[摘? ? 要] 基于2016年、2018年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，通過實證分析身份認同與返貧阻斷之間的關系。結果表明：身份認同具有顯著的返貧阻斷作用，在加入控制變量后結果依然顯著，在更換計量方法和更換解釋變量后結果依然穩(wěn)健。異質性分析表明戶主的年齡、性別、受教育水平以及地區(qū)因素對身份認同的返貧阻斷也存在一定程度的影響。基于以上結論，建議保證農民的主體地位，構建均等化的身份認同并發(fā)揮其益貧效應，能夠更好地鞏固脫貧攻堅成果并促進鄉(xiāng)村全面振興;同時，搭建針對農民工返鄉(xiāng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)的優(yōu)質平臺，注重農村居民新型技能培養(yǎng)，提高其勞動生產率，為鄉(xiāng)村振興提供源源不斷的優(yōu)質人力資本。

[關鍵詞] 多維貧困;身份認同;返貧阻斷;相對貧困治理;鄉(xiāng)村振興;農民就業(yè)

[中圖分類號] F019.3? [文獻標識碼] A? [文章編號] 1002-8129（2021）11-0060-10

一、引言

2020年11月23日，貴州省的9個縣在貧困縣的序列退出之后，我國的832個貧困縣徹底脫貧摘帽，全國脫貧攻堅目標順利完成，絕對貧困問題在中國得到徹底解決。需要注意的是，絕對貧困的消除并不意味著減貧事業(yè)的止步，貧困脆弱性決定了剛跨過貧困線的脫貧人口依然存在返貧的可能性。因此阻斷返貧并提高脫貧質量不僅關系到脫貧攻堅成果的鞏固，還關系到鄉(xiāng)村振興戰(zhàn)略的順利推進，這是由鄉(xiāng)村振興中的參與主體與目前研究中存在的問題決定的。首先，廣大農民要成為鄉(xiāng)村振興的主體力量（黃祖輝，2018）[1]，鄉(xiāng)村振興的基本前提與條件是以農民為主體，讓農民自己建設其美好生活（賀雪峰，2019）[2]。其次，個體在群體和社會中的融入感以及融入后的身份轉變和身份認同至關重要，這決定了個體在從事各類生產性活動中的行為和動能。所以，身份上的不平等很大程度上會導致農民的內生動力不足（李斌、張貴生，2019）[3]。貧困群體擁有群體歸屬感以及享有基本的公民權利是貧困治理和擺脫貧困的重中之重，這是因為如果缺失了權利，在造成個體地位邊緣化的同時，還會加大他們成為貧困群體或者返貧的可能性（Basu，2013）[4]。最后，正是因為農業(yè)勞動者對于身份認同的高度一致性（李書娟、徐現祥，2016）[5]，促進農民身份轉變是農村農業(yè)現代化的必然發(fā)展趨勢，也是解決中國“三農”問題的重要環(huán)節(jié)。從更長遠來看，構建阻斷返貧和解決相對貧困的長效機制應注重人的主體地位、身份轉變和利益共享。因此，考察身份認同的返貧阻斷和增收致富作用，能夠為促進農村居民與城市居民的身份認同均等化提供理論支撐和政策建議。

本研究的邊際貢獻主要表現在以下幾個方面：第一，從身份認同的視角出發(fā)分析其返貧阻斷效果，構建身份認同指數并進行實證檢驗，同時對影響機理進行了系統(tǒng)性解釋;第二，考慮到轉型貧困群體和潛在貧困群體多維度貧困的特點，本研究將多維度貧困標準衡量的貧困程度，與收入貧困程度進行比較，較為全面地反映了家庭貧困狀況;第三，本研究使用中國家庭追蹤調查（CFPS）數據實證檢驗了身份認同的阻貧效果，并從微觀層面進行了更細致的分析，為實現身份認同的均等化并實現鄉(xiāng)村振興提供了經驗證據。

本研究的結構按照如下方式進行安排：第二部分為相關的文獻分析和評述;第三部分為相關研究設計內容，包括樣本數據、指標設計、計量經濟模型設計和對各類變量的描述性統(tǒng)計;第四部分為實證研究，包含穩(wěn)健性分析、異質性討論和影響機制的有關檢驗等內容;第五部分為本章的主要結論與相關的政策建議。

二、文獻綜述

貧困是全世界共同面臨的難題，各國政府也一直致力于減貧。關于貧困的定義，世界銀行在2000-2001年度的《世界發(fā)展報告》中給出了系統(tǒng)的詮釋：貧困既是一種低收入和低消費現象，也是在人類發(fā)展過程中的其他領域諸如醫(yī)療衛(wèi)生、健康、教育、政治社會地位以及安全保障等面臨的不利狀況，這些不利因素造成了貧困群體在尊嚴、自信自尊和權力等方面的缺乏（程漱蘭、陳焱，2001）[6]。這意味著貧困是多維的，這為學者們研究貧困與減貧問題提供了新視角。例如章元等（2012）指出慢性貧困是貧困現象的重要表征，政府及社會必須在醫(yī)療、教育和技術能力上對貧困群體給予相關支持[7]。與此相類似，鄒薇和方迎風（2012）認為減緩貧困脆弱性和長期性的有效方法是“能力開發(fā)”[8]。萬廣華等（2014）的研究發(fā)現，提高資產水平能夠顯著降低貧困脆弱性，因此，應促進貧困群體資產的不斷積累并提高其運用效率從而達到減貧和降低貧困脆弱性的目的[9]。如果將教育、醫(yī)療和養(yǎng)老等納入到個人的資產范疇，能夠產生顯著的福利效應（劉振杰等，2015）[10]。然而，如果低保只在當期發(fā)揮減貧效應，長期來看則無法達到降低貧困脆弱性的作用（徐超、李林木，2017）[11]。與此同時，產業(yè)扶貧的重要性逐步凸顯。這是因為，一方面產業(yè)扶貧能顯著降低貧困的脆弱性;另一方面產業(yè)扶貧在中國的減貧實踐和創(chuàng)業(yè)減貧中發(fā)揮了重要作用，隨著脫貧攻堅的不斷深入，面對一些難以脫貧的深度貧困群體，如何從多維貧困角度出發(fā)激發(fā)其脫貧內生動力成為學界關注的熱點，國家和政府也多次提到保障農民主體地位，確保農民群體發(fā)展的權利，身份認同與主體地位同屬一個范疇也成為學者們研究貧困問題的一個新的熱點。

身份認同是認識貧困、貧困治理和測量組織行為的重要維度。身份認同的早期研究采取了哲學的理論范式。此后，由于身份認同理論的強大解釋力使得其在社會學、心理學、經濟學和管理學中得到廣泛應用。在經濟學中的應用包括Akerlof和Kranton（2000）[12]、Sen（1985，2004）[13]以及Basu（2013）[14]等的開拓性研究。例如，Sen（1985）的研究表明，人們面對的饑荒并不一定源于食物的匱乏，而是因為貧困人口沒有獲得這些食物的權利[13]。Basu（2013）認為一個人在一個群體中的身份認同以及在社會中的融入感非常重要，它們決定了這個人從事生產性活動的能力[14]。這意味著，如果一個人認為其處于一個邊緣化的地位，他（她）會傾向于放棄。

身份與群體效應中的群體層次密切相關，群體層次是影響個體生活水平以及區(qū)域貧困狀況的重要因素（鄒薇、方迎風，2012）[8]。袁方（2013）等在考察農民工福利時，區(qū)分了基于收入的不平等和基于能力的不平等，得出的結論是收入不平等對那些低能力和低收入的農民工的福利造成顯著的負面影響[15]。所以，即使在收入水平上沒有差異，但是進城農民和城市居民在身份認同等方面的顯著差異卻造成了二者之間事實上的不平等（陳云松、張翼，2015）[16]，農民工城市身份認同水平越高其居留于城市的意愿也越高（王志濤、李晗冰，2021）[17]。萬海遠和李實（2013）的研究表明，我國戶籍制度造成的個體歧視對城鄉(xiāng)收入差距的負面影響是顯著的[18]。同時，不同的戶籍身份對居民的主觀幸福程度造成負面影響（李平等，2014）[19]，這種負面影響可能體現在教育水平、年齡、戶籍和職業(yè)狀況的差異等（康紅梅，2016;史新杰等，2021）[20][21]，這種身份上的不平等是不完善勞動力市場制度的重要致因。它會導致其職業(yè)身份認同出現普遍困境，形成沒有內生動力和職業(yè)懈怠的“內卷化”特征。進一步，不完善的勞動力市場制度又會導致低效率的勞動力配置并擴大收入差距，這需要完善勞動力配置和一個更加公平合理的收入分配制度對此加以糾正（李實、朱夢冰，2018）[22]。在一項關于參與式社區(qū)綜合發(fā)展的減貧模式的研究中，郭君平等（2017）考察了扶貧和收入分配效應[23]。結論是此種減貧模式有較強的可持續(xù)性，但是不論在“群體”層面上還是在“時期”層面上，對農戶參與各種生產性活動的影響均存在著顯著差異。同時，努力這一關鍵變量在個人社會地位構建中起不到重要作用，政府的作用是為弱勢群體轉變命運提供必要的平臺和渠道，并逐步完善現有的再分配制度。與此相對應，馬良燦和哈洪穎（2017）在考察西部地區(qū)的扶貧項目時，發(fā)現基層扶貧干部的權力受到一定制約、社會力量供給不足以及貧困人口的主體性權利和地位的喪失，是造成扶貧項目陷入結構性困境的重要原因[24]。宏觀層面關于收入不平等與經濟增長等方面的研究，也能幫助我們理解身份認同與貧困之間的重要聯系。例如，龔鋒等（2017）的研究表明，機會不平等對經濟增長有顯著的負向影響，努力不平等對經濟增長有顯著的正向影響[25]。這意味著，貧困人口如果無法擺脫“貧困的身份標簽”，機會不平等是必然的，它不僅無法提高貧困人口的生活水平，也無助于一個國家高質量的經濟增長。

身份認同均等化有助于提升自身行為效益和形成共同的生活價值觀念。農村居民與城市居民身份認同的同化與均等、農村居民身份地位的提升和主體地位的加強對解決貧困問題有積極的促進作用，對全面推動鄉(xiāng)村振興、農業(yè)農村現代化和城鄉(xiāng)融合發(fā)展進程有重要作用。因此，分析身份認同與農村貧困之間的關系，能夠幫助我們更好地理解農村居民主體地位的重要性、身份認同的均等化以及城鄉(xiāng)平等發(fā)展的重要意義，并針對性地提出有價值的政策建議。

三、研究設計

（一）樣本數據

本研究主要使用“中國家庭追蹤調查”（CFPS）2016年和2018年的數據進行回歸分析?！爸袊彝プ粉櫿{查”數據庫較為全面地反映了農村家庭狀況和個人的基本狀況，根據已有文獻采用的相關研究變量來看，該數據庫提供的樣本數據能夠有效地測度身份認同狀況。根據跟蹤匹配的家庭樣本，在進行相關數據處理過程中，本研究首先剔除了缺失和異常的數據，最后得到了每年4487戶家庭的樣本數量。為了消除指標量綱和取值范圍差異的影響，本研究還對各類指標進行最大最小規(guī)范化處理。此外，本研究還對各類連續(xù)變量進行了縮尾處理，改變落在1%和99%分位數之外的極端值。

（二）計量模型

為研究身份認同與返貧阻斷的關系，本研究設定的核心計量模型如下：

（1）

其中，? ? ? 代表農村家庭i在t年的貧困指標，包括農村家庭i在第t年的收入貧困指數、多維貧困指數及不同貧困標準下的貧困狀態(tài)。

代表了農村家庭i在t年的身份認同指數。? ? ? 控制了可能影響家庭貧困狀態(tài)的相關因素，家庭層面包括戶主的身份特征（性別、年齡、婚姻狀態(tài)等）及家庭規(guī)模、社會網絡水平等;地區(qū)層面是指農村家庭所處的地理位置分為東部、中部和西部三個地區(qū)（按照不同地理區(qū)位和不同地區(qū)的經濟社會發(fā)展狀況水平將所在省份劃分）。? ? ? 代表隨機誤差項。

（三）變量選取

1. 被解釋變量（收入和多維貧困指數）

在貧困識別方面，收入貧困依然起著基礎性的作用，而近年越來越多的學者將貧困的視角轉移到多維貧困上，多維貧困更能準確描述貧困的本質（謝家智、車四方，2017）。多維貧困指數（MPI），也稱A-F貧困指數，由Alkire和Foster（2011）提出，MPI可以反映出個體或家庭層面在不同維度上的貧困差異和程度（張全紅等，2011;左停，2017）。因此，本研究選擇將收入貧困標準與多維貧困標準兩個方面作為本研究貧困識別標準。

在收入貧困方面，本研究選取的絕對貧困標準來自于國家貧困線標準的相關界定，即農村家庭的人均純收入，按照2010年不變價（2300元），這一貧困線標準在2016年調整為人均3146元，2018年又調整為人均3535元。在多維貧困方面，參考楊艷琳和付晨玉（2019）對多維貧困維度和指標的設定并結合CFPS數據的可得性，本研究最終選取從教育水平、健康程度、收入水平和生活狀況4個維度、6個指標來測度多維貧困。采用了Alkire-Foster設定的對多維貧困的測量模型和方法，即剝奪臨界值方面采用更為嚴苛的剝奪指標并采用等權重法進行權重設定。參考沈揚揚等（2018）的做法，選取第二重臨界值k=1/3，即某家庭被剝奪指標乘以權重后總得分等于或超過1/3，視為處于多維貧困狀態(tài)（multipov），具體指標含義如表1所示。

2. 解釋變量

（1）身份認同指數

本研究參考大多數學者等級測量的方法（CFPS數據庫中根據問卷劃分的5個等級的綜合社會地位得分，即被訪者選擇自己或家庭所處的等級）來考察身份認同問題。此外，為進一步刻畫出身份地位的轉變影響還引入其他變量來構建身份認同指數。借鑒（范叢，2013）研究身份認同影響因素時重點考察收入、人力資本要素（文化程度、職業(yè)）等變量，其中職業(yè)用職業(yè)聲望SIOPS 衡量，即國際職業(yè)聲望指標（Standard International Occupational Prestige Scale），代表職業(yè)社會經濟地位測量的聲望維度，表示不同職業(yè)類別在社會上所代表的聲望高低。結合田帆（2019）研究得出的資產因素對身份認同的影響要大于收入對身份認同的影響，選擇資產這一因素代替收入有其合理性。鑒于研究的可行性和數據的可獲得性，本研究用以下幾個指標構建身份認同指數并使用熵值法測算（具體指標含義如表2所示）。

（2）控制變量

本研究選取戶主年齡、性別（男性取1，女性取0）以及婚姻狀況（在婚狀態(tài)取1，未婚、同居、離婚、喪偶等非在婚狀態(tài)取0）等個人特征變量和社會網絡（通訊費用以及人情支出占收入的比重）、家庭規(guī)模等家庭特征變量為控制變量。此外，本研究引入東部、中部、西部地區(qū)三個虛擬變量，控制貧困的地區(qū)差異①。

本研究的主要變量描述性統(tǒng)計結果如表3所示。

四、實證分析

本部分首先對基準回歸結果進行分析，探討身份認同的返貧阻斷作用;其次通過更換回歸模型和替換變量兩種方法進行穩(wěn)健性檢驗;再次進行固定效應回歸對內生性問題進行討論;最后對身份認同益貧效應的微觀機制進行異質性分析。本研究首先采用OLS回歸檢驗身份認同指數對收入貧困和多維貧困的影響。

（一）基準回歸

基準回歸結果如表4所示，分別考察了身份認同指數與收入貧困和多維貧困的關系。在回歸（1）和回歸（3）中? ? ? ? ? ? ? ? ? ?系數為負并且在1%水平上顯著，這表明身份認同指數對收入貧困和多維貧困有顯著負向影響，即身份認同對農村家庭有顯著的返貧阻斷效果?；貧w（2）和回歸（4）在加入戶主特征信息及家庭特征等控制變量后，身份認同指數? ? ? ? ? ? ? ? ? ?系數依然顯著為負，這表明戶主性別、婚姻、政治面貌以及家庭社會網絡等均對收入貧困finpovn和多維貧困MPI有著顯著負向影響?；貧w結果實際上與本研究預期一致，即男性戶主、在婚狀態(tài)、黨員以及社會網絡水平更高等特征，不容易使得家庭陷入貧困狀態(tài)。與此同時，家庭規(guī)模對貧困程度有顯著正向影響，這表明越大的家庭規(guī)模，越容易加深家庭的貧困程度，這與實際中的情況是相符合的。

（二）穩(wěn)健性檢驗

本研究選取更換模型和更換解釋變量兩種方法對實證結果進行穩(wěn)健性檢驗。首先，本研究選擇雙向固定效應模型重新進行估計，回歸結果如表5所示。結果表明身份認同指數? ? ? ? ? ? ? ? ? ?仍然在1%水平上顯著為負。具體地，身份認同指數? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 對收入貧困的影響比多維貧困的影響更大一些，這是因為收入提高能夠直觀解決絕對貧困問題，貧困群體也更容易擺脫貧困標簽從而提高自我的身份認同，而多維貧困包含的維度更復雜、影響因素更多，身份認同對多維貧困產生的影響相對較小;其次，為了進一步驗證回歸結果的穩(wěn)健性，本研究將被解釋變量分別替換為收入貧困狀態(tài)incpov（貧困為1，否則為0）和多維貧困狀態(tài)multipov（貧困為1，否則為0）并選擇Probit模型進行回歸。回歸結果顯示，身份認同指數? ? ? ? ? ? ? ? ? ? 在1%的水平上都顯著為負，表明了身份認同對收入貧困狀態(tài)incpov和多維貧困狀態(tài)multipov都有著顯著的益貧效應。在加入控制變量后結果依然顯著。因此，替換變量后的回歸結果也進一步驗證了本研究的基準回歸結果是穩(wěn)健的。

（三）內生性問題討論

考慮到遺漏變量引起的內生性偏誤問題，本研究盡可能控制影響農村家庭收入的諸多因素（如戶主年齡、婚姻狀況、家庭社會網絡水平等），但仍存在一些無法測度的遺漏變量。為緩解部分內生性偏誤，本研究采用固定效應模型進行了回歸分析，得出的結果證實結論依然是穩(wěn)健的，結果見表6?；貧w結果表明，前述結論依然成立，身份認同指數對于收入貧困和多維貧困具有顯著負向影響。

（四）異質性分析

上述實證和分析表明身份認同具有顯著的返貧阻斷效應。但考慮到身份認同的益貧效應在不同群體中的差別，本研究通過地區(qū)、戶主年齡、戶主性別以及受教育水平四個因素開展異質性分析，結果如表7所示。

根據上文的地域劃分，本研究分別考察了身份認同對東部、中部、西部地區(qū)的返貧阻斷效果，結果未見明顯差異。具體來看，在收入貧困方面，東部、中部、西部地區(qū)的身份認同指數的系數依次為-0.1773、-0.0703和-0.0826，這表明在東部地區(qū)身份認同對于收入貧困的影響更明顯，這是因為東部地區(qū)經濟相對發(fā)達，農村群體的身份認同提高后其收入增長幅度較大，進而返貧阻斷效果更明顯。在多維貧困方面，其中東部、中部、西部地區(qū)的系數依次為-0.1188、-0.0997和-0.0967，這說明在東部身份認同對多維貧困的返貧阻斷效果也更加明顯。一個合理的解釋是較其他地區(qū)相比，東部地區(qū)貧困程度較輕，基礎設施和社會公共服務等方面明顯較好，即使用多維貧困來考察，東部地區(qū)身份認同的返貧阻斷效果也更好。

戶主的年齡在一定程度上也會影響身份認同的返貧阻斷效果。本研究利用中位數（54歲）以上、中位數以下的子樣本進行回歸，來考察戶主年齡對身份認同返貧阻斷效果的影響。在收入貧困方面，年齡<54歲和年齡>54歲兩組的系數為-0.1874和-0.0603，說明身份認同對年齡<54歲組的阻貧效果更明顯一些，這是因為年齡<54歲組的脫貧內生動力更強，通過學習賦能的效率更高，身份認同提高得更快，因而其阻貧效果相對明顯。在多維貧困方面，年齡<54歲和年齡>54歲兩組的系數依次為-0.1806、-0.0543。上述對于收入貧困結果的解釋對于多維貧困依然適用。除此之外，另外一個合理的解釋是年齡>54歲組由于年齡較大，身份認同固化情況嚴重，特別是用多維貧困來考察其貧困水平時，這種身份認同固化體現得更加明顯。因此無論從哪個角度考察，年齡<54歲組的身份認同的返貧阻斷效果更顯著。

性別對于身份認同也有一定的影響。在收入貧困方面，男性戶主和女性戶主的系數為-0.1271和-0.0978。在多維貧困方面，男性戶主和女性戶主的系數為-0.1404和-0.0765?？梢钥闯?，不論是在收入貧困方面還是多維貧困方面，相同身份認同指數下，男性戶主的家庭阻斷效果更加明顯?？赡苁且驗楹团詰糁飨啾饶行詰糁髟谏鐣a和社會分工中所處的地位更優(yōu)，因此對于技能的獲得更容易，從而男性戶主的這一家庭特征使得身份認同的阻貧效應相對明顯。

受教育程度是影響人們的認知能力和決策水平的重要因素。本研究利用中位數（1.949）以上、中位數以下的子樣本進行回歸，來檢驗受教育水平的高低對身份認同的返貧阻斷的影響是否有差異。在收入貧困方面，受教育水平較低和受教育水平較高兩組的系數為-0.0716和-0.1455。在多維貧困方面，受教育水平較低和受教育水平較高兩組的系數為-0.0563和-0.1456。可見，不論是在收入貧困方面還是多維貧困方面，戶主受教育水平較高的家庭阻貧效果都更加明顯。顯然，受教育水平越高，身份認同水平越高，認知水平、技能水平和自身發(fā)展水平越強，進而返貧的可能性越低。

五、結論與啟示

本研究基于中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，通過實證考察了農村家庭的身份認同對收入貧困和多維貧困的影響。研究結果顯示，身份認同對收入貧困和多維貧困有顯著負向影響，即身份認同對農村家庭有顯著的返貧阻斷作用。這一基本結論在穩(wěn)健性檢驗和緩解內生性偏誤之后依舊成立。異質性分析表明，家庭所處地區(qū)、戶主的年齡、性別以及受教育水平等因素差異對身份認同發(fā)揮返貧阻斷作用也存在一定程度的影響。

基于上述結論，本研究提出以下政策建議：

第一，保證農民的主體地位，構建基層民主治理模式，促進農民身份的重構，使“農民”身份轉變?yōu)椤熬用瘛焙汀靶滦吐殬I(yè)農民”，最終實現農村與城市的身份認同均等化。

第二，協(xié)調東中西部平衡發(fā)展，提高農村地區(qū)經濟發(fā)展的承載力，消除城鄉(xiāng)差距，全面促進公共服務均等化。不斷完善適合鄉(xiāng)村產業(yè)發(fā)展的金融、財政、用地和社會保障政策，促進一二三產業(yè)融合發(fā)展。搭建針對農民工返鄉(xiāng)就業(yè)創(chuàng)業(yè)的優(yōu)質平臺，讓他們嵌入到多種新型經營主體之中，真正分享到產業(yè)鏈增值的收益。

第三，加強對農村居民的教育和職業(yè)技能培訓。精準脫貧政策實施以來，農村地區(qū)形成了大量針對新型技能的勞動力缺口。新型技能體現在農業(yè)經營管理、合作社帶頭人、生態(tài)農業(yè)、新技術和新業(yè)態(tài)等。許多農村居民由于缺少新型技能無法轉型為新型職業(yè)農民，身份轉變和重構未能根本實現，無法享受到農村農業(yè)現代化帶來的紅利。因此，必須注重農村居民新型技能培養(yǎng)，提高其勞動生產率，在農村居民中培育和扶持具有職業(yè)素質的鄉(xiāng)村企業(yè)家，為鄉(xiāng)村振興提供源源不斷的優(yōu)質人力資本。

[參考文獻]

[1]? 黃祖輝.改革開放四十年：中國農業(yè)產業(yè)組織的變革與前瞻[J].農業(yè)經濟問題，2018，（11）.

[2]? 賀雪峰.鄉(xiāng)村振興與農村集體經濟[J].武漢大學學報（哲學社會科學版），2019，（4）.

[3]? 李斌，張貴生.農業(yè)轉移人口身份認同的分化邏輯[J].社會學研究，2019，（3）.

[4]? Basu.K. 2013.Group Identity，Productivity and Well-being Policy Implications for Promoting Development. Journal of Human Development and Capabilities，14（3）.

[5]? 李書娟，徐現祥.身份認同與經濟增長[J].經濟學（季刊），2016，（3）.

[6]? 程漱蘭，陳焱.與貧困作斗爭：機遇、賦權和安全保障──《2000/2001年世界發(fā)展報告》評介[J].管理世界，2001，（6）.

[7]? 章元，萬廣華，史清華.暫時性貧困與慢性貧困的度量、分解和決定因素分析[J].經濟研究，2013，（4）.

[8]? 鄒薇，方迎風.中國農村區(qū)域性貧困陷阱研究——基于“群體效應”的視角[J].經濟學動態(tài)，2012，（6）.

[9]? 萬廣華，劉飛，章元.資產視角下的貧困脆弱性分解：基于中國農戶面板數據的經驗分析[J].中國農村經濟，2014，（4）.

[10]? 劉振杰，常為民，嚴少軍.農村殘疾人生活狀況調查——以河南省部分貧困地區(qū)為例[J].殘疾人研究，2015，（1）.

[11]? 徐超，李林木.城鄉(xiāng)低保是否有助于未來減貧——基于貧困脆弱性的實證分析[J].財貿經濟，2017，（5）.

[12]? kerlof，G.and R.Kranton.2000.Economics and Identity.The Quarterly Journal of Economics 115（3）.

[13]? Sen，A.1985.Goals，Commitment，and Identity.Journal of Law，Economics，and Organization. 1（2）.

[14]? Basu K.2013. Group identity，productivity and well-being policy implications for promoting development[J]. Journal of Human Development and Capabilities，14（3）.

[15]? 袁方，史清華.不平等之再檢驗：可行能力和收入不平等與農民工福利[J].管理世界，2013，（10）.

[16]? 陳云松，張翼.城鎮(zhèn)化的不平等效應與社會融合[J].中國社會科學，2015，（6）.

[17]? 王志濤，李晗冰.身份認同、個人技能與農民工返鄉(xiāng)意愿——基于CMDS數據的實證研究[J].經濟經緯，2021，（3）.

[18]? 萬海遠，李實.戶籍歧視對城鄉(xiāng)收入差距的影響[J].經濟研究，2013，（9）.

[19]? 李平，朱國軍.社會資本、身份特征與居民幸福感——基于中國居民社會網絡變遷的視角[J].經濟評論，2014，（6）.

[20]? 康紅梅.社會排斥背景下底層群體“內卷化”職業(yè)身份認同研究——以環(huán)衛(wèi)農民工為例[J].理論月刊，2016，（1）.

[21]? 史新杰，方師樂，高敘文.基礎教育、職業(yè)培訓與農民工外出收入——基于生命周期的視角[J].財經研究，2021，（1）.

[22]? 李實，朱夢冰.中國經濟轉型40年中居民收入差距的變動[J].管理世界，2018，（12）.

[23]? 郭君平，寧愛照，曲頌.參與式社區(qū)綜合發(fā)展“益貧”還是“溢富”？——基于精準扶貧和收入分配效應視角[J].農業(yè)經濟問題，2017，（10）.

[24]? 馬良燦，哈洪穎.項目扶貧的基層遭遇：結構化困境與治理圖景[J].中國農村觀察，2017，（1）.

[25]? 龔鋒，李智，雷欣.努力對機會不平等的影響：測度與比較[J].經濟研究，2017，（3）.

[責任編輯：甘小梅? 胡? ?梁]