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[摘 要] 基于2016年、2018年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，通过实证分析身份认同与返贫阻断之间的关系。结果表明：身份认同具有显著的返贫阻断作用，在加入控制变量后结果依然显著，在更换计量方法和更换解释变量后结果依然稳健。异质性分析表明戶主的年龄、性别、受教育水平以及地区因素对身份认同的返贫阻断也存在一定程度的影响。基于以上结论，建议保证农民的主体地位，构建均等化的身份认同并发挥其益贫效应，能够更好地巩固脱贫攻坚成果并促进乡村全面振兴;同时，搭建针对农民工返乡就业创业的优质平台，注重农村居民新型技能培养，提高其劳动生产率，为乡村振兴提供源源不断的优质人力资本。
[关键词] 多维贫困;身份认同;返贫阻断;相对贫困治理;乡村振兴;农民就业
[中图分类号] F019.3 [文献标识码] A [文章编号] 1002-8129（2021）11-0060-10
一、引言
2020年11月23日，贵州省的9个县在贫困县的序列退出之后，我国的832个贫困县彻底脱贫摘帽，全国脱贫攻坚目标顺利完成，绝对贫困问题在中国得到彻底解决。需要注意的是，绝对贫困的消除并不意味着减贫事业的止步，贫困脆弱性决定了刚跨过贫困线的脱贫人口依然存在返贫的可能性。因此阻断返贫并提高脱贫质量不仅关系到脱贫攻坚成果的巩固，还关系到乡村振兴战略的顺利推进，这是由乡村振兴中的参与主体与目前研究中存在的问题决定的。首先，广大农民要成为乡村振兴的主体力量（黄祖辉，2018）[1]，乡村振兴的基本前提与条件是以农民为主体，让农民自己建设其美好生活（贺雪峰，2019）[2]。其次，个体在群体和社会中的融入感以及融入后的身份转变和身份认同至关重要，这决定了个体在从事各类生产性活动中的行为和动能。所以，身份上的不平等很大程度上会导致农民的内生动力不足（李斌、张贵生，2019）[3]。贫困群体拥有群体归属感以及享有基本的公民权利是贫困治理和摆脱贫困的重中之重，这是因为如果缺失了权利，在造成个体地位边缘化的同时，还会加大他们成为贫困群体或者返贫的可能性（Basu，2013）[4]。最后，正是因为农业劳动者对于身份认同的高度一致性（李书娟、徐现祥，2016）[5]，促进农民身份转变是农村农业现代化的必然发展趋势，也是解决中国“三农”问题的重要环节。从更长远来看，构建阻断返贫和解决相对贫困的长效机制应注重人的主体地位、身份转变和利益共享。因此，考察身份认同的返贫阻断和增收致富作用，能够为促进农村居民与城市居民的身份认同均等化提供理论支撑和政策建议。
本研究的边际贡献主要表现在以下几个方面：第一，从身份认同的视角出发分析其返贫阻断效果，构建身份认同指数并进行实证检验，同时对影响机理进行了系统性解释;第二，考虑到转型贫困群体和潜在贫困群体多维度贫困的特点，本研究将多维度贫困标准衡量的贫困程度，与收入贫困程度进行比较，较为全面地反映了家庭贫困状况;第三，本研究使用中国家庭追踪调查（CFPS）数据实证检验了身份认同的阻贫效果，并从微观层面进行了更细致的分析，为实现身份认同的均等化并实现乡村振兴提供了经验证据。
本研究的结构按照如下方式进行安排：第二部分为相关的文献分析和评述;第三部分为相关研究设计内容，包括样本数据、指标设计、计量经济模型设计和对各类变量的描述性统计;第四部分为实证研究，包含稳健性分析、异质性讨论和影响机制的有关检验等内容;第五部分为本章的主要结论与相关的政策建议。
二、文献综述
贫困是全世界共同面临的难题，各国政府也一直致力于减贫。关于贫困的定义，世界银行在2000-2001年度的《世界发展报告》中给出了系统的诠释：贫困既是一种低收入和低消费现象，也是在人类发展过程中的其他领域诸如医疗卫生、健康、教育、政治社会地位以及安全保障等面临的不利状况，这些不利因素造成了贫困群体在尊严、自信自尊和权力等方面的缺乏（程漱兰、陈焱，2001）[6]。这意味着贫困是多维的，这为学者们研究贫困与减贫问题提供了新视角。例如章元等（2012）指出慢性贫困是贫困现象的重要表征，政府及社会必须在医疗、教育和技术能力上对贫困群体给予相关支持[7]。与此相类似，邹薇和方迎风（2012）认为减缓贫困脆弱性和长期性的有效方法是“能力开发”[8]。万广华等（2014）的研究发现，提高资产水平能够显著降低贫困脆弱性，因此，应促进贫困群体资产的不断积累并提高其运用效率从而达到减贫和降低贫困脆弱性的目的[9]。如果将教育、医疗和养老等纳入到个人的资产范畴，能够产生显著的福利效应（刘振杰等，2015）[10]。然而，如果低保只在当期发挥减贫效应，长期来看则无法达到降低贫困脆弱性的作用（徐超、李林木，2017）[11]。与此同时，产业扶贫的重要性逐步凸显。这是因为，一方面产业扶贫能显著降低贫困的脆弱性;另一方面产业扶贫在中国的减贫实践和创业减贫中发挥了重要作用，随着脱贫攻坚的不断深入，面对一些难以脱贫的深度贫困群体，如何从多维贫困角度出发激发其脱贫内生动力成为学界关注的热点，国家和政府也多次提到保障农民主体地位，确保农民群体发展的权利，身份认同与主体地位同属一个范畴也成为学者们研究贫困问题的一个新的热点。
身份认同是认识贫困、贫困治理和测量组织行为的重要维度。身份认同的早期研究采取了哲学的理论范式。此后，由于身份认同理论的强大解释力使得其在社会学、心理学、经济学和管理学中得到广泛应用。在经济学中的应用包括Akerlof和Kranton（2000）[12]、Sen（1985，2004）[13]以及Basu（2013）[14]等的开拓性研究。例如，Sen（1985）的研究表明，人们面对的饥荒并不一定源于食物的匮乏，而是因为贫困人口没有获得这些食物的权利[13]。Basu（2013）认为一个人在一个群体中的身份认同以及在社会中的融入感非常重要，它们决定了这个人从事生产性活动的能力[14]。这意味着，如果一个人认为其处于一个边缘化的地位，他（她）会倾向于放弃。 身份与群体效应中的群体层次密切相关，群体层次是影响个体生活水平以及区域贫困状况的重要因素（邹薇、方迎风，2012）[8]。袁方（2013）等在考察农民工福利时，区分了基于收入的不平等和基于能力的不平等，得出的结论是收入不平等对那些低能力和低收入的农民工的福利造成显著的负面影响[15]。所以，即使在收入水平上没有差异，但是进城农民和城市居民在身份认同等方面的显著差异却造成了二者之间事实上的不平等（陈云松、张翼，2015）[16]，农民工城市身份认同水平越高其居留于城市的意愿也越高（王志涛、李晗冰，2021）[17]。万海远和李实（2013）的研究表明，我国户籍制度造成的个体歧视对城乡收入差距的负面影响是显著的[18]。同时，不同的户籍身份对居民的主观幸福程度造成负面影响（李平等，2014）[19]，这种负面影响可能体现在教育水平、年龄、户籍和职业状况的差异等（康红梅，2016;史新杰等，2021）[20][21]，这种身份上的不平等是不完善劳动力市场制度的重要致因。它会导致其职业身份认同出现普遍困境，形成没有内生动力和职业懈怠的“内卷化”特征。进一步，不完善的劳动力市场制度又会导致低效率的劳动力配置并扩大收入差距，这需要完善劳动力配置和一个更加公平合理的收入分配制度对此加以纠正（李实、朱梦冰，2018）[22]。在一项关于参与式社区综合发展的减贫模式的研究中，郭君平等（2017）考察了扶贫和收入分配效应[23]。结论是此种减贫模式有较强的可持续性，但是不论在“群体”层面上还是在“时期”层面上，对农户参与各种生产性活动的影响均存在着显著差异。同时，努力这一关键变量在个人社会地位构建中起不到重要作用，政府的作用是为弱势群体转变命运提供必要的平台和渠道，并逐步完善现有的再分配制度。与此相对应，马良灿和哈洪颖（2017）在考察西部地区的扶贫项目时，发现基层扶贫干部的权力受到一定制约、社会力量供给不足以及贫困人口的主体性权利和地位的丧失，是造成扶贫项目陷入结构性困境的重要原因[24]。宏观层面关于收入不平等与经济增长等方面的研究，也能帮助我们理解身份认同与贫困之间的重要联系。例如，龚锋等（2017）的研究表明，机会不平等对经济增长有显著的负向影响，努力不平等对经济增长有显著的正向影响[25]。这意味着，贫困人口如果无法摆脱“贫困的身份标签”，机会不平等是必然的，它不仅无法提高贫困人口的生活水平，也无助于一个国家高质量的经济增长。
身份认同均等化有助于提升自身行为效益和形成共同的生活价值观念。农村居民与城市居民身份认同的同化与均等、农村居民身份地位的提升和主体地位的加强对解决贫困问题有积极的促进作用，对全面推动乡村振兴、农业农村现代化和城乡融合发展进程有重要作用。因此，分析身份认同与农村贫困之间的关系，能够帮助我们更好地理解农村居民主体地位的重要性、身份认同的均等化以及城乡平等发展的重要意义，并针对性地提出有价值的政策建议。
三、研究设计
（一）样本数据
本研究主要使用“中国家庭追踪调查”（CFPS）2016年和2018年的数据进行回归分析。“中国家庭追踪调查”数据库较为全面地反映了农村家庭状况和个人的基本状况，根据已有文献采用的相关研究变量来看，该数据库提供的样本数据能够有效地测度身份认同状况。根据跟踪匹配的家庭样本，在进行相关数据处理过程中，本研究首先剔除了缺失和异常的数据，最后得到了每年4487户家庭的样本数量。为了消除指标量纲和取值范围差异的影响，本研究还对各类指标进行最大最小规范化处理。此外，本研究还对各类连续变量进行了缩尾处理，改变落在1%和99%分位数之外的极端值。
（二）计量模型
为研究身份认同与返贫阻断的关系，本研究设定的核心计量模型如下：
（1）
其中， 代表农村家庭i在t年的贫困指标，包括农村家庭i在第t年的收入贫困指数、多维贫困指数及不同贫困标准下的贫困状态。
代表了农村家庭i在t年的身份认同指数。 控制了可能影響家庭贫困状态的相关因素，家庭层面包括户主的身份特征（性别、年龄、婚姻状态等）及家庭规模、社会网络水平等;地区层面是指农村家庭所处的地理位置分为东部、中部和西部三个地区（按照不同地理区位和不同地区的经济社会发展状况水平将所在省份划分）。 代表随机误差项。
（三）变量选取
1. 被解释变量（收入和多维贫困指数）
在贫困识别方面，收入贫困依然起着基础性的作用，而近年越来越多的学者将贫困的视角转移到多维贫困上，多维贫困更能准确描述贫困的本质（谢家智、车四方，2017）。多维贫困指数（MPI），也称A-F贫困指数，由Alkire和Foster（2011）提出，MPI可以反映出个体或家庭层面在不同维度上的贫困差异和程度（张全红等，2011;左停，2017）。因此，本研究选择将收入贫困标准与多维贫困标准两个方面作为本研究贫困识别标准。
在收入贫困方面，本研究选取的绝对贫困标准来自于国家贫困线标准的相关界定，即农村家庭的人均纯收入，按照2010年不变价（2300元），这一贫困线标准在2016年调整为人均3146元，2018年又调整为人均3535元。在多维贫困方面，参考杨艳琳和付晨玉（2019）对多维贫困维度和指标的设定并结合CFPS数据的可得性，本研究最终选取从教育水平、健康程度、收入水平和生活状况4个维度、6个指标来测度多维贫困。采用了Alkire-Foster设定的对多维贫困的测量模型和方法，即剥夺临界值方面采用更为严苛的剥夺指标并采用等权重法进行权重设定。参考沈扬扬等（2018）的做法，选取第二重临界值k=1/3，即某家庭被剥夺指标乘以权重后总得分等于或超过1/3，视为处于多维贫困状态（multipov），具体指标含义如表1所示。 2. 解释变量
（1）身份认同指数
本研究参考大多数学者等级测量的方法（CFPS数据库中根据问卷划分的5个等级的综合社会地位得分，即被访者选择自己或家庭所处的等级）来考察身份认同问题。此外，为进一步刻画出身份地位的转变影响还引入其他变量来构建身份认同指数。借鉴（范丛，2013）研究身份认同影响因素时重点考察收入、人力资本要素（文化程度、职业）等变量，其中职业用职业声望SIOPS 衡量，即国际职业声望指标（Standard International Occupational Prestige Scale），代表职业社会经济地位测量的声望维度，表示不同职业类别在社会上所代表的声望高低。结合田帆（2019）研究得出的资产因素对身份认同的影响要大于收入对身份认同的影响，选择资产这一因素代替收入有其合理性。鉴于研究的可行性和数据的可获得性，本研究用以下几个指标构建身份认同指数并使用熵值法测算（具体指标含义如表2所示）。
（2）控制变量
本研究选取户主年龄、性别（男性取1，女性取0）以及婚姻状况（在婚状态取1，未婚、同居、离婚、丧偶等非在婚状态取0）等个人特征变量和社会网络（通讯费用以及人情支出占收入的比重）、家庭规模等家庭特征变量为控制变量。此外，本研究引入东部、中部、西部地区三个虚拟变量，控制贫困的地区差异①。
本研究的主要变量描述性统计结果如表3所示。
四、实证分析
本部分首先对基准回归结果进行分析，探讨身份认同的返贫阻断作用;其次通过更换回归模型和替换变量两种方法进行稳健性检验;再次进行固定效应回归对内生性问题进行讨论;最后对身份认同益贫效应的微观机制进行异质性分析。本研究首先采用OLS回归检验身份认同指数对收入贫困和多维贫困的影响。
（一）基准回归
基准回归结果如表4所示，分别考察了身份认同指数与收入贫困和多维贫困的关系。在回归（1）和回归（3）中 系数为负并且在1%水平上显著，这表明身份认同指数对收入贫困和多维贫困有显著负向影响，即身份认同对农村家庭有显著的返贫阻断效果。回归（2）和回归（4）在加入户主特征信息及家庭特征等控制变量后，身份认同指数 系数依然显著为负，这表明户主性别、婚姻、政治面貌以及家庭社会网络等均对收入贫困finpovn和多维贫困MPI有着显著负向影响。回归结果实际上与本研究预期一致，即男性户主、在婚状态、党员以及社会网络水平更高等特征，不容易使得家庭陷入贫困状态。与此同时，家庭规模对贫困程度有显著正向影响，这表明越大的家庭规模，越容易加深家庭的贫困程度，这与实际中的情况是相符合的。
（二）稳健性检验
本研究選取更换模型和更换解释变量两种方法对实证结果进行稳健性检验。首先，本研究选择双向固定效应模型重新进行估计，回归结果如表5所示。结果表明身份认同指数 仍然在1%水平上显著为负。具体地，身份认同指数 对收入贫困的影响比多维贫困的影响更大一些，这是因为收入提高能够直观解决绝对贫困问题，贫困群体也更容易摆脱贫困标签从而提高自我的身份认同，而多维贫困包含的维度更复杂、影响因素更多，身份认同对多维贫困产生的影响相对较小;其次，为了进一步验证回归结果的稳健性，本研究将被解释变量分别替换为收入贫困状态incpov（贫困为1，否则为0）和多维贫困状态multipov（贫困为1，否则为0）并选择Probit模型进行回归。回归结果显示，身份认同指数 在1%的水平上都显著为负，表明了身份认同对收入贫困状态incpov和多维贫困状态multipov都有着显著的益贫效应。在加入控制变量后结果依然显著。因此，替换变量后的回归结果也进一步验证了本研究的基准回归结果是稳健的。
（三）内生性问题讨论
考虑到遗漏变量引起的内生性偏误问题，本研究尽可能控制影响农村家庭收入的诸多因素（如户主年龄、婚姻状况、家庭社会网络水平等），但仍存在一些无法测度的遗漏变量。为缓解部分内生性偏误，本研究采用固定效应模型进行了回归分析，得出的结果证实结论依然是稳健的，结果见表6。回归结果表明，前述结论依然成立，身份认同指数对于收入贫困和多维贫困具有显著负向影响。
（四）异质性分析
上述实证和分析表明身份认同具有显著的返贫阻断效应。但考虑到身份认同的益贫效应在不同群体中的差别，本研究通过地区、户主年龄、户主性别以及受教育水平四个因素开展异质性分析，结果如表7所示。
根据上文的地域划分，本研究分别考察了身份认同对东部、中部、西部地区的返贫阻断效果，结果未见明显差异。具体来看，在收入贫困方面，东部、中部、西部地区的身份认同指数的系数依次为-0.1773、-0.0703和-0.0826，这表明在东部地区身份认同对于收入贫困的影响更明显，这是因为东部地区经济相对发达，农村群体的身份认同提高后其收入增长幅度较大，进而返贫阻断效果更明显。在多维贫困方面，其中东部、中部、西部地区的系数依次为-0.1188、-0.0997和-0.0967，这说明在东部身份认同对多维贫困的返贫阻断效果也更加明显。一个合理的解释是较其他地区相比，东部地区贫困程度较轻，基础设施和社会公共服务等方面明显较好，即使用多维贫困来考察，东部地区身份认同的返贫阻断效果也更好。 户主的年龄在一定程度上也会影响身份认同的返贫阻断效果。本研究利用中位数（54岁）以上、中位数以下的子样本进行回归，来考察户主年龄对身份认同返贫阻断效果的影响。在收入贫困方面，年龄<54岁和年龄>54岁两组的系数为-0.1874和-0.0603，说明身份认同对年龄<54岁组的阻贫效果更明显一些，这是因为年龄<54岁组的脱贫内生动力更强，通过学习赋能的效率更高，身份认同提高得更快，因而其阻贫效果相对明显。在多维贫困方面，年龄<54岁和年龄>54岁两组的系数依次为-0.1806、-0.0543。上述对于收入贫困结果的解释对于多维贫困依然适用。除此之外，另外一个合理的解释是年龄>54岁组由于年龄较大，身份认同固化情况严重，特别是用多维贫困来考察其贫困水平时，这种身份认同固化体现得更加明显。因此无论从哪个角度考察，年龄<54岁组的身份认同的返贫阻断效果更显著。
性别对于身份认同也有一定的影响。在收入贫困方面，男性户主和女性户主的系数为-0.1271和-0.0978。在多维贫困方面，男性户主和女性户主的系数为-0.1404和-0.0765。可以看出，不论是在收入贫困方面还是多维贫困方面，相同身份认同指数下，男性户主的家庭阻断效果更加明显。可能是因为和女性户主相比男性户主在社会生产和社会分工中所处的地位更优，因此对于技能的获得更容易，从而男性户主的这一家庭特征使得身份认同的阻贫效应相对明显。
受教育程度是影响人们的认知能力和决策水平的重要因素。本研究利用中位数（1.949）以上、中位数以下的子样本进行回归，来检验受教育水平的高低对身份认同的返贫阻断的影响是否有差异。在收入贫困方面，受教育水平较低和受教育水平较高两组的系数为-0.0716和-0.1455。在多维贫困方面，受教育水平较低和受教育水平较高两组的系数为-0.0563和-0.1456。可见，不论是在收入贫困方面还是多维贫困方面，户主受教育水平较高的家庭阻贫效果都更加明显。显然，受教育水平越高，身份认同水平越高，认知水平、技能水平和自身发展水平越强，进而返贫的可能性越低。
五、结论与启示
本研究基于中国家庭追踪调查（CFPS）数据，通过实证考察了农村家庭的身份认同对收入贫困和多维贫困的影响。研究结果显示，身份认同对收入贫困和多维贫困有显著负向影响，即身份认同对农村家庭有显著的返贫阻断作用。这一基本结论在稳健性检验和缓解内生性偏误之后依旧成立。异质性分析表明，家庭所处地区、户主的年龄、性别以及受教育水平等因素差异对身份认同发挥返贫阻断作用也存在一定程度的影响。
基于上述结论，本研究提出以下政策建议：
第一，保证农民的主体地位，构建基层民主治理模式，促进农民身份的重构，使“农民”身份转变为“居民”和“新型职业农民”，最终实现农村与城市的身份认同均等化。
第二，協调东中西部平衡发展，提高农村地区经济发展的承载力，消除城乡差距，全面促进公共服务均等化。不断完善适合乡村产业发展的金融、财政、用地和社会保障政策，促进一二三产业融合发展。搭建针对农民工返乡就业创业的优质平台，让他们嵌入到多种新型经营主体之中，真正分享到产业链增值的收益。
第三，加强对农村居民的教育和职业技能培训。精准脱贫政策实施以来，农村地区形成了大量针对新型技能的劳动力缺口。新型技能体现在农业经营管理、合作社带头人、生态农业、新技术和新业态等。许多农村居民由于缺少新型技能无法转型为新型职业农民，身份转变和重构未能根本实现，无法享受到农村农业现代化带来的红利。因此，必须注重农村居民新型技能培养，提高其劳动生产率，在农村居民中培育和扶持具有职业素质的乡村企业家，为乡村振兴提供源源不断的优质人力资本。
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[责任编辑：甘小梅 胡 梁]
[关键词] 多维贫困;身份认同;返贫阻断;相对贫困治理;乡村振兴;农民就业
[中图分类号] F019.3 [文献标识码] A [文章编号] 1002-8129（2021）11-0060-10
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2020年11月23日，贵州省的9个县在贫困县的序列退出之后，我国的832个贫困县彻底脱贫摘帽，全国脱贫攻坚目标顺利完成，绝对贫困问题在中国得到彻底解决。需要注意的是，绝对贫困的消除并不意味着减贫事业的止步，贫困脆弱性决定了刚跨过贫困线的脱贫人口依然存在返贫的可能性。因此阻断返贫并提高脱贫质量不仅关系到脱贫攻坚成果的巩固，还关系到乡村振兴战略的顺利推进，这是由乡村振兴中的参与主体与目前研究中存在的问题决定的。首先，广大农民要成为乡村振兴的主体力量（黄祖辉，2018）[1]，乡村振兴的基本前提与条件是以农民为主体，让农民自己建设其美好生活（贺雪峰，2019）[2]。其次，个体在群体和社会中的融入感以及融入后的身份转变和身份认同至关重要，这决定了个体在从事各类生产性活动中的行为和动能。所以，身份上的不平等很大程度上会导致农民的内生动力不足（李斌、张贵生，2019）[3]。贫困群体拥有群体归属感以及享有基本的公民权利是贫困治理和摆脱贫困的重中之重，这是因为如果缺失了权利，在造成个体地位边缘化的同时，还会加大他们成为贫困群体或者返贫的可能性（Basu，2013）[4]。最后，正是因为农业劳动者对于身份认同的高度一致性（李书娟、徐现祥，2016）[5]，促进农民身份转变是农村农业现代化的必然发展趋势，也是解决中国“三农”问题的重要环节。从更长远来看，构建阻断返贫和解决相对贫困的长效机制应注重人的主体地位、身份转变和利益共享。因此，考察身份认同的返贫阻断和增收致富作用，能够为促进农村居民与城市居民的身份认同均等化提供理论支撑和政策建议。
本研究的边际贡献主要表现在以下几个方面：第一，从身份认同的视角出发分析其返贫阻断效果，构建身份认同指数并进行实证检验，同时对影响机理进行了系统性解释;第二，考虑到转型贫困群体和潜在贫困群体多维度贫困的特点，本研究将多维度贫困标准衡量的贫困程度，与收入贫困程度进行比较，较为全面地反映了家庭贫困状况;第三，本研究使用中国家庭追踪调查（CFPS）数据实证检验了身份认同的阻贫效果，并从微观层面进行了更细致的分析，为实现身份认同的均等化并实现乡村振兴提供了经验证据。
本研究的结构按照如下方式进行安排：第二部分为相关的文献分析和评述;第三部分为相关研究设计内容，包括样本数据、指标设计、计量经济模型设计和对各类变量的描述性统计;第四部分为实证研究，包含稳健性分析、异质性讨论和影响机制的有关检验等内容;第五部分为本章的主要结论与相关的政策建议。
二、文献综述
贫困是全世界共同面临的难题，各国政府也一直致力于减贫。关于贫困的定义，世界银行在2000-2001年度的《世界发展报告》中给出了系统的诠释：贫困既是一种低收入和低消费现象，也是在人类发展过程中的其他领域诸如医疗卫生、健康、教育、政治社会地位以及安全保障等面临的不利状况，这些不利因素造成了贫困群体在尊严、自信自尊和权力等方面的缺乏（程漱兰、陈焱，2001）[6]。这意味着贫困是多维的，这为学者们研究贫困与减贫问题提供了新视角。例如章元等（2012）指出慢性贫困是贫困现象的重要表征，政府及社会必须在医疗、教育和技术能力上对贫困群体给予相关支持[7]。与此相类似，邹薇和方迎风（2012）认为减缓贫困脆弱性和长期性的有效方法是“能力开发”[8]。万广华等（2014）的研究发现，提高资产水平能够显著降低贫困脆弱性，因此，应促进贫困群体资产的不断积累并提高其运用效率从而达到减贫和降低贫困脆弱性的目的[9]。如果将教育、医疗和养老等纳入到个人的资产范畴，能够产生显著的福利效应（刘振杰等，2015）[10]。然而，如果低保只在当期发挥减贫效应，长期来看则无法达到降低贫困脆弱性的作用（徐超、李林木，2017）[11]。与此同时，产业扶贫的重要性逐步凸显。这是因为，一方面产业扶贫能显著降低贫困的脆弱性;另一方面产业扶贫在中国的减贫实践和创业减贫中发挥了重要作用，随着脱贫攻坚的不断深入，面对一些难以脱贫的深度贫困群体，如何从多维贫困角度出发激发其脱贫内生动力成为学界关注的热点，国家和政府也多次提到保障农民主体地位，确保农民群体发展的权利，身份认同与主体地位同属一个范畴也成为学者们研究贫困问题的一个新的热点。
身份认同是认识贫困、贫困治理和测量组织行为的重要维度。身份认同的早期研究采取了哲学的理论范式。此后，由于身份认同理论的强大解释力使得其在社会学、心理学、经济学和管理学中得到广泛应用。在经济学中的应用包括Akerlof和Kranton（2000）[12]、Sen（1985，2004）[13]以及Basu（2013）[14]等的开拓性研究。例如，Sen（1985）的研究表明，人们面对的饥荒并不一定源于食物的匮乏，而是因为贫困人口没有获得这些食物的权利[13]。Basu（2013）认为一个人在一个群体中的身份认同以及在社会中的融入感非常重要，它们决定了这个人从事生产性活动的能力[14]。这意味着，如果一个人认为其处于一个边缘化的地位，他（她）会倾向于放弃。 身份与群体效应中的群体层次密切相关，群体层次是影响个体生活水平以及区域贫困状况的重要因素（邹薇、方迎风，2012）[8]。袁方（2013）等在考察农民工福利时，区分了基于收入的不平等和基于能力的不平等，得出的结论是收入不平等对那些低能力和低收入的农民工的福利造成显著的负面影响[15]。所以，即使在收入水平上没有差异，但是进城农民和城市居民在身份认同等方面的显著差异却造成了二者之间事实上的不平等（陈云松、张翼，2015）[16]，农民工城市身份认同水平越高其居留于城市的意愿也越高（王志涛、李晗冰，2021）[17]。万海远和李实（2013）的研究表明，我国户籍制度造成的个体歧视对城乡收入差距的负面影响是显著的[18]。同时，不同的户籍身份对居民的主观幸福程度造成负面影响（李平等，2014）[19]，这种负面影响可能体现在教育水平、年龄、户籍和职业状况的差异等（康红梅，2016;史新杰等，2021）[20][21]，这种身份上的不平等是不完善劳动力市场制度的重要致因。它会导致其职业身份认同出现普遍困境，形成没有内生动力和职业懈怠的“内卷化”特征。进一步，不完善的劳动力市场制度又会导致低效率的劳动力配置并扩大收入差距，这需要完善劳动力配置和一个更加公平合理的收入分配制度对此加以纠正（李实、朱梦冰，2018）[22]。在一项关于参与式社区综合发展的减贫模式的研究中，郭君平等（2017）考察了扶贫和收入分配效应[23]。结论是此种减贫模式有较强的可持续性，但是不论在“群体”层面上还是在“时期”层面上，对农户参与各种生产性活动的影响均存在着显著差异。同时，努力这一关键变量在个人社会地位构建中起不到重要作用，政府的作用是为弱势群体转变命运提供必要的平台和渠道，并逐步完善现有的再分配制度。与此相对应，马良灿和哈洪颖（2017）在考察西部地区的扶贫项目时，发现基层扶贫干部的权力受到一定制约、社会力量供给不足以及贫困人口的主体性权利和地位的丧失，是造成扶贫项目陷入结构性困境的重要原因[24]。宏观层面关于收入不平等与经济增长等方面的研究，也能帮助我们理解身份认同与贫困之间的重要联系。例如，龚锋等（2017）的研究表明，机会不平等对经济增长有显著的负向影响，努力不平等对经济增长有显著的正向影响[25]。这意味着，贫困人口如果无法摆脱“贫困的身份标签”，机会不平等是必然的，它不仅无法提高贫困人口的生活水平，也无助于一个国家高质量的经济增长。
身份认同均等化有助于提升自身行为效益和形成共同的生活价值观念。农村居民与城市居民身份认同的同化与均等、农村居民身份地位的提升和主体地位的加强对解决贫困问题有积极的促进作用，对全面推动乡村振兴、农业农村现代化和城乡融合发展进程有重要作用。因此，分析身份认同与农村贫困之间的关系，能够帮助我们更好地理解农村居民主体地位的重要性、身份认同的均等化以及城乡平等发展的重要意义，并针对性地提出有价值的政策建议。
三、研究设计
（一）样本数据
本研究主要使用“中国家庭追踪调查”（CFPS）2016年和2018年的数据进行回归分析。“中国家庭追踪调查”数据库较为全面地反映了农村家庭状况和个人的基本状况，根据已有文献采用的相关研究变量来看，该数据库提供的样本数据能够有效地测度身份认同状况。根据跟踪匹配的家庭样本，在进行相关数据处理过程中，本研究首先剔除了缺失和异常的数据，最后得到了每年4487户家庭的样本数量。为了消除指标量纲和取值范围差异的影响，本研究还对各类指标进行最大最小规范化处理。此外，本研究还对各类连续变量进行了缩尾处理，改变落在1%和99%分位数之外的极端值。
（二）计量模型
为研究身份认同与返贫阻断的关系，本研究设定的核心计量模型如下：
（1）
其中， 代表农村家庭i在t年的贫困指标，包括农村家庭i在第t年的收入贫困指数、多维贫困指数及不同贫困标准下的贫困状态。
代表了农村家庭i在t年的身份认同指数。 控制了可能影響家庭贫困状态的相关因素，家庭层面包括户主的身份特征（性别、年龄、婚姻状态等）及家庭规模、社会网络水平等;地区层面是指农村家庭所处的地理位置分为东部、中部和西部三个地区（按照不同地理区位和不同地区的经济社会发展状况水平将所在省份划分）。 代表随机误差项。
（三）变量选取
1. 被解释变量（收入和多维贫困指数）
在贫困识别方面，收入贫困依然起着基础性的作用，而近年越来越多的学者将贫困的视角转移到多维贫困上，多维贫困更能准确描述贫困的本质（谢家智、车四方，2017）。多维贫困指数（MPI），也称A-F贫困指数，由Alkire和Foster（2011）提出，MPI可以反映出个体或家庭层面在不同维度上的贫困差异和程度（张全红等，2011;左停，2017）。因此，本研究选择将收入贫困标准与多维贫困标准两个方面作为本研究贫困识别标准。
在收入贫困方面，本研究选取的绝对贫困标准来自于国家贫困线标准的相关界定，即农村家庭的人均纯收入，按照2010年不变价（2300元），这一贫困线标准在2016年调整为人均3146元，2018年又调整为人均3535元。在多维贫困方面，参考杨艳琳和付晨玉（2019）对多维贫困维度和指标的设定并结合CFPS数据的可得性，本研究最终选取从教育水平、健康程度、收入水平和生活状况4个维度、6个指标来测度多维贫困。采用了Alkire-Foster设定的对多维贫困的测量模型和方法，即剥夺临界值方面采用更为严苛的剥夺指标并采用等权重法进行权重设定。参考沈扬扬等（2018）的做法，选取第二重临界值k=1/3，即某家庭被剥夺指标乘以权重后总得分等于或超过1/3，视为处于多维贫困状态（multipov），具体指标含义如表1所示。 2. 解释变量
（1）身份认同指数
本研究参考大多数学者等级测量的方法（CFPS数据库中根据问卷划分的5个等级的综合社会地位得分，即被访者选择自己或家庭所处的等级）来考察身份认同问题。此外，为进一步刻画出身份地位的转变影响还引入其他变量来构建身份认同指数。借鉴（范丛，2013）研究身份认同影响因素时重点考察收入、人力资本要素（文化程度、职业）等变量，其中职业用职业声望SIOPS 衡量，即国际职业声望指标（Standard International Occupational Prestige Scale），代表职业社会经济地位测量的声望维度，表示不同职业类别在社会上所代表的声望高低。结合田帆（2019）研究得出的资产因素对身份认同的影响要大于收入对身份认同的影响，选择资产这一因素代替收入有其合理性。鉴于研究的可行性和数据的可获得性，本研究用以下几个指标构建身份认同指数并使用熵值法测算（具体指标含义如表2所示）。
（2）控制变量
本研究选取户主年龄、性别（男性取1，女性取0）以及婚姻状况（在婚状态取1，未婚、同居、离婚、丧偶等非在婚状态取0）等个人特征变量和社会网络（通讯费用以及人情支出占收入的比重）、家庭规模等家庭特征变量为控制变量。此外，本研究引入东部、中部、西部地区三个虚拟变量，控制贫困的地区差异①。
本研究的主要变量描述性统计结果如表3所示。
四、实证分析
本部分首先对基准回归结果进行分析，探讨身份认同的返贫阻断作用;其次通过更换回归模型和替换变量两种方法进行稳健性检验;再次进行固定效应回归对内生性问题进行讨论;最后对身份认同益贫效应的微观机制进行异质性分析。本研究首先采用OLS回归检验身份认同指数对收入贫困和多维贫困的影响。
（一）基准回归
基准回归结果如表4所示，分别考察了身份认同指数与收入贫困和多维贫困的关系。在回归（1）和回归（3）中 系数为负并且在1%水平上显著，这表明身份认同指数对收入贫困和多维贫困有显著负向影响，即身份认同对农村家庭有显著的返贫阻断效果。回归（2）和回归（4）在加入户主特征信息及家庭特征等控制变量后，身份认同指数 系数依然显著为负，这表明户主性别、婚姻、政治面貌以及家庭社会网络等均对收入贫困finpovn和多维贫困MPI有着显著负向影响。回归结果实际上与本研究预期一致，即男性户主、在婚状态、党员以及社会网络水平更高等特征，不容易使得家庭陷入贫困状态。与此同时，家庭规模对贫困程度有显著正向影响，这表明越大的家庭规模，越容易加深家庭的贫困程度，这与实际中的情况是相符合的。
（二）稳健性检验
本研究選取更换模型和更换解释变量两种方法对实证结果进行稳健性检验。首先，本研究选择双向固定效应模型重新进行估计，回归结果如表5所示。结果表明身份认同指数 仍然在1%水平上显著为负。具体地，身份认同指数 对收入贫困的影响比多维贫困的影响更大一些，这是因为收入提高能够直观解决绝对贫困问题，贫困群体也更容易摆脱贫困标签从而提高自我的身份认同，而多维贫困包含的维度更复杂、影响因素更多，身份认同对多维贫困产生的影响相对较小;其次，为了进一步验证回归结果的稳健性，本研究将被解释变量分别替换为收入贫困状态incpov（贫困为1，否则为0）和多维贫困状态multipov（贫困为1，否则为0）并选择Probit模型进行回归。回归结果显示，身份认同指数 在1%的水平上都显著为负，表明了身份认同对收入贫困状态incpov和多维贫困状态multipov都有着显著的益贫效应。在加入控制变量后结果依然显著。因此，替换变量后的回归结果也进一步验证了本研究的基准回归结果是稳健的。
（三）内生性问题讨论
考虑到遗漏变量引起的内生性偏误问题，本研究尽可能控制影响农村家庭收入的诸多因素（如户主年龄、婚姻状况、家庭社会网络水平等），但仍存在一些无法测度的遗漏变量。为缓解部分内生性偏误，本研究采用固定效应模型进行了回归分析，得出的结果证实结论依然是稳健的，结果见表6。回归结果表明，前述结论依然成立，身份认同指数对于收入贫困和多维贫困具有显著负向影响。
（四）异质性分析
上述实证和分析表明身份认同具有显著的返贫阻断效应。但考虑到身份认同的益贫效应在不同群体中的差别，本研究通过地区、户主年龄、户主性别以及受教育水平四个因素开展异质性分析，结果如表7所示。
根据上文的地域划分，本研究分别考察了身份认同对东部、中部、西部地区的返贫阻断效果，结果未见明显差异。具体来看，在收入贫困方面，东部、中部、西部地区的身份认同指数的系数依次为-0.1773、-0.0703和-0.0826，这表明在东部地区身份认同对于收入贫困的影响更明显，这是因为东部地区经济相对发达，农村群体的身份认同提高后其收入增长幅度较大，进而返贫阻断效果更明显。在多维贫困方面，其中东部、中部、西部地区的系数依次为-0.1188、-0.0997和-0.0967，这说明在东部身份认同对多维贫困的返贫阻断效果也更加明显。一个合理的解释是较其他地区相比，东部地区贫困程度较轻，基础设施和社会公共服务等方面明显较好，即使用多维贫困来考察，东部地区身份认同的返贫阻断效果也更好。 户主的年龄在一定程度上也会影响身份认同的返贫阻断效果。本研究利用中位数（54岁）以上、中位数以下的子样本进行回归，来考察户主年龄对身份认同返贫阻断效果的影响。在收入贫困方面，年龄<54岁和年龄>54岁两组的系数为-0.1874和-0.0603，说明身份认同对年龄<54岁组的阻贫效果更明显一些，这是因为年龄<54岁组的脱贫内生动力更强，通过学习赋能的效率更高，身份认同提高得更快，因而其阻贫效果相对明显。在多维贫困方面，年龄<54岁和年龄>54岁两组的系数依次为-0.1806、-0.0543。上述对于收入贫困结果的解释对于多维贫困依然适用。除此之外，另外一个合理的解释是年龄>54岁组由于年龄较大，身份认同固化情况严重，特别是用多维贫困来考察其贫困水平时，这种身份认同固化体现得更加明显。因此无论从哪个角度考察，年龄<54岁组的身份认同的返贫阻断效果更显著。
性别对于身份认同也有一定的影响。在收入贫困方面，男性户主和女性户主的系数为-0.1271和-0.0978。在多维贫困方面，男性户主和女性户主的系数为-0.1404和-0.0765。可以看出，不论是在收入贫困方面还是多维贫困方面，相同身份认同指数下，男性户主的家庭阻断效果更加明显。可能是因为和女性户主相比男性户主在社会生产和社会分工中所处的地位更优，因此对于技能的获得更容易，从而男性户主的这一家庭特征使得身份认同的阻贫效应相对明显。
受教育程度是影响人们的认知能力和决策水平的重要因素。本研究利用中位数（1.949）以上、中位数以下的子样本进行回归，来检验受教育水平的高低对身份认同的返贫阻断的影响是否有差异。在收入贫困方面，受教育水平较低和受教育水平较高两组的系数为-0.0716和-0.1455。在多维贫困方面，受教育水平较低和受教育水平较高两组的系数为-0.0563和-0.1456。可见，不论是在收入贫困方面还是多维贫困方面，户主受教育水平较高的家庭阻贫效果都更加明显。显然，受教育水平越高，身份认同水平越高，认知水平、技能水平和自身发展水平越强，进而返贫的可能性越低。
五、结论与启示
本研究基于中国家庭追踪调查（CFPS）数据，通过实证考察了农村家庭的身份认同对收入贫困和多维贫困的影响。研究结果显示，身份认同对收入贫困和多维贫困有显著负向影响，即身份认同对农村家庭有显著的返贫阻断作用。这一基本结论在稳健性检验和缓解内生性偏误之后依旧成立。异质性分析表明，家庭所处地区、户主的年龄、性别以及受教育水平等因素差异对身份认同发挥返贫阻断作用也存在一定程度的影响。
基于上述结论，本研究提出以下政策建议：
第一，保证农民的主体地位，构建基层民主治理模式，促进农民身份的重构，使“农民”身份转变为“居民”和“新型职业农民”，最终实现农村与城市的身份认同均等化。
第二，協调东中西部平衡发展，提高农村地区经济发展的承载力，消除城乡差距，全面促进公共服务均等化。不断完善适合乡村产业发展的金融、财政、用地和社会保障政策，促进一二三产业融合发展。搭建针对农民工返乡就业创业的优质平台，让他们嵌入到多种新型经营主体之中，真正分享到产业链增值的收益。
第三，加强对农村居民的教育和职业技能培训。精准脱贫政策实施以来，农村地区形成了大量针对新型技能的劳动力缺口。新型技能体现在农业经营管理、合作社带头人、生态农业、新技术和新业态等。许多农村居民由于缺少新型技能无法转型为新型职业农民，身份转变和重构未能根本实现，无法享受到农村农业现代化带来的红利。因此，必须注重农村居民新型技能培养，提高其劳动生产率，在农村居民中培育和扶持具有职业素质的乡村企业家，为乡村振兴提供源源不断的优质人力资本。
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[责任编辑：甘小梅 胡 梁]