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| 1 | 农村减贫:应该更关注教育还是健康?——基于收入增长和差距缩小双重视角的实证显示文摘基于2003-2010年全国农村固定观察点微观住户数据,运用分位数回归方法,从收入增长与差距缩小的双重视角研究了健康与教育对中国农户贫困的影响。研究发现:2003-2010年间,中国农村贫困发生率呈现逐年降低的趋势,这一趋势主要得益于农户收入增长,而不是收入差距缩小。健康与教育所体现的人力资本是影响农户收入水平的显著因素,对农村减贫具有显著作用。但从收入差距缩小视角看,健康对农村减贫的作用比教育更为显著。坚持提升农村人力资本积累的基本战略取向,特别是提高贫困农户健康水平,对于农村减贫具有较强的政策意义。 | 程名望 Jin Yanhong 盖庆恩 史清华 | 2014 | 经济研究2014，49，11： | 292 |
| 2 | 农户收入差距及其根源:模型与实证显示文摘基于2003—2010年全国农村固定观察点微观住户调查数据,运用分位数回归和Bootstrap技术,研究了中国农户收入差距及其影响因素。研究发现:农户收入差距的影响因素多元而复杂,既有人力资本、物质资本、金融资产和社会资本等微观因素,也有产业差异、区域分割、制度与政策等宏观因素。其中,人力资本、物质资本、金融资产、非农就业缩小了农户收入差距;而社会资本、金融负债、制度与政策、区域发展水平等拉大了农户收入差距。就结构性收入分解看,不同的收入来源,其收入差距的影响因素有所不同;不同的影响因素,其对农户收入差距的影响路径也存在差异。其中,基础教育体现出的人力资本、区域经济发展水平对农户收入差距的影响是全面性的;其余诸变量对农户收入差距的影响是结构性的,仅仅通过部分收入来源对农户收入差距产生影响。 | 程名望 史清华 Jin Yanhong 盖庆恩 | 2015 | 管理世界2015，31，7： | 148 |
| 3 | 人力资本积累与农户收入增长显示文摘采用2003—2010年全国农村固定观察点微观面板数据,运用统计性描述和计量分析方法,基于回报率和贡献率双重视角,本文研究了人力资本积累对农户收入增长的影响、作用路径及其变化趋势。研究发现:健康、基础教育、技能培训和工作经验所体现出的人力资本对农户收入增长有显著作用,总贡献率为38.57%。其中,健康和基础教育是影响农户收入的核心人力资本变量;人力资本主要是通过劳动性收入对农户收入产生影响,对以外出务工收入为核心的工资性收入的回报率和贡献率最为显著;随着农村市场化改革推进,人力资本对农户收入的回报率和贡献率却均呈现弱化趋势。坚持提升农户人力资本积累的基本战略,完善市场机制配置资源与财富的作用,对于农户收入水平提高具有重要作用。 | 程名望 盖庆恩 Jin Yanhong 史清华 | 2016 | 经济研究2016，51，1： | 177 |
| 4 | 农地流转何以促进农户收入增加——基于苏、桂、鄂、黑四省(区)农户调查数据的实证分析显示文摘本文利用2006~2013年江苏、广西、湖北和黑龙江四省(区)1872个农户的入户调查数据,实证检验了农地流转对农户家庭收入的影响。就农地流转对农户家庭总收入的影响而言,农地流转能促进转入户和转出户家庭总收入提高,相比较而言,农地流转更利于转出户增加家庭总收入。就农地流转对转入户和转出户经营性收入、工资性收入、财产性收入、转移性收入的影响而言,尽管农地流转不利于转入户工资性收入的增加,但有利于其经营性收入增加,目农地流转所带来的经营性收入的增加效应足以抵消工资性收入的减少效应,从而有利于转入户家庭总收入增加;农地流转有利于转出户经营性收入、工资性收入和转移性收入的增加,从而有利于转出户家庭总收入的增加。 | 钱忠好 王兴稳 | 2016 | 中国农村经济2016，，10： | 103 |
| 5 | 农村居民互联网使用对收入的影响及其机理——基于中国家庭追踪调查(CFPS)数据显示文摘本文基于CFPS2014微观调研数据,在综合考虑样本选择偏差和异质性的基础上,使用内生转换模型估计互联网使用对农村居民收入的影响。结果表明,与未使用互联网的居民相比,使用互联网居民的年收入提高3911. 63元;互联网使用扩大了居民间的收入差距,其贡献率为12. 6%;互联网使用对不同来源的收入均有提高,尤其对农业收入的影响明显。通过对其收入影响机理的验证发现,互联网使用通过提高农产品市场价值增加农业收入,提高居民就业水平增加工资性收入,提高创业机会增加经营性收入。互联网使用打破了年龄对收入增长的局限,但是也加大了性别、教育水平对收入的影响程度。在充分利用互联网这一工具解决由于老龄化等问题带来的农民增收困难的问题的同时,也要警惕互联网使用导致的农村居民内部收入差距过大的问题。 | 刘晓倩 韩青 | 2018 | 农业技术经济2018，0，9： | 151 |
| 6 | 互联网普及与城乡收入差距:理论与实证显示文摘党的十九大高度重视城乡居民收入差距问题,而互联网等信息与通讯技术的普及对中国城乡收入差距产生了重要影响。本文从理论上分析了互联网普及对城乡居民收入差距的非线性影响,并采用2003~2016年省级面板数据进行了检验。研究发现:互联网普及对城乡收入差距的影响呈现先增加后降低的'倒U型'趋势,互联网普及对城乡收入差距的影响在2009年左右已经越过拐点,表明互联网技术给缩小中国城乡收入差距带来了重要的机遇。同时,本文基于2015年中国社会状况调查数据,在充分考虑样本的分布特征和选择性偏差等问题后,发现现阶段互联网普及缩小城乡居民收入差距的直接原因在于微观层面上互联网使用对农村居民的收入效应要大于城镇居民。因此,加速中国农村信息化进程,从多维度降低城乡之间的数字鸿沟,使农村居民充分享受互联网红利,对于缩小城乡收入差距具有重要意义。 | 程名望 张家平 | 2019 | 中国农村经济2019，0，2： | 277 |
| 7 | 中国农贷的减贫增收效应:贫困县与非贫困县的分层比较显示文摘本文运用分位数回归(QR)和工具变量分位数回归(IVQR)方法,对比分析了我国2010年贫困县和非贫困县的农户信贷、财政支出等对不同收入水平农民的减贫增收效果。结果显示,农户信贷对非贫困县农民收入增长起到了显著的推动作用;相反,贫困县的农户信贷却并没能成为推动农民收入增长的显著资源要素,且随着分位数条件分布的不断提高,其影响系数服从明显的倒'U''形分布。财政支出仅仅对非贫困县的中高收入和最高收入组的农民增收有积极影响,但对其他收入层次及贫困县农民增收效应均显著为负;农村资本形成对非贫困县最低、中低收入组以及贫困县(最高收入组除外)农民增收具有显著推动作用。 | 王小华 王定祥 温涛 | 2014 | 数量经济技术经济研究2014，31，9： | 63 |
| 8 | 教育能促进脱贫吗——基于CFPS农户数据的实证研究显示文摘本文通过构建联立方程模型,并选择2010年和2012年中国家庭动态跟踪调查(CFPS)对全国25个省市、自治区的7524个农村家庭的微观调查数据,检验教育对于农户贫困状况的内在作用机制。实证研究结果表明:受教育水平对农户的贫困状况存在显著的影响,劳动力受教育水平的提高可以有效降低农户陷入贫困的概率。其中,对于绝对贫困群体,延长受教育年限对其工作收入仅具有微小的正效应;但是对于相对贫困群体,延长受教育年限可以显著增加其工作收入。来自政府部门的补贴同样能够显著降低农户陷入贫困的概率,但是其系数要明显小于教育年限的回归系数,这意味着现阶段我国贫困农户受'能力贫困'的因素影响相对较大,低下的受教育水平是阻碍农村贫困家庭脱贫致富的重要限制因素,开发性扶贫模式比保障式扶贫模式更具根本性的优势。 | 李晓嘉 | 2015 | 北京大学教育评论2015，13，4： | 65 |
| 9 | 数字经济如何促进农户增收?——来自农村电商发展的证据显示文摘电子商务发展不仅可能提升电商经营户的收入,也可能对非电商经营户产生溢出效应,进而提升总体收入水平。基于2017年中国家庭金融调查数据,本文发现农村电商发展能够显著提升农户收入。对相关机制的分析表明,电商发展能够提升创业水平、增加非农就业以及提高土地流转的概率。此外,对于不同人力资本、物质资本和社会关系的农户,电商发展的作用并不存在显著差异,这意味着电商发展具有较好的包容性。 | 秦芳 王剑程 胥芹 | 2022 | 经济学(季刊)2022，22，2： | 80 |
| 10 | 土地确权是否具有益贫性?——基于贫困地区调查数据的实证分析显示文摘本文基于贫困地区1898户的建档立卡贫困户调查数据,采用中介效应模型,通过土地流转、劳动力转移和缓解信贷约束三种中间传导机制,分析土地确权对贫困农户收入的影响发现,土地确权有助于提高贫困农户的收入,其作用机制是,土地确权促进土地转出,提高了贫困户的财产性收入;土地确权通过促进劳动力转移提高了工资收入水平;土地确权所获得的抵押担保权属能够提高信贷可得性,缓解信贷约束、改善经营状况。在全面推进土地确权的基础上,需要进一步规范土地流转市场,加大贫困户劳动力转移的扶持力度,完善土地金融化和农村金融服务体系,发挥土地制度在精准扶贫中的积极作用。 | 宁静 殷浩栋 汪三贵 | 2018 | 农业经济问题2018，0，9： | 52 |
| 11 | 中国农户收入不平等及其决定因素——基于微观农户数据的回归分解显示文摘本文采用2003—2010年全国农村固定观察点数据,运用FY方法和MS方法对农户收入不平等进行回归分解,研究发现:区域差异是造成农户收入不平等的首要因素,其次是物质资本、人力资本、金融资产等微观因素,以及家庭特征、行业、职业等因素;制度与政策、政治与社会资本等因素对农户收入不平等的影响有限。逐步消除区域经济发展不平衡,鼓励农户非农就业,提供向低收入农户倾斜的教育和卫生服务,是降低中国农户收入不平等的有效措施。 | 程名望 Jin Yanhong 盖庆恩 史清华 | 2016 | 经济学(季刊)2016，15，2： | 46 |
| 12 | 产业扶贫对农户收入的影响机制及效果——基于乌蒙山和六盘山片区产业扶贫试点项目的准实验研究显示文摘产业扶贫是实现贫困人口稳定脱贫的根本之策。本文基于乌蒙山和六盘山片区产业扶贫试点项目的3个省8个县的准实验研究数据,采用DID分析了产业扶贫项目对贫困农户收入的影响。理论上,产业扶贫项目通过直接带动可以增加农户的经营性收入,通过就业带动可以增加农户的工资性收入,通过资产收益和补贴可以增加贫困户的财产性收入和转移性收入。实证研究发现,产业扶贫项目对家庭人均总收入具有正向作用,具体而言,产业扶贫项目对人均财产性收入和转移性收入有显著正向影响,对人均经营性收入和工资性收入影响不显著。通过PSM-DID模型以及安慰剂检验进一步验证了上述结论。该结论反映了当前产业扶贫所存在的共性问题,即基层政府和执行主体在成本、收益、风险等因素影响下偏好资产收益模式,所以带动贫困农户发展产业和劳动务工的参与程度并不高。为此,需要让贫困户更多地参与到农业产业链中,同时促进一二三产业融合,拓宽贫困户增收渠道,并培育经营主体和农村的精英人才,增强农户的组织化程度,使农户脱贫致富。 | 宁静 殷浩栋 汪三贵 刘明月 | 2019 | 中南财经政法大学学报2019，0，4： | 45 |
| 13 | 市场化、政治身份及其收入效应--来自中国农户的证据显示文摘本文采用2003~2010年全国农村固定观察点微观住户数据,以党员和干部身份作为衡量指标,运用双差法建立计量模型,研究了政治身份对农户收入的影响及其变化趋势。研究发现:政治身份户比非政治身份户的人均收入高19.38%,其中有5.84个百分点来自于政治身份的贡献(收入效应)。乡村干部户的收入效应最高(7.73%), 其次是国家干部户(6.05%),最弱的是党员户(3.94%)。政治身份对农户总体收入不平等的贡献率为0.48%,并不是造成中国农村收入不平等的主要原因。政治身份的收入效应主要来源于国家职工工资,以及财产性收入和转移性支付收入等非劳动性收入。市场化水平的提升,仅仅改变了政治身份在各结构性收入上的收入效应,对总收入的收入效应没有显著影响。构建和培育更完善的农村市场经济体系,规范和改革农村的政治治理结构和模式,抑制政治身份户、特别是乡村干部户的权力寻租及其收入效应,是中国乡村治理乃至农村稳定所面临的重要课题。 | 程名望 史清华 Jin Yanhong 盖庆恩 | 2016 | 管理世界2016，32，3： | 38 |
| 14 | 农业生产性服务的农户增收效应研究——基于内生转换模型的实证显示文摘我国农业经营的基本格局是一家一户分散经营,近年来在地域生产集中度高的地区,农业专业化服务组织不断发展。基于专业化分工理论,利用环渤海设施蔬菜主产区的调研数据,运用内生转换模型,分析农业生产性服务对设施蔬菜种植户收入的影响,探讨其增收效应。结果表明,农业生产性服务的总体使用比例不高,其中农户使用劳务服务、农机服务和技术服务分别仅有53.79%、39.90%和37.12%。受教育程度越高、种植规模越大、服务信息渠道数量越多将会提升农户使用生产性服务的概率,年龄越大、风险厌恶、家庭劳动力数量越多则有抑制作用;种植规模越大、有本地蔬菜品牌的农户,使用劳务、农机或技术服务的增收效果越好,受教育程度越高对使用技术服务农户增收效应越明显,年龄越大不利于劳务服务使用农户的收入提高。研究表明,农户使用农机服务带来的收入提升效果最好,其次是技术服务和劳务服务。因此,提出完善农业生产性服务供给体系、拓展农户生产性服务信息获取渠道和做大做强本地农产品品牌等政策建议。 | 陈宏伟 穆月英 | 2019 | 农业现代化研究2019，40，3： | 29 |
| 15 | 农地不同流转去向对转出户收入的影响——来自江苏省的证据显示文摘本文利用江苏省村庄和农户两个层面的调查数据,分析农地不同流转去向(流转给小规模农户还是流转给规模经营主体)对转出户收入的影响,进而考察农地流转给规模经营主体相较于流转给小规模农户的增收效果。研究发现:与流转给小规模农户相比,将农地流转给规模经营主体未能显著提高转出户的收入。具体而言,农地流转给规模经营主体对转出户的增收效果仅体现为增加农地租金(进而增加农业收入),但其增收部分缘于农业补贴被人为地计为农地租金而非转移性收入,这使转出户报告的转移性收入反而更低。而且,农地流转给规模经营主体虽有利于农业规模经营的发展,但并未起到促进转出户提高非农收入和总收入的作用。这可能是因为转出户的非农就业整体上已经较为充分,非农收入占比普遍已较高,且部分地区农地向规模经营主体流转是地方政府以行政方式推动的结果。 | 张兰 冯淑怡 陆华良 曲福田 | 2017 | 中国农村观察2017，，5： | 27 |
| 16 | 农村减贫:应该更关注人力资本还是社会资本?显示文摘本文采用中国家庭动态跟踪调查(CFPS)2010年和2012年在25个省的6 393个农村家庭的最新微观调查数据,检验了人力资本和社会资本对于农户贫困状况的影响以及联合作用机制。实证研究表明人力资本和社会资本均是影响农户贫困状况的重要因素,人力资本作为家庭是否贫困的决定因素,可以增加家庭创造收入的能力和机会,而社会资本所形成的非正式的制度可以促进合作来提高社会效率,从而改善家户福利,二者在农户脱贫方面具有较强的互补关系。进一步的研究发现,人力资本对贫困户收入提高的作用更加显著,并且有利于缩小农户之间的收入差距;而社会资本对非贫困户收入提高的作用更加显著,同时不利于缩小农户之间的收入差距。据此,政府应该针对目前农村贫困发生机制,寻求更加有效的减贫策略,在重视开发人力资本的同时也要注重贫困人口社会资本的构建。 | 李晓嘉 蒋承 | 2018 | 经济科学2018，，5： | 25 |
| 17 | 人力资本、社会资本对农户消费不平等的影响显示文摘利用CFPS2016数据,基于家庭生命周期视角探究了人力资本、社会资本对消费不平等的影响及其作用机制。研究发现:农户消费不平等总体上较为严重,且不同家庭生命周期内消费呈现出异质性特征;提高农户人力资本和社会资本能有效降低消费不平等,且人力资本对消费不平等的影响随生命周期变化而减弱,而亲缘型社会资本农户消费不平等的影响呈“驼峰状”,组织型社会资本则仅对抚养型家庭和空巢型家庭存在影响;考虑不同消费结构之后,同对照组相比,抚养型家庭的消费不平等偏低,而起步型家庭和空巢型家庭的消费不平等偏高,且家庭生命周期消费效应在农户发展型消费不平等中产生的作用最明显;中介检验结果表明,人力资本禀赋通过影响农户非农就业来降低消费不平等,组织型和亲缘型社会资本禀赋则通过缓解农户融资约束和提高家庭收入地位来缓解农户消费不平等。 | 杨晶 黄云 | 2019 | 华南农业大学学报(社会科学版)2019，18，4： | 24 |
| 18 | 精准扶贫背景下金融资本对农户增收的影响研究——基于内部收入分层与区域差异的视角显示文摘本文利用CHFS2013数据与分位数回归方法,研究金融资本对农户增收的影响,以考察和判断精准扶贫的作用效果与可持续性。主要结论是:金融资本的增收效果受到农户内部分层与区域因素的共同影响。贫穷农户的自有资本多用于储蓄,若不能进行有效投资实现增值,扶贫拨款缩小贫富差距的作用将收效甚微,贫穷农户面临未来返贫的可能性;贫穷农户与富裕农户信贷资本的回报率基本一致,其中民间借款的增收作用要远小于机构贷款,反映出扶贫贷款更有助于贫穷农户脱贫;从区域分析来看,东部贫困农户获得了更多机构贷款,西部次之,中部最次,农村普惠金融在推进过程中应尤其注重区域间的均衡性与协调性。提高穷人收入、缩小贫富差距的有效手段应是盘活穷人储蓄资本与推进精准扶贫并重。 | 武丽娟 李定 | 2019 | 农业技术经济2019，，2： | 22 |
| 19 | 农产品电商会影响我国家庭农场的收入吗?显示文摘农产品电商作为数字经济直接催生的新业态,为农民增收提供了新渠道。本文以家庭农场为研究对象,基于全国农村固定观察点新型农业经营主体发展指数专项调查的微观数据,对农产品电商的增收效应进行了实证检验。研究结果表明,农产品电商对家庭农场农业经营性收入的提高有明显的促进作用,但农产品电商的增收效应具有异质性。条件分位数处理效应的估计结果显示,农产品电商对中低收入水平家庭农场的增收效果要明显好于中高收入水平的家庭农场,更进一步的中介效应检验证实了自有品牌和产品认证在农产品电商增收效应中的部分中介作用。未来应该提升农村电商的配套服务水平,努力为农产品电商营造良好的电商氛围,以期更好地发挥农产品电商的增收效应。 | 马彪 彭超 薛岩 朱信凯 | 2021 | 统计研究2021，38，9： | 20 |
| 20 | 农地产权、要素配置与家庭农业收入显示文摘利用广东省2492户农户调查数据,分析了农地产权和要素配置对家庭农业收入的影响。研究表明:在农业生产技术不变的前提下,农地和农业劳动力规模的增加会提高家庭农业收入;农地使用权通过优化农业生产结构而提高了农地规模对农业收入规模的正向激励,但使用权的完善也会激励农村劳动力的转移,从而抑制了农地规模和农业劳动力规模对家庭农业收入占比的激励效果;农地处分权通过赋予农户处置农地和劳动力的权能,分别提高和降低了农地和农业劳动力规模对农业收入的正向激励。最后,对农地流转和劳动力配置行为的分析也发现,农地产权通过赋予主体决策自由,从而提高了转入农地从事农业生产农户的经营绩效和农业收入。 | 仇童伟 | 2017 | 华南农业大学学报(社会科学版)2017，16，4： | 19 |
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