程度、受教育程度等控制變量標準化偏差大于10% ，但均小于 20% ，結果均可以接受。對比匹配前的結果，大多數變量的標準化偏差均大幅度縮小。由于 P 值高于 10% ，且所有變量 T 檢驗結果不拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設，可以接受原假設，說明匹配效果達到預期，控制變量可以被接受。參與種植業結構調整的農民與未參與種植業結構調整的農民之間控制變量的區別已經大幅度縮小，2組農民所具備的個人特征與生產投人已經沒有較大的差異，在總體上排除由于農民自身決策不同所產生的估計偏差，匹配過程已經通過平衡性檢驗，意味著匹配后的處理組和控制組之間的差異是可以接受的。

表3PSM平衡性檢驗結果Tab.3PSMbalancetestresults

注：數據來源于調研數據通過Stata16進行PSM傾向得分匹配得出。

3.2種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響分析

如表4所示，參與種植業結構調整對農民家庭經營收入呈現正向的顯著影響，并在 10% 的水平顯著。可能的原因是，與未參與種植業結構調整的農民相比，參與種植業結構調整的農民收人有顯著的提高。農民選擇參與種植業結構調整后，首先根據所在地域農業生產特點，選擇銷路較好的農產品或縮減往年種植作物的種植面積增添新作物，以此激發自身比較優勢，提升產品競爭力。其次通過整合再添加的方式合理分配農業生產資源控制生產成本，進行科學高質量的農業生產，提高自身生產效率，以達到增加家庭經營收入的目的。

由于農民個體間存在選擇性偏差，采取K近鄰匹配法、半徑匹配法、核匹配法對樣本數據進行傾向得分匹配，參與種植業結構調整對農民家庭經營收入的影響如表5所示。

表4OLS回歸分析Tab.4 OLS regression analysis

注：、**、***分別表示在 10% 5% （20 .1% 水平下顯著。下同。

由表5可知，參與種植業結構調整對于農民家庭經營收人與OLS回歸的結果有較為顯著的提升，這表明農民在參與種植業結構調整時存在選擇性偏差，這會對研究結果產生一定的影響。具體來說，不參與種植業結構調整農民的選擇性偏差和內生性問題，會使種植業結構調整對農民家庭經營性收入的影響產生誤差。根據表4中的PSM傾向得分匹配結果，可以看出使用3種匹配方法后， T 值均通過顯著性檢驗，并且在 5% 的水平下顯著。這表明參與種植業結構調整對農民家庭經營收人具有正向的促進作用，并且參與種植業結構調整農民家庭經營收人同未參與的農民相比提高約 40% 。因此，假設H1得到驗證。

表5PSM平均處理效應結果Tab.5PSM mean treatment effect results

3.3資源稟賦對農民家庭經營收入的直接影響分析

如表4所示，家庭勞動力人口對農民家庭經營收入呈顯著的正向影響，并在 1% 的水平上顯著。種植業結構調整對農民家庭勞動力資源需求較大，勞動力人口充沛的農民家庭可能會選擇參與種植業結構調整，在農業生產過程中投入相對較多的勞動力，選擇合適的作物，進行細致、科學的現代化種植，從而提升農產品品質，提高產品競爭力，部分農民還會對勞動力資源進行合理分配，在種植業的基礎上，對養殖業等其他農業領域或非農領域投人一部分勞動力，進而達到增加家庭經營收入的目的。反之勞動力相對匱乏的家庭，會將有限的勞動力投入到其他產業中，或者將有限的勞動力投入到農業生產中的某個環節上，進行相對細致的管理，但是增加的收人與勞動力充沛選擇參與種植業結構調整的家庭相比較低；農民經營耕地面積對家庭經營收入呈顯著的正向影響，并在 1% 的水平顯著。由于不同規模的經營耕地面積對農民家庭收入存在影響，而大規模經營更有利于進行種植業結構調整，所以參與種植業結構調整的農民可能會選擇擴大經營耕地面積。農民經營耕地面積擴大，使得土地由原本不連片的耕地，變為連片耕地，同時經營耕地面積增加有利于機械化生產以及耕地質量保護措施的開展，這樣不僅會使土壤質量得到改善，還會一定程度上減少化肥使用量，從而控制生產成本，提高農作物產量，提升農產品競爭力，增加農民家庭經營收入。因此，假設H2和H3得到驗證。

3.4農民個體特征對農民家庭經營收入的影響分析

從表4可以看出，農民年齡對農民家庭經營收入呈顯著的負向影響，并在 10% 的水平上顯著。可能的原因是，隨著年齡增長，農民身體素質減弱，導致勞動力不能滿足日常勞作要求，并且年齡大的農民通常種植規模相對較小，家庭經營收人也會減少；農戶往年種植業收人對家庭經營收人有顯著的正向影響，并在5% 的水平顯著。造成這樣結果的原因可能是，種植業所帶來的利益符合農民的預期收人，農民根據往年種植業的收入來衡量預期種植業的收入。由于利益驅動農戶會綜合家庭資源，選擇更適合當地自然環境的農作物進行種植或將一部分勞動力投人其他產業中，進而增加家庭經營收入。

4結論與政策建議

4.1 結論

基于吉林省遼源市、通化市、四平市237份問卷，運用OLS回歸及PSM傾向得分匹配法分析種植業結構調整對農民家庭經營收人的影響以及資源稟賦對農民家庭經營收人的影響。

1）種植業結構調整對農民家庭經營收人存在顯著的正向影響，并在 10% 的水平上顯著。農民在接受政府或市場層面的引導后，選擇符合自身預期收益的農產品進行種植業結構調整，以此實現農民家庭經營收入的增長。因此，種植業結構調整有助于促進農民家庭經營收人增長。

2）家庭勞動力人口對農民家庭經營收入呈顯著的正向影響，并在 1% 的水平上顯著。勞動力充足的家庭會嘗試不同的種植結構，合理分配家庭勞動力資源，在不同的生產環節投入相應的勞動力，進行更加科學的生產方式，最終達到增加家庭經營收入的目的。

3）農民經營耕地面積對家庭經營收人呈顯著的正向影響，并在 1% 的水平顯著。農民經營耕地面積大，有利于機械化作業以及耕地質量保護措施的實施，在提升農產品質量的同時，在一定程度上縮減農民的生產成本，以達到增加農民家庭經營收人的目的。

4.2 政策建議

1）扎實推進落實種植業結構調整，促進農民家庭經營收入增長。經過實地調研發現，目前吉林省種植業結構調整還不夠深入，種植結構存在區域單一的問題，相關部門機構應因地制宜出臺地方性種植業結構調整政策，切實落實政策加大宣傳力度，確保每位農民了解種植業結構調整的重要性，同時已經進行種植業結構調整的村集體也應該進一步深化調整，做到\"糧經飼協調、生產生態協調、用地養地結合”，為農民增收拓寬渠道。

2）鼓勵農村青年勞動力務農，促進深化種植業結構調整。現階段吉林省從事種植業農民的年齡普遍較大，農村勞動力老齡化嚴重。政府應加大對青年勞動力務農的政策支持，吸引農村青年勞動力回到農村從事農業生產。與老年人相比，年輕人接受新事物、學習新技術的時間更短，抗風險能力更強，更有利于種植業結構調整的推廣。同時幫助農民掌握專業生產技術，拓寬其就業渠道，從而促進農民家庭經營收人。

3）落實解決耕地細碎化問題，促進農民家庭經營收入增長。目前耕地細碎化的問題，可以通過政府加快土地流轉來實現。一方面可以解決耕地細碎化的問題，為機械化作業創造有利的條件，實現規模化經營；另一方面可以促進種植業結構調整，有益于實施輪作、間作等耕地質量保護措施。最終達到實現村集體規模化經營、促進農民參與種植業結構調整、增加農民家庭經營收入的目的。

參考文獻

[1」同愛群，陳彩虹.耕地利用生念雙率的時空演變及影響囚素研究[J].經濟問題，2023（12）：95—101.Zhou Aiqun， Chen Caihong.Temporal andspatialevolution and influencing factors of ecological efficiencyofcultivatedland use[J]. OnEconomicProblems，2023（12）： 95—101.

[2］朱嘉晴，秦會艷，張夢春.基于時變參數C一D生產函數的江西省農業碳排放驅動因素及脫鉤效應[J].應用生態學報，2023，34（11）：3085—3094.Zhu Jiaqing，Qin Huiyan，Zhang Mengchun.Drivingfactors and decoupling effects of agricultural carbonemissions in Jiangxi Province based on timevaryingparameter C—D production function[J].Chinese Journalof AppliedEcology，2023，34（11）：3085—3094.

[3］牛凱，曹艷，胡亮．中國農業現代化與產業結構調整對城市化進程影響的實證研究[J].科學決策，2015（1）：62-80.Niu Kai，Cao Yan，HuLiang. Empirical study ofChina'sagriculturalmodernizationandindustrialstructureadjustment in the urbanization process [J].ScientificDecision Making，2015（1）：62-80.

[4］鐘甫寧，葉春輝．中國種植業結構調整的結果及其對農民收入的影響[J].經濟研究參考，2004（55）：31-32.

[5］董晉，巴雪真，時驕禹，等．東北地區糧食產能安全保障的多重障礙與突破路徑[J].農業現代化研究，2023，44（5）：755—764.DongJin，Ba Xuezhen，ShiJiaoyu，etal.Theobstacles and breakthrough paths of security assurance of grain production capacity in Northeast China [J]. Research ofAgriculturalModernization，2023，44（5）：755—764.

[6］中華人民共和國農業農村部．《全國種植業結構調整規劃（2016—2020 年）》[EB/OL]. htp：//www. moa. gov.cn/nybgb/2016/ diwuqi/ 201711/ t20171127_5920851.htm，2017—11-02.

［7］趙丹丹，周宏．農戶分化背景下種植結構變動研究-來自全國31省農村固定觀察點的證據［J].資源科學，2018，40（1）： 64-73.Zhao Dandan， Zhou Hong. Study on cropping structureadjustment under the background ofrural-householddifferentiation from rural fixed watch points in 31 provincesof China[J]. Resource Science，2018，40（1）：64—73.

[8］劉曉麗.非農收入、勞動力流轉與種植業結構調整——基于省際面板數據的實證研究[J].經濟問題，2017（3）：66-69.Liu Xiaoli. Non-farm income，labor transferr and plantingstructureadjustment[J].OnEconomicProblems，2017（3）： 66-69.

[9]Danso-Abbeam G，Dagunga G，Ehiakpor D S. Ruralnon-farmincomediversification：Implicationsonsmallholder farmers'welfare and agricultural technologyadoption in Ghana [J].Heliyon，202O，6（11）.

［10］王軍強，茍天來．北京市農業產業結構調整對農民收入的影響[J].北京農學院學報，2019，34（1）：102—106.Wang Junqiang，Gou Tianlai. Research onimpactsofagricultural industrial structure adjustment on farmers'income in Beijing[J].Journal of BeijingUniversity ofAgriculture，2019，34（1）：102—106.

[11］王彥西．中國種植業結構調整對農民收入影響研究[D].成都：西南財經大學，2019.Wang Yanxi. Study on the impact of crop structureadjustment on farmers' income in China [D]. Chengdu：Southwest University of Finance and Economics，2019.

[12]毛培勝，歐成明，賈志程，等.我國牧草與草坪草種子生產技術的研究進展［J].中國草地學報，2023，45（1）：1-11.Mao Peisheng，Ou Chengming，Jia Zhicheng，etal.Research progress for seed production technology ofherbage and turfgrass in China ［J]. Chinese Journal ofGrassland，2023，45（1）：1—11.

[13]劉穎，劉大鵬.玉米收儲制度改革的得失與啟示[J].農業經濟問題，2023（6）：86-96.Liu Ying，Liu Dapeng. Study on the gains and losses：Enlightenment of the corn collection and storage systemreform[J]. Issues in Agricultural Economy，2O23（6）：86-96.

[14］鐘甫寧，葉春輝.中國種植業戰略性結構調整的原則和模擬結果[J].中國農村經濟，2004（4）：4—9，23.

[15］張焱．云南南部邊境山區農戶種植業結構調整決策行為研究[D].昆明：昆明理工大學，2018.Zhang Yan. Study on decision-making behavior of farmers'planting structure adjustment in mountainous border areasof southern Yunnan Province [D]. Kunming：KunmingUniversity of Science and Technology，2018.

[16]段偉，申津羽，溫亞利．西部地區退耕還林工程對農戶收入的影響——基于異質性的處理效應估計[J].農業技術經濟，2018（2）：41-53.DuanWei，Shen Jinyu，Wen Yali.The effect of thesloping land conversion program on rural households'income in western areas：Treatment effect estimationbasedon heterogeneity [J].Journal of AgrotechnicalEconomics，2018（2）：41-53.

[17]楊少雄，蘇嵐嵐，孔榮，等.農民收入質量：邏輯建構、測度評價與動態演進[J].中國農村經濟，2023（8）：18-36.YangShaoxiong，Su Lanlan，KongRong，etal.Farmerincome quality：Logical construction，measure evaluationand dynamic evolution [J]. China Rural Economy，2023（8）：18-36.

[18]王全忠，周宏．稻作制度選擇、種植業結構調整及農戶決策獨立性檢驗[J].農林經濟管理學報，2016，15（2）：133—143.WangQuanzhong， Zhou Hong.Farmers’switchofplanting pattern from double-cropping to single-croppingrice，structure adjustment and individual decision-makingtesting [J]. Journal of Agro-Forestry Economics andManagement，2016，15（2）：133—143.

［19］孔凡斌，王苓，沈月琴，等．集體林業制度改革研究前沿[J].林業經濟問題，2021，41（1）：1-12.

Kong Fanbin，Wang Ling，Shen Yueqin，et al. Researchfrontier of the system reform of collective forestry [J].Issues of Forestry Economics，2021，41（1）：1-12.

[20］韓建雨，儲海濤．新型城鎮化對共同富裕的影響效應及作用機制［J].統計與決策，2023，39（12）：126—131.

[21］柯煉，汪小勤，陳地強．土地流轉與農戶收入增長——基于收入結構的視角[J].中國人口·資源與環境，2022，32（1）：127—137.KeLian，Wang Xiaoqin，Chen Diqiang.Farmland transferand farmers’ income growth：Based on the perspective ofincome structure [J]. China Population，Resources andEnvironment，2022，32（1）：127—137.

[22］胡安寧．傾向值匹配與因果推論：方法論述評[J]．社會學研究，2012，27（1）：221—242，246.Hu Anning.Propensity score matching and causalinference：A methodological review [J]. SociologicalStudies，2012，27（1）：221-242，246.

[23]曾亮，柴繼寬，趙桂琴，等．燕麥根浸提液對5種植物的潛在化感作用[J].草業科學，2023，40（8）：2048—2057.Zeng Liang，Chai Jikuan，Zhao Guiqin，et al. Potentialallelopathic effects of oat root extract on five plants [J].Pratacultural Science，2023，40（8）：2048-2057.

[24］溫小珊，馮雅雯，杜超，等.江西省農田投入品輸入時空演變特征及與種植業結構調整的關系[J].生態與農村環境學報，2023，39（11）：1410—1420.Wen Xiaoshan，Feng Yawen，Du Chao，et al.Characteristics of the spatial and temporal evolution ofagricultural inputs and its association with planting structureadjustment in Jiangxi Province [J]. Journal of Ecology andRural Environment，2019，39（11）：1410-1420.