【摘 " 要】 解決全面脫貧后的相對(duì)貧困問(wèn)題是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要內(nèi)容。在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展態(tài)勢(shì)下，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體逐步成為影響農(nóng)民收入的關(guān)鍵因素。為探究農(nóng)業(yè)受雇狀況對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響，依據(jù) 2018 年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）數(shù)據(jù)，構(gòu)建內(nèi)生轉(zhuǎn)換（ESP）模型展開實(shí)證分析，驗(yàn)證受雇樣本中簽訂合同情況對(duì)相對(duì)貧困的影響，同時(shí)建立調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，從地區(qū)、戶主特征和家庭特征三個(gè)方面進(jìn)行異質(zhì)性分析。研究表明：農(nóng)業(yè)受雇對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生有著顯著負(fù)向影響，且在不同區(qū)域、戶主特征和家庭特征方面呈現(xiàn)出異質(zhì)性。對(duì)于中西部地區(qū)、戶主受教育水平較低以及鄉(xiāng)村家庭而言，農(nóng)業(yè)受雇更利于其擺脫相對(duì)貧困。并且在受雇農(nóng)戶中，簽訂合同有助于強(qiáng)化農(nóng)業(yè)受雇對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生的緩解作用?；诖耍岢黾訌?qiáng)農(nóng)業(yè)受雇支持力度、規(guī)范農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)組織人力管理制度、加大鄉(xiāng)村基礎(chǔ)教育投入、提供農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展金融支持等對(duì)策建議，以切實(shí)推進(jìn)農(nóng)民共同富裕。

【關(guān)鍵詞】 共同富裕；農(nóng)業(yè)受雇；相對(duì)貧困；異質(zhì)性分析；新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體；減貧效果

中圖分類號(hào)：S-9；F323.8 " " 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A " " "文章編號(hào)：1673-8004（2024）06-0001-14

一、引言

共同富裕是新時(shí)代中國(guó)特色社會(huì)主義發(fā)展的必然要求，也是中國(guó)共產(chǎn)黨實(shí)現(xiàn)人民美好生活的初心使命。然而，全面脫貧后，相對(duì)貧困問(wèn)題依舊存在。2019年10月，黨的十九屆四中全會(huì)正式提出解決相對(duì)貧困議題，這是脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)勝利后必須面對(duì)的問(wèn)題。相對(duì)貧困是制約實(shí)現(xiàn)共同富裕的關(guān)鍵問(wèn)題，解決相對(duì)貧困問(wèn)題既是利國(guó)利民的重大目標(biāo)，也是實(shí)現(xiàn)共同富裕和鄉(xiāng)村振興的重要基礎(chǔ)。2020年10月，黨的十九屆五中全會(huì)提出了到2035年全體人民共同富裕取得更為顯著實(shí)質(zhì)性進(jìn)展的遠(yuǎn)景目標(biāo)。共同富裕的對(duì)象是全體人民，而非少數(shù)人的富?；蛏贁?shù)地區(qū)的富裕。促進(jìn)共同富裕，最艱巨最繁重的任務(wù)在農(nóng)村［1］，因此，鄉(xiāng)村振興是實(shí)現(xiàn)共同富裕的重要目標(biāo)，也是發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)的重要手段。在實(shí)現(xiàn)第二個(gè)百年奮斗目標(biāo)時(shí)，農(nóng)村不能掉隊(duì)。

發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)首先要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化，而農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展是鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)興旺的重要基礎(chǔ)，同時(shí)也是推進(jìn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的必然選擇。實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的重要載體是大力發(fā)展新型農(nóng)業(yè)主體和農(nóng)業(yè)企業(yè)化經(jīng)濟(jì)。加大對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的培養(yǎng)力度，將其作為農(nóng)業(yè)生產(chǎn)主體專業(yè)化的重要方向［2］。同時(shí)，共同富裕要求微觀主體通過(guò)公司化改制成為社會(huì)企業(yè)，且這類企業(yè)應(yīng)以共同富裕社會(huì)化為目標(biāo)［3］。在當(dāng)今時(shí)代，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體已成為現(xiàn)代鄉(xiāng)村經(jīng)濟(jì)發(fā)展中最具活力的民營(yíng)經(jīng)濟(jì)，在推動(dòng)鄉(xiāng)村產(chǎn)業(yè)振興工作中發(fā)揮著重大作用［4］。因此，應(yīng)將更多小農(nóng)戶引入現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展軌道，結(jié)合實(shí)際情況，抓住農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的薄弱環(huán)節(jié)，大力發(fā)展以農(nóng)業(yè)生產(chǎn)托管為主的農(nóng)業(yè)社會(huì)化服務(wù)［5］。并且，小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)之間存在相容性關(guān)系，實(shí)現(xiàn)兩者有機(jī)結(jié)合的關(guān)鍵在于建立新型農(nóng)業(yè)服務(wù)主體激勵(lì)相容機(jī)制［6-7］。小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)銜接可擴(kuò)大農(nóng)地規(guī)模，而農(nóng)地規(guī)模是影響城鄉(xiāng)收入差距的最重要因素［8］。這些科學(xué)理論間接表明，農(nóng)業(yè)受雇機(jī)制相比于小農(nóng)戶生產(chǎn)具有更大優(yōu)勢(shì)。所以，黨的十九大報(bào)告提出要構(gòu)建現(xiàn)代農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)體系，培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體。2017年5月，中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳發(fā)布《關(guān)于加快構(gòu)建政策體系培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的意見》，旨在加快培育新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，帶動(dòng)農(nóng)民就業(yè)增收。2020年3月，農(nóng)業(yè)農(nóng)村部印發(fā)通知，提出加快推動(dòng)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體高質(zhì)量發(fā)展，決定實(shí)施新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體提升行動(dòng)。同年，中央一號(hào)文件提出重點(diǎn)培育家庭農(nóng)場(chǎng)、農(nóng)民合作社等新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體，將小農(nóng)戶融入農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈。在現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展下，新型農(nóng)業(yè)主體逐漸成為農(nóng)業(yè)運(yùn)行的主要載體，國(guó)家對(duì)新型農(nóng)業(yè)的發(fā)展也高度關(guān)注。當(dāng)前，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體正處于成長(zhǎng)的關(guān)鍵期，亟需引導(dǎo)扶持。2021年中央一號(hào)文件指出要推進(jìn)現(xiàn)代農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)體系建設(shè)，突出抓好家庭農(nóng)場(chǎng)和農(nóng)民合作社兩類經(jīng)營(yíng)主體，所以研究新型農(nóng)業(yè)主體中農(nóng)業(yè)受雇問(wèn)題對(duì)農(nóng)戶增收和相對(duì)貧困的影響尤為重要。家庭農(nóng)場(chǎng)不僅是現(xiàn)代農(nóng)業(yè)的發(fā)展主體，還是實(shí)現(xiàn)小農(nóng)戶與現(xiàn)代農(nóng)業(yè)有機(jī)銜接的重要力量，是全面實(shí)施鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的重要載體［9］。從現(xiàn)狀來(lái)看，據(jù)農(nóng)業(yè)農(nóng)村部公布的資料，截至2019年末，全國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)種植面積達(dá)1.76億畝，平均勞動(dòng)力人數(shù)為6.01人，其中家庭成員4.33人，常年雇工1.68人，年收入18.47億元；截至 2019 年 2 月底，全國(guó)依法登記的農(nóng)民專業(yè)合作社達(dá) 218.6 萬(wàn)家，成立聯(lián)合社 1 萬(wàn)多家，且呈逐年增加趨勢(shì)。

新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的興起，帶動(dòng)了農(nóng)戶的參與。那么，相較于自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，在新型農(nóng)業(yè)主體基礎(chǔ)上的農(nóng)業(yè)受雇對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困是否更具緩解作用呢？本文采用覆蓋全國(guó)31個(gè)省份的2018年中國(guó)家庭追蹤調(diào)查（CFPS）微觀數(shù)據(jù)，探討農(nóng)業(yè)受雇能否有效緩解我國(guó)農(nóng)戶相對(duì)貧困的問(wèn)題。

農(nóng)業(yè)是支撐國(guó)民經(jīng)濟(jì)建設(shè)與發(fā)展的基礎(chǔ)產(chǎn)業(yè)，是人類衣食之源、生存之本，是一切生產(chǎn)的首要條件［10］，所以，農(nóng)業(yè)就業(yè)問(wèn)題是關(guān)乎國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要議題。然而，從農(nóng)業(yè)就業(yè)規(guī)模來(lái)看，1962—2013年中國(guó)農(nóng)業(yè)就業(yè)比例從82%下降至31%［11］，越來(lái)越多的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力轉(zhuǎn)移到非農(nóng)部門就業(yè)。農(nóng)業(yè)的發(fā)展基于農(nóng)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的穩(wěn)固，而農(nóng)戶的減貧得益于農(nóng)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)的改善。因此，農(nóng)業(yè)就業(yè)結(jié)構(gòu)是研究農(nóng)業(yè)發(fā)展的關(guān)鍵所在。從結(jié)構(gòu)上看，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的老齡化不斷加劇，整體上我國(guó)男性農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力占比正在被女性超越，即農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力呈現(xiàn)女性化特征［12］。這可能是由農(nóng)村勞動(dòng)力回流彈性變化所造成的，在當(dāng)前農(nóng)村經(jīng)濟(jì)活動(dòng)增長(zhǎng)幅度下，女性勞動(dòng)力留在本地工作的概率增大，并且?guī)?lái)了更大的非經(jīng)濟(jì)收益［13］。

關(guān)于農(nóng)業(yè)受雇的選擇，學(xué)者們進(jìn)行了大量研究。中國(guó)農(nóng)村相對(duì)貧困的主要原因是農(nóng)戶生產(chǎn)資本匱乏，尤其是人力資本匱乏，致使其只能選擇小農(nóng)農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)生計(jì)模式，難以獲得較高的經(jīng)營(yíng)性收入和工資性收入［14］。在家庭層面缺乏獲得人力、金融和社會(huì)資本的機(jī)會(huì)，致使農(nóng)業(yè)就業(yè)的不穩(wěn)定性加劇，而位于農(nóng)業(yè)組織中獲得集體自然資本較多的家庭可以獲得更多收益［15］。從全國(guó)范圍來(lái)看，返鄉(xiāng)創(chuàng)業(yè)試點(diǎn)政策對(duì)縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有顯著的促進(jìn)作用，該效應(yīng)主要體現(xiàn)在外出農(nóng)民工較多的中西部地區(qū)［16］。對(duì)于農(nóng)戶而言，農(nóng)業(yè)合作銷售機(jī)構(gòu)可以降低一些獨(dú)特的交易成本，從而成為刺激進(jìn)入市場(chǎng)和促進(jìn)農(nóng)村社區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的潛在催化劑［17］。此外，鼓勵(lì)農(nóng)業(yè)受雇可能會(huì)減少城鄉(xiāng)移民，減少農(nóng)村隱性失業(yè)，剩余農(nóng)產(chǎn)品可以出售給消費(fèi)者，增加家庭收入，使收入來(lái)源多樣化，降低面對(duì)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)的脆弱性［18］。

許多研究聚焦于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展或農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率對(duì)農(nóng)戶收入的影響，其影響包括積極影響和少數(shù)消極影響。王顏齊等從勞動(dòng)力的雇用水平出發(fā)，得出勞動(dòng)力雇傭水平對(duì)提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)出具有正向影響的結(jié)論［19］。另一些學(xué)者認(rèn)為農(nóng)業(yè)工資率的上升與勞動(dòng)生產(chǎn)率的增長(zhǎng)以及糧食價(jià)格的增長(zhǎng)呈正相關(guān)，并表明每公頃農(nóng)業(yè)就業(yè)率往往會(huì)提高農(nóng)業(yè)生產(chǎn)力，減少貧困發(fā)生的概率［20］。從農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化的視角出發(fā)，袁婷認(rèn)為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化正向促進(jìn)了農(nóng)民收入的增加［21］。邢成舉等利用調(diào)研數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化能顯著改善農(nóng)民收入狀況，而且合作社在增加農(nóng)民收入方面發(fā)揮著顯著的積極作用［22］。雷仙云對(duì)比分析了加入農(nóng)民專業(yè)合作社農(nóng)戶和未加入農(nóng)戶的情況，發(fā)現(xiàn)入社農(nóng)戶的人均收入一直在提高，并且高于未入社農(nóng)戶的人均收入，說(shuō)明農(nóng)業(yè)企業(yè)化經(jīng)營(yíng)促進(jìn)了農(nóng)戶增收［23］。也有學(xué)者通過(guò)傾向得分研究發(fā)現(xiàn)自我雇傭帶來(lái)的收入增長(zhǎng)幅度較?。?4］。畢欣寧對(duì)黑龍江省農(nóng)業(yè)雇工受雇對(duì)農(nóng)村經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展的影響進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)雇工受雇對(duì)農(nóng)民收入的影響最顯著［25］。還有學(xué)者從交易成本的視角分析農(nóng)戶受雇后的優(yōu)勢(shì)。王新志等研究發(fā)現(xiàn)，家庭農(nóng)場(chǎng)更加注重生產(chǎn)要素的優(yōu)化配置，從而降低了小農(nóng)戶向農(nóng)業(yè)規(guī)模經(jīng)營(yíng)主體演化的交易成本［26］。劉晏成研究提出農(nóng)業(yè)受雇可以降低市場(chǎng)交易成本，從而提高農(nóng)民收入［27］。然而，也有學(xué)者發(fā)現(xiàn)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化會(huì)給農(nóng)民增收帶來(lái)消極影響。覃鎮(zhèn)蓮研究結(jié)果顯示，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化程度低、基礎(chǔ)設(shè)施落后、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)成本較高，而市場(chǎng)價(jià)格又相對(duì)偏低等問(wèn)題會(huì)使農(nóng)民收入增長(zhǎng)困難［28］。李春楠研究表明，農(nóng)業(yè)生產(chǎn)效率有利于農(nóng)民收入增加，但農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平的提高反而降低了農(nóng)民的人均可支配收入［29］。

綜上所述，目前學(xué)者主要研究農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化經(jīng)營(yíng)和農(nóng)業(yè)主體中雇傭?qū)ζ錁I(yè)績(jī)或收入的影響，而較少研究農(nóng)戶農(nóng)業(yè)受雇對(duì)其相對(duì)貧困的影響，且對(duì)于戶主特征、家庭特征和地區(qū)進(jìn)行異質(zhì)性的研究較少。相較于已有文獻(xiàn)，本文可能的邊際貢獻(xiàn)如下：第一，現(xiàn)有研究多從宏觀角度和農(nóng)業(yè)企業(yè)化經(jīng)營(yíng)的角度研究其對(duì)農(nóng)戶脫貧效果的影響，本文從農(nóng)戶受雇的微觀視角出發(fā)，分析其對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響。第二，現(xiàn)有研究多數(shù)只研究居住在農(nóng)村的農(nóng)業(yè)戶口的受雇狀況對(duì)相對(duì)貧困的影響，由于本文研究采用的是共同富裕的視角，因此選取從事農(nóng)林牧副漁工作的農(nóng)業(yè)戶口，保留了居住在城鎮(zhèn)的農(nóng)業(yè)戶口樣本，便于進(jìn)行差異性比較。本文在探究農(nóng)業(yè)受雇對(duì)相對(duì)貧困影響的基礎(chǔ)上，從戶主特征、家庭特征和地區(qū)三個(gè)不同角度進(jìn)行異質(zhì)性研究，深入挖掘共同富裕的現(xiàn)實(shí)需求。

二、研究假設(shè)與研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化和農(nóng)業(yè)企業(yè)化經(jīng)營(yíng)對(duì)農(nóng)戶收入有著重要影響，故而有必要深入探究農(nóng)業(yè)受雇的減貧效果。黃志嶺運(yùn)用傾向性得分匹配法評(píng)估了從事農(nóng)業(yè)自雇行為對(duì)農(nóng)民收入的影響，發(fā)現(xiàn)低收入組中受雇群體的收入高于自雇群體［30］。同時(shí)，鮑洪杰等采用內(nèi)生轉(zhuǎn)換模型分析得出，如果農(nóng)戶接受農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)組織雇傭，其多維貧困的發(fā)生概率將降低9.6%［31］。在農(nóng)業(yè)受雇群體中，若農(nóng)戶簽訂了合同，農(nóng)業(yè)受雇的減貧效果會(huì)更為顯著。從新型農(nóng)業(yè)主體的角度來(lái)看，農(nóng)業(yè)企業(yè)化經(jīng)營(yíng)的減貧效果最為明顯，而家庭經(jīng)營(yíng)和合作社的減貧成效相對(duì)欠佳［32］。近年來(lái)，傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)就業(yè)率下降，受雇型農(nóng)業(yè)組織迅速發(fā)展，這從不同渠道增加了農(nóng)戶的收入，從長(zhǎng)期來(lái)看，有效地降低了農(nóng)村的貧困程度［33］。此外，一些研究從側(cè)面印證了農(nóng)業(yè)受雇具有更強(qiáng)的減貧效果。與受雇相比，自雇存在人力資本差、社會(huì)保障弱等特點(diǎn)［34］。在我國(guó)，多數(shù)農(nóng)民處于自給自足的狀態(tài)，種植分散，缺乏統(tǒng)一管理，難以形成規(guī)?；N植；而且，信息不對(duì)稱導(dǎo)致農(nóng)民無(wú)法準(zhǔn)確獲知農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格變化，因而難以有效提高收入［27］?；诖?，提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)一：農(nóng)業(yè)受雇能夠有效緩解農(nóng)戶的相對(duì)貧困。

從區(qū)域視角分析，我國(guó)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展有助于緩解農(nóng)民收入不平等的情況，但這一現(xiàn)象存在區(qū)域差異［35］。西部地區(qū)的農(nóng)戶比中東部地區(qū)更易陷入相對(duì)貧困［36］。從農(nóng)業(yè)受雇的載體來(lái)看，新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的綜合帶動(dòng)能力由強(qiáng)到弱依次為農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)、農(nóng)民專業(yè)合作社和家庭農(nóng)場(chǎng)［37］。因此，我們需要了解新型農(nóng)業(yè)主體在全國(guó)各區(qū)域之間的具體差異。根據(jù)2022年公布的《中國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)500強(qiáng)》可知，農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的布局呈現(xiàn)不均衡的現(xiàn)象，大多分布在東部地區(qū)?？傮w而言，2022年農(nóng)業(yè)龍頭企業(yè)的分布與地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平基本一致。從營(yíng)收額來(lái)看，營(yíng)收規(guī)模大的農(nóng)業(yè)企業(yè)主要集中在江蘇、山東、廣東、安徽等省份，這些省份的GDP水平相對(duì)較高，農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)水平也較高，這種集中情況在近幾年愈發(fā)明顯。而經(jīng)濟(jì)相對(duì)不發(fā)達(dá)的黑龍江、吉林和江西等省份的農(nóng)業(yè)企業(yè)集中程度也較高，西部欠發(fā)達(dá)地區(qū)的農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化龍頭企業(yè)數(shù)量和營(yíng)收規(guī)模則相對(duì)較小。對(duì)農(nóng)民日?qǐng)?bào)社發(fā)布的《2021中國(guó)農(nóng)民合作社500強(qiáng)》進(jìn)行分析可知，東部地區(qū)和中部地區(qū)的中國(guó)農(nóng)民合作社數(shù)量分別為188家和184家，而西部地區(qū)的數(shù)量?jī)H為128家，占比25.6%。此外，從中國(guó)農(nóng)業(yè)設(shè)施信息網(wǎng)可以了解到，我國(guó)家庭農(nóng)場(chǎng)的數(shù)量與規(guī)模分布不均衡，區(qū)域差異較大。家庭農(nóng)場(chǎng)多集中于安徽、江蘇等東部省份，這些地方的經(jīng)營(yíng)數(shù)量占全國(guó)的30%，北京、江蘇、浙江、安徽、福建等省份家庭農(nóng)場(chǎng)的年平均產(chǎn)值超過(guò)全國(guó)平均水平。

我國(guó)農(nóng)業(yè)發(fā)展水平仍有提升空間，技術(shù)和知識(shí)人才存在較大缺口［38］。從戶主特征的角度主要是戶主的受教育程度來(lái)看，雇工群體的農(nóng)業(yè)技能水平偏低，勞動(dòng)強(qiáng)度較大［39］。從農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力的可雇傭性和質(zhì)量來(lái)看，高中學(xué)歷者在知識(shí)技能方面顯著高于初中及小學(xué)學(xué)歷者，但在態(tài)度動(dòng)機(jī)方面卻顯著低于初中和小學(xué)學(xué)歷者［40］；與低地位受雇相比，受教育程度越高，從事高地位受雇與創(chuàng)業(yè)型自雇的概率越大［41］。相對(duì)而言，文化程度較高的農(nóng)民收入增加的可能性更高［22］。

此外，我國(guó)城鄉(xiāng)之間在農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、人力資本和自然資源等方面存在巨大差異［42］，城鄉(xiāng)間從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)戶發(fā)展不均衡，且留守村莊的人口嚴(yán)重老齡化［43］。城鎮(zhèn)農(nóng)業(yè)就業(yè)人口的自雇意愿顯著強(qiáng)于農(nóng)村就業(yè)人員［44］?；诖耍岢鋈缦卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)二：農(nóng)業(yè)受雇對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響在區(qū)域、戶主特征和家庭特征三個(gè)方面具有各自的異質(zhì)性。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)說(shuō)明

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）發(fā)布的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），該數(shù)據(jù)是國(guó)內(nèi)極具代表性的微觀調(diào)查數(shù)據(jù)之一。本文選取了2018年的CFPS調(diào)查數(shù)據(jù)，并結(jié)合研究對(duì)象，篩選出從事農(nóng)林牧副漁工作的農(nóng)業(yè)戶口家庭。依據(jù)本文研究主題，對(duì)家庭庫(kù)、個(gè)人庫(kù)和代答庫(kù)的數(shù)據(jù)進(jìn)行合并匹配，保留與自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)和受雇相關(guān)的樣本，同時(shí)剔除缺失數(shù)據(jù)和異常數(shù)據(jù)樣本，最終獲得了6 327個(gè)家庭樣本。

2.模型設(shè)定

鑒于被解釋變量為二元離散變量，且所選數(shù)據(jù)類型屬于橫截面數(shù)據(jù)。本文構(gòu)建如模型（1）所示的二元 Probit 回歸模型，同時(shí)構(gòu)建以簽訂合同為調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型（2），旨在探究該變量對(duì)主效應(yīng)的影響及其方向和程度。為了研究家庭農(nóng)業(yè)受雇狀況對(duì)相對(duì)貧困的影響，構(gòu)建的回歸模型為：

P（YRep=1）=Φ（a0+a1XE+a2K+ε）（1）

模型（2）旨在研究簽訂合同在農(nóng)業(yè)受雇對(duì)相對(duì)貧困的影響中所起的調(diào)節(jié)效應(yīng)：

P（YRep=1）=Φ（β0+β1XE+β2XC+β3XE*C+β4L+η）（2）

式中，模型的左邊表示家庭相對(duì)貧困發(fā)生的概率，核心解釋變量為農(nóng)業(yè)受雇狀況和簽訂合同狀況，變量XE表示農(nóng)業(yè)受雇，變量XC表示簽訂合同，變量XE*C為農(nóng)業(yè)受雇和簽訂合同的交互項(xiàng)，ε和η為干擾項(xiàng)，K和L為控制變量，ai和βi表示對(duì)應(yīng)變量的回歸系數(shù)。其余變量說(shuō)明如表1所示。

3.指標(biāo)定義

1）被解釋變量。本文的被解釋變量為相對(duì)貧困。本文統(tǒng)一采用收入比例法中的“城鄉(xiāng)兩條線”來(lái)識(shí)別相對(duì)貧困［45］，對(duì)于中國(guó)農(nóng)村而言，運(yùn)用“城鄉(xiāng)兩條線”來(lái)設(shè)定相對(duì)貧困更為合適［46］。具體來(lái)說(shuō)，以城鎮(zhèn)居民可支配收入中位數(shù)的40%來(lái)界定城鎮(zhèn)相對(duì)貧困線，以農(nóng)村居民可支配收入中位數(shù)的50%來(lái)界定農(nóng)村相對(duì)貧困線。經(jīng)計(jì)算可知，農(nóng)村人均收入低于6 146.67元被認(rèn)定為相對(duì)貧困，城鎮(zhèn)人均收入低于8 000元被認(rèn)定為相對(duì)貧困。相對(duì)貧困賦值為1，非相對(duì)貧困賦值為0。

2）核心解釋變量。對(duì)于模型（1），本文的核心解釋變量為從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)的受雇狀況，農(nóng)業(yè)受雇賦值為1，自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)賦值為0。對(duì)于模型（2），核心解釋變量為農(nóng)業(yè)受雇家庭的簽訂合同狀況，簽訂合同賦值為1，未簽訂合同賦值為0。

3）控制變量。為提升回歸結(jié)果的可信度，本文引入戶主特征、家庭特征、工作特征以及家庭所在地區(qū)等方面的控制變量。具體變量說(shuō)明如表1所示。

三、實(shí)證研究與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2呈現(xiàn)了不同貧困戶狀態(tài)下各變量的特征。經(jīng)觀察可以發(fā)現(xiàn)，相對(duì)貧困的家庭數(shù)量占總樣本量的 17.4%，約為非相對(duì)貧困家庭樣本數(shù)量的五分之一，這表明相對(duì)貧困的數(shù)量相對(duì)較少。非相對(duì)貧困家庭的農(nóng)業(yè)受雇均值遠(yuǎn)大于相對(duì)貧困家庭，由此可初步推斷，受雇能夠有效抑制相對(duì)貧困發(fā)生的概率。政府補(bǔ)助變量的均值在相對(duì)貧困家庭中大于非相對(duì)貧困家庭，這基本符合政策實(shí)際情況，即政府對(duì)相對(duì)貧困家庭的補(bǔ)助力度較大。相對(duì)貧困家庭在汽車擁有、土地出租、城鄉(xiāng)分布、受教育水平和健康狀況等變量上均小于非相對(duì)貧困家庭，而在家庭成員數(shù)、年齡等變量上前者大于后者，這說(shuō)明前者的受教育水平、健康狀況和老齡化程度相較于后者更為嚴(yán)重。在工作特征方面，相對(duì)貧困家庭的工作時(shí)間滿意度和工作安全滿意度優(yōu)于非相對(duì)貧困家庭，其中工作勞累程度變量根據(jù)每周工作時(shí)間劃分為五個(gè)區(qū)間，工作時(shí)間越長(zhǎng)表示勞累程度越高，由此可知前者的勞累程度低于后者，而工作收入滿意度也低于后者。

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果分析

表3中，模型（1）展示的是農(nóng)業(yè)受雇狀況對(duì)家庭相對(duì)貧困的估計(jì)結(jié)果，模型（2）則表示加入控制變量后的估計(jì)結(jié)果。由于這些模型均為非線性，因此不僅需要關(guān)注回歸系數(shù)，若要了解影響的具體彈性，還需查看邊際效應(yīng)的大小。如表3所示，在模型（1）中，受雇狀況的回歸系數(shù)為負(fù)值，且在1%的水平上顯著。結(jié)合邊際效應(yīng)可知，其經(jīng)濟(jì)意義為家庭中農(nóng)業(yè)受雇的概率每增加1%，相對(duì)貧困發(fā)生的概率平均下降 27.3%。由此可見，農(nóng)業(yè)受雇對(duì)相對(duì)貧困的發(fā)生具有明顯的抑制效應(yīng)，基本符合假設(shè)。然而，可以發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)助對(duì)相對(duì)貧困的發(fā)生具有顯著的促進(jìn)作用，可能的原因如下：一是政府直接實(shí)施貨幣性的財(cái)政補(bǔ)貼政策會(huì)增加貨幣供給，名義上增加了家庭收入，但實(shí)際上可能引發(fā)通貨膨脹，導(dǎo)致消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)（CPI）提高，從而間接加劇了相對(duì)貧困程度；二是信息不對(duì)稱問(wèn)題使得政府難以準(zhǔn)確將財(cái)政補(bǔ)貼定位到低收入群體，這可能導(dǎo)致無(wú)意的逆向財(cái)政支持［47］。在模型（2）中，加入控制變量后，盡管核心解釋變量的邊際效應(yīng)有所減小，但仍具有顯著的負(fù)向影響效果。家庭規(guī)模越大、勞動(dòng)力越少、家庭成員健康狀況不佳且主要依賴政府補(bǔ)助生活的家庭，更容易陷入相對(duì)貧困的狀態(tài)［48-49］。在該模型中，土地出租和受教育水平分別在 5%和 1%的顯著性水平下顯著，且與相對(duì)貧困的發(fā)生呈負(fù)相關(guān)，即對(duì)相對(duì)貧困的發(fā)生具有顯著抑制作用。因此，農(nóng)地轉(zhuǎn)出可以推動(dòng)農(nóng)村貧困家庭成員的職業(yè)分層，進(jìn)而影響貧困家庭的減貧［50］。土地流轉(zhuǎn)和農(nóng)業(yè)受雇對(duì)相對(duì)貧困具有相同的作用方向，這也證實(shí)了家庭農(nóng)場(chǎng)的土地流轉(zhuǎn)決策與農(nóng)業(yè)雇工決策之間具有正相關(guān)性，二者相互關(guān)聯(lián)、相互促進(jìn)［51］。在模型（2）中，健康狀況呈現(xiàn)負(fù)效應(yīng)，而所在地區(qū)呈現(xiàn)顯著正效應(yīng)，初步表明越處于西部的地區(qū)，相對(duì)貧困發(fā)生的概率越大。汽車擁有、土地流轉(zhuǎn)、受教育水平和健康狀況顯著負(fù)相關(guān)，這表明擁有汽車、轉(zhuǎn)出土地、受教育水平越高以及越健康，就越能有效緩解相對(duì)貧困。此外，家庭成員越多，相對(duì)貧困發(fā)生的概率就越大。

（三）異質(zhì)性分析

為了更深入地探究農(nóng)業(yè)受雇狀況在共同富裕視角下對(duì)家庭相對(duì)貧困的影響，從地區(qū)、戶主特征和家庭特征三個(gè)角度展開了回歸分析，并分別對(duì)其差異性進(jìn)行了研究與比較。依據(jù)“七五計(jì)劃”的劃分，將我國(guó)按照省份分為東、中、西部地區(qū)，并進(jìn)行分區(qū)域回歸。表4展示了根據(jù)家庭所在地區(qū)不同而研究農(nóng)業(yè)受雇狀況對(duì)相對(duì)貧困的影響，由回歸結(jié)果可知，東部地區(qū)有2 065戶家庭，中部地區(qū)有1 611戶，西部地區(qū)有2 651戶，可見選取的樣本中西部地區(qū)最多，中部地區(qū)最少。三個(gè)模型中受雇狀況的回歸系數(shù)和邊際系數(shù)均為負(fù)值，與前文的基準(zhǔn)回歸結(jié)果相符。從邊際效應(yīng)的絕對(duì)值來(lái)看，東部地區(qū)小于中部地區(qū)，中部地區(qū)小于西部地區(qū)，因此，農(nóng)業(yè)受雇狀況對(duì)西部地區(qū)相對(duì)貧困的抑制效果最大，中部地區(qū)次之，東部地區(qū)最小。這表明相較于東部地區(qū)，農(nóng)業(yè)受雇更有助于中部和西部地區(qū)擺脫相對(duì)貧困，原因可能是農(nóng)村人力資本存量水平呈現(xiàn)出明顯的自東向西逐次遞降態(tài)勢(shì)，且地區(qū)高、中、初等水平的人力資本所占比重呈梨形分布狀態(tài)［52］。

表5是根據(jù)戶主特征進(jìn)行的異質(zhì)性分析，依據(jù)前面的分析，主要從戶主受教育水平的高低方面進(jìn)行考量。以全部家庭6 327個(gè)樣本的受教育水平中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，將樣本分為兩類。由回歸結(jié)果可知，農(nóng)業(yè)受雇對(duì)受教育水平較低和較高的家庭相對(duì)貧困都具有抑制作用，且前者邊際效應(yīng)的絕對(duì)值明顯高于后者，這說(shuō)明農(nóng)業(yè)受雇更有可能使受教育水平較低的家庭脫離相對(duì)貧困，原因可能是受教育水平較低的家庭在受雇時(shí)能夠避免一些基于知識(shí)的未知風(fēng)險(xiǎn)，并且在知識(shí)技能提升方面具有更大優(yōu)勢(shì)，從而使農(nóng)戶在受雇過(guò)程中更具優(yōu)勢(shì)。

表6是依據(jù)家庭特征進(jìn)行的回歸結(jié)果，為了更好地體現(xiàn)共同富裕的研究，主要探究城鎮(zhèn)和鄉(xiāng)村農(nóng)戶之間的差別。總體而言，農(nóng)業(yè)受雇都顯著負(fù)向影響家庭相對(duì)貧困發(fā)生的概率，而且與居住在城鎮(zhèn)的家庭相比，對(duì)居住在鄉(xiāng)村的家庭影響程度更大，通過(guò)比較兩者邊際效應(yīng)的絕對(duì)值，可得出這一結(jié)論。

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果如表7所示。從表7中的數(shù)據(jù)能夠得出以下結(jié)論：農(nóng)業(yè)受雇和簽訂合同均能夠緩解農(nóng)戶相對(duì)貧困的發(fā)生。無(wú)論是否加入控制變量，在進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸后，農(nóng)業(yè)受雇與簽訂合同的回歸系數(shù)均為負(fù)值，且兩者的交乘項(xiàng)呈現(xiàn)出顯著的正向，這表明簽訂合同具有積極作用，促進(jìn)了農(nóng)業(yè)受雇對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生的緩解，這可能是因?yàn)橐?guī)范的合同行為既保護(hù)了農(nóng)業(yè)勞動(dòng)者的合法權(quán)益，又規(guī)范了農(nóng)業(yè)主體企業(yè)的行為，從而間接降低了農(nóng)戶相對(duì)貧困發(fā)生的概率。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確?；貧w結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用以下三種方式對(duì)主變量重新進(jìn)行回歸：其一，鑒于被解釋變量為橫截面數(shù)據(jù)的二元離散變量，故運(yùn)用二元離散Logit模型。其二，被解釋變量的相對(duì)貧困線借鑒當(dāng)前應(yīng)用最為廣泛的世界銀行社會(huì)貧困線與OECD國(guó)家收入比例法，采用 “全國(guó)一條線” 的方式，即以全國(guó)人均可支配收入中位數(shù)的40%作為標(biāo)準(zhǔn)，低于此標(biāo)準(zhǔn)則識(shí)別為相對(duì)貧困，賦值為1，高于此標(biāo)準(zhǔn)為非相對(duì)貧困，賦值為0；控制變量包括是否幫助其他農(nóng)戶工作（XHelp），是賦值為1，否賦值為0，是否使用互聯(lián)網(wǎng)（XI），是賦值為1，否賦值為0，是否參加新型農(nóng)村合作醫(yī)療（XNcms），是賦值為1，否賦值為0。由于控制變量的改變，樣本總量提取為2 766。回歸結(jié)果如表8所示，可以看出，在改變模型、被解釋變量和控制變量后，回歸結(jié)果與前文的基準(zhǔn)結(jié)果基本一致，且影響顯著，這表明結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8 "穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

四、結(jié)論與對(duì)策建議

基于2018年北京大學(xué)中國(guó)社會(huì)科學(xué)調(diào)查中心（ISSS）發(fā)布的中國(guó)家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)（CFPS），結(jié)合研究對(duì)象，選取從事農(nóng)林牧副漁工作的農(nóng)業(yè)戶口家庭，依據(jù)研究主題構(gòu)建回歸模型，以實(shí)證農(nóng)業(yè)受雇對(duì)農(nóng)戶相對(duì)貧困的影響，并分別從區(qū)域、戶主特征和家庭特征三個(gè)角度進(jìn)行異質(zhì)性比較分析。研究結(jié)果表明：第一，相較于自家農(nóng)業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)，農(nóng)業(yè)受雇更有利于抑制相對(duì)貧困的發(fā)生，即受雇對(duì)相對(duì)貧困具有負(fù)向影響。通過(guò)更換檢驗(yàn)方法、被解釋變量和控制變量后，該結(jié)論依然穩(wěn)健。第二，農(nóng)業(yè)受雇狀況對(duì)不同區(qū)域、戶主特征和家庭特征的影響呈現(xiàn)出異質(zhì)性。第三，對(duì)于中西部地區(qū)、戶主受教育水平較低和鄉(xiāng)村家庭而言，農(nóng)業(yè)受雇更有助于其擺脫相對(duì)貧困，因?yàn)槭芄湍軌虬l(fā)揮更大的減貧作用。第四，汽車擁有、土地流轉(zhuǎn)、受教育水平和健康狀況與相對(duì)貧困顯著負(fù)相關(guān)，這表明擁有汽車、轉(zhuǎn)出土地、受教育水平越高以及越健康，就越能有效緩解相對(duì)貧困。然而，政府補(bǔ)助卻會(huì)促使相對(duì)貧困的發(fā)生。此外，家庭成員越多，相對(duì)貧困發(fā)生的概率就越大。根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)可知，簽訂合同具有積極影響，能夠促進(jìn)農(nóng)業(yè)受雇對(duì)相對(duì)貧困發(fā)生的緩解作用。

基于以上結(jié)論，本文提出如下對(duì)策建議：

第一，加快農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設(shè)，推動(dòng)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體發(fā)展壯大。加強(qiáng)對(duì)能夠解決本土化就業(yè)的農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的政策資金支持，激勵(lì)其提供更多的農(nóng)業(yè)受雇機(jī)會(huì)。加大對(duì)新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的政策扶持力度，降低農(nóng)業(yè)成本。完善補(bǔ)貼機(jī)制，除給予農(nóng)民必要的農(nóng)業(yè)生產(chǎn)補(bǔ)貼外，對(duì)西部落后地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)的新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體給予補(bǔ)貼支持。完善農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)組織人力激勵(lì)制度，并建議農(nóng)業(yè)就業(yè)者規(guī)范簽訂合同，建立梯度式農(nóng)業(yè)受雇保障體系。

第二，積極發(fā)揮農(nóng)業(yè)受雇對(duì)實(shí)現(xiàn)共同富裕的助力作用。既要充分發(fā)揮新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體在增加收入方面的積極作用，也要縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)收入差距，減少收入不平等。結(jié)合不同地區(qū)、群體的實(shí)際情況，制定差異化發(fā)展戰(zhàn)略，完善農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化發(fā)展的監(jiān)管機(jī)制。充分考慮不同地區(qū)的地理環(huán)境和自然條件，結(jié)合當(dāng)?shù)厍闆r制定農(nóng)業(yè)規(guī)劃，優(yōu)化農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和農(nóng)業(yè)生產(chǎn)模式；其次，充分考慮區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)需求，注重資源的合理配置和市場(chǎng)需求分析，確保政府財(cái)政補(bǔ)貼因地制宜，制定適合當(dāng)?shù)匕l(fā)展的補(bǔ)助政策。

第三，充分認(rèn)識(shí)教育在農(nóng)戶減貧工作中的重要作用。加強(qiáng)對(duì)農(nóng)業(yè)從業(yè)者，尤其是中西部和鄉(xiāng)村地區(qū)農(nóng)戶的教育宣傳力度，使其充分認(rèn)識(shí)到受教育水平在脫貧中的重要意義，并加大對(duì)農(nóng)村尤其是偏遠(yuǎn)地區(qū)的教育支出投入，筑牢其基礎(chǔ)教育根基。要實(shí)現(xiàn)農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化快速發(fā)展，提高農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化水平，就必須擁有高知識(shí)水平人才。因此，要大力提升農(nóng)業(yè)從業(yè)人員的教育水平，加大對(duì)落后偏遠(yuǎn)地區(qū)的教育基礎(chǔ)設(shè)施投入，提升農(nóng)村教師待遇，完善農(nóng)村教育管理機(jī)制，加強(qiáng)農(nóng)村教育師資力量建設(shè)，提高農(nóng)村教師的教育水平、教育質(zhì)量和專業(yè)能力，加強(qiáng)職業(yè)素質(zhì)培訓(xùn)等。

第四，提供金融支持，破解融資難題，為新型農(nóng)業(yè)主體注入新活力。設(shè)立新型農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體發(fā)展專項(xiàng)基金，拓寬融資渠道，借助數(shù)字化平臺(tái)，擴(kuò)大農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)主體的服務(wù)半徑和增強(qiáng)其服務(wù)力度，加強(qiáng)商業(yè)銀行、大型企業(yè)和農(nóng)業(yè)主體之間的溝通，使它們的業(yè)務(wù)往來(lái)和投資合作更加緊密。同時(shí)，優(yōu)化財(cái)政支持結(jié)構(gòu)，將有限的支農(nóng)資金用于農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)化發(fā)展相對(duì)落后的西部地區(qū)和農(nóng)村地區(qū)，推動(dòng)共同富裕事業(yè)穩(wěn)步前進(jìn)。

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責(zé)任編輯：王茂建；校對(duì)：楊 " 釗

Research on the Impact of Agricultural Employment on the Relative Poverty of Rural Households from the Perspective of Common Prosperity： An Empirical Study Based on CFPS Data

ZHANG Jun， CHU Xianxing， ZHU Mingjiang

（School of Economics and Finance， Chongqing University of Technology， Banan Chongqing 400054， China）

Abstract： Solving the problem of relative poverty after the comprehensive poverty alleviation is an important part of achieving common prosperity. Under the development situation of modern agriculture， new agricultural business entities have gradually become an important factor affecting farmers’ income. To explore the impact of agricultural employment status on the relative poverty of rural households， based on the data of the China Family Panel Studies（CFPS） in 2018， an endogenous switching（ESP） model was constructed for empirical analysis to verify the influence of contract signing in employment samples on relative poverty. At the same time， a moderation effect model was established to conduct heterogeneity analysis from three aspects： region， household head characteristics， and family characteristics. The study found that agricultural employment has a significant negative impact on the occurrence of relative poverty， and shows heterogeneity in different regions， characteristics of the household head， and family characteristics. For the central and western regions， rural households with a lower education level of the household head， agricultural employment is more helpful for them to get rid of relative poverty. And among the employed rural households， signing contracts will promote the mitigation effect of agricultural employment on the occurrence of relative poverty. Based on this， countermeasures and suggestions such as strengthening the support for agricultural employment， standardizing the human resource management system of agricultural business organizations， increasing investment in rural basic education， and providing financial support for the industrialization of agriculture are proposed to solidly promote the common prosperity of farmers.

Key words： common prosperity; agricultural employment; relative poverty; heterogeneity analysis; new agricultural business entities; poverty reduction effect

收稿日期：2023-09-21

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重大項(xiàng)目“中華民族傳統(tǒng)福利文化研究”子課題 “中華民族傳統(tǒng)國(guó)家福利制度”（12amp;ZD112）；重慶理工大學(xué)研究生校級(jí)全額資助項(xiàng)目“數(shù)字基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)個(gè)人就業(yè)質(zhì)量的影響研究”（gzlcx20232078）;重慶理工大學(xué)研究生校級(jí)聯(lián)合資助項(xiàng)目“縣域數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展評(píng)價(jià)、地區(qū)差異及驅(qū)動(dòng)因素研究——以成渝雙城經(jīng)濟(jì)圈為例”（gzlcx20223265）。

作者簡(jiǎn)介：張軍（1978— ），男，四川巴中人，教授，博士，主要從事社會(huì)保障理論與實(shí)踐、福利文化與社會(huì)政策研究；褚先行（1998— ），男，安徽蚌埠人，碩士研究生，主要從事社會(huì)保障與收入分配研究；朱明江（1996— ），男，江蘇泰州人，碩士研究生，主要從事社會(huì)保障與收入分配研究。