中國居民絕對與相對貧困的綜合測度: 1989—2015?

陳銘聰 程振源 楊彥欣

一、引言

二十大報告指出，中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化。黨的十八大以來，中國實施精準扶貧和精準脫貧，脫貧攻堅戰取得了決定性進展，共同富裕取得了新成效。根據國家統計局全國農村貧困監測調查，按現行國家農村貧困標準測算，截至2018 年末，全國農村貧困人口從2012 年末的9 899 萬人減少至1 660 萬人，絕對貧困發生率從2012 年的10.2%下降至1.7%。①數據來源: 《2018 年全國農村貧困人口減少1 386 萬人》，國家統計局，2019 年2 月15 日，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201902/t20190215_1649231.html。2020 年末，9 899 萬農村貧困人口在現行貧困標準下已全面脫離絕對貧困，832 個貧困縣全部摘帽，12.8 萬個貧困村全部出列，我國提前10 年實現了聯合國《2030 年可持續發展議程》 確定的減貧目標，這在中華民族歷史上具有里程碑式的意義。②數據來源: 《國家脫貧攻堅普查公報(第一號) ——國家脫貧攻堅普查如期完成》，政府網，2021年2 月25 日，http://www.gov.cn/xinwen/2021-02/25/content_5588890.htm。

然而，絕對貧困的消除并不能說明貧困將不復存在，也不能說明國家已經完成了扶貧使命。我國目前所實行的貧困治理政策主要針對的是絕對貧困人口，其治理效果比較顯著，但相對貧困的問題更加突出(陳宗勝等，2013；李實等，2020)。一些學者認為相對貧困的內涵是不平等，造成相對貧困的根源在于收入分配的不公(李永友和沈坤榮，2007；高強和孔祥智，2020)。①需要注意的是，楊立雄(2021) 指出“相對貧困與收入不平等存在較強的相關性，但兩者并非完全對應關系”。在一個發展落后但收入差距相對較小的國家，其相對貧困程度可能要好于一個相對發達但收入差距相對較大的國家。我國收入分配中存在的不平等現象仍比較嚴重，Piketty等(2019) 基于中國國民核算數據、調查數據以及高收入者稅收統計數據發現，1978—2015 年間，收入分布前10%人口的收入份額從27%上升至41%，前1%人口的收入份額更是由6%上升至14%，而底層50%人口的收入份額卻由27%下降至15%，且這種較高收入不平等的狀態在2006 年后趨于穩定，對我國接續推進從全面小康邁向共同富裕形成巨大挑戰。相關學者研究表明，依賴經濟增長來提高弱勢群體收入的減貧模式起到的作用在不斷減弱，分配因素對減貧的影響逐漸凸顯，需加快中國經濟增長方式向益貧式增長轉變 (王中華和岳希明，2021)。因而，治理貧困不應單純以“增收” 削減絕對貧困作為扶貧的政策導向，還應考慮合理改善收入分配以削減相對貧困。

世界大多數國家和地區的減貧政策主要以貧困測度指標為依據。收入貧困測度的標準由兩個要素組成: 貧困線和貧困指數。貧困線規定了個體被視為窮人的收入閾值，而貧困指數匯總了一個經濟體中所有個體對總貧困的貢獻，從而可以使用該指數對不同經濟體的貧困狀況進行比較。目前主流的貧困測度核心方法有兩種: 絕對貧困和相對貧困。這兩種方法都是為了衡量貧困個體所遭受的不同類型的剝奪程度，但在使用的貧困線類型上有所不同。目前我國采用的是基于絕對貧困線構建的貧困指標，僅僅關注絕對貧困群體，并未考慮非貧困群體的收入分布，以此類指標評價扶貧政策效果尚有缺陷。另外，若直接采用相對貧困標準，則有可能使得很多非絕對貧困群體被識別為貧困，給政府造成較大的財政負擔(汪晨等，2020)，也可能忽視政府在削減絕對貧困時所取得的成效。更為重要的一點，在經濟增長的過程中，如果收入分配經歷嚴重的不平等，僅采用絕對貧困線或相對貧困線考察減貧效果有可能得出相悖的結論(Chen 和Ravallion，2021)。

結合我國現實國情，在2020 年末已完全脫離絕對貧困(現行標準) 以及全面推進共同富裕的大背景下，有必要設定與經濟發展相適應的新貧困線標準?；诖?，本文引入Decerf (2017) 提出的貧困綜合測度方法，采用一種分層級的貧困線構造綜合貧困(overall poverty) 測度指數，以綜合測度收入貧困的絕對(“富?！? 和相對(“共同”) 方面，克服僅采用絕對貧困線或相對貧困線測度貧困時的不足；此外，該指數屬于FGT (Foster-Greet-Thorbecke) 貧困指數族，且滿足收入單調性公理和轉移性公理，可橫向或縱向比較不同經濟體的貧困程度；最后，基于綜合貧困指數的加性可分性質，可將綜合貧困分解成絕對貧困與相對貧困的組成成分，同步考察兩者的動態演化。

本文可能的邊際貢獻在于: 第一，根據中國城鄉二元結構，定義了一種涵蓋絕對標準與相對標準的分層貧困線，是對構建貧困線動態調整機制的有益嘗試，提供了中國新貧困標準的可行思路；第二，采用1989—2015 年中國營養健康調查(CHNS) 數據測度綜合貧困程度，嘗試回答中國絕對貧困與相對貧困在過去30 年間的變化趨勢如何，相對貧困所占綜合貧困的程度到底有多大，從而對減貧成效進行科學總結和評價，并為2020年后的扶貧工作提供政策參考。

二、貧困測度理論框架

(一) 傳統貧困測度指標

貧困測度的方法多種多樣，既源于對貧困定義的不同，也源于滿足的公理化標準的差異。①Sen (1976) 最早采用了一種公理化方法構建貧困測度指數，后來一些學者在此基礎上繼續拓展其他的公理化標準。因篇幅所限，本文省略了此部分內容，感興趣的讀者可在《經濟科學》 官網論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。具體地，圍繞貧困測度所衍生的公理化標準主要有聚焦性、單調性、轉移性、轉移敏感性、子集一致性和連續性等六條(Zheng，1997；洪興建，2005)。令y＝(y1，y2，…，yn) 為樣本容量為n的按照升序排列(y1≤y2≤…≤yn) 的非負福利水平(收入、消費或財富) 向量。本文將y明確為收入水平向量，則所有可能的收入分布集合為Y＝?i＝1，2，…，n-1}，其中n≥3。平均收入反映了某個收入分布的生活水平。貧困線由函數z:定義，如果某個體i收入則將該個體i定義為貧困，這些貧困個體的數量定義為q(y)。

貧困發生率H(headcount ratio)，又稱人頭計數法，是最早出現的貧困指數，至今依然被廣泛采用。給定某貧困線z，貧困發生率是指一國(地區) 貧困人口q(y) 占總人口數量的比率(如式(1) 所示)，用以測度貧困的廣度。雖然該指數滿足聚焦性公理，但能反映的信息量過少。Sen (1976) 指出該指數違反了貧困公理中的單調性和轉移性，對窮人內部的收入分布完全不敏感。

相比之下，貧困缺口率I(poverty gap raito) 更能反映出窮人被“剝奪” 的程度(見式(2))。該指標匯總了窮人收入與貧困線的缺口，是測度貧困深度的指標，在一定程度上彌補了人頭計數法在測度貧困程度上的不足。該指標滿足單調性公理和子集一致性公理，但違反了轉移性公理和轉移敏感性公理，因而也存在一定的局限性。

Sen (1976) 最早引入貧困測度公理化標準，通過給定單調性公理與轉移性公理，構造了著名的Sen 指數:

其中，Gp為貧困人口的組內基尼系數。T 指數和SST 指數都是在Sen 指數的基礎上作進一步改進(Thon，1979；Shorrocks，1995)。Foster 等(1984) 提出的FGT 貧困指數，引入了貧困厭惡系數α(給予處于收入分配最底層個體的權重)。通常的做法是，將α分別設定為0、1、2，此時FGT 指數分別測度的是貧困的廣度、深度和強度。當參數值大于0 時，FGT 指數滿足單調性公理與子集一致性公理；當參數值大于1 時，FGT 指數滿足轉移性公理；當參數值大于2 時，FGT 指數滿足轉移敏感性公理。FGT 指數族的一般形式如下:

本文稱結合dC所確定的式(4) 為傳統(classical) 的FGT 指數。大量文獻基于傳統的FGT 指數進行貧困測度研究，默認采用絕對貧困線標準，因此屬于絕對貧困測度范疇。

與客觀的絕對貧困不同，相對貧困是一種主觀定義，強調處于相同社會經濟環境下的個體之間生活水平的比較，反映的是財產、收入在社會貧富階層之間的分配，帶有明顯的價值判斷含義。相對貧困的概念是英國經濟學家彼得·湯森(Townsend) 在《英國的貧困》 (Poverty in the United Kindom) 中首次提出，其后得到了眾多學者的呼應。Townsend (1979) 認為，隨著社會的發展，人的需求是在不斷發展的，生活必需品的內涵和外延也在不斷發生變化。因此，貧困的概念應是動態的、變化的概念。李永友和沈坤榮(2007) 用40%最高收入者組的平均收入水平與60%以下收入組平均收入水平之間的比率來度量相對貧困的程度，并相應構造了一個復合指標作為相對貧困指數。現有研究大多沿用歐洲學者的收入比例法，把家庭收入平均數或中位數的一定比例(40%、50%或60%) 作為相對貧困線(汪晨等，2020；汪三貴和孫俊娜，2021；李瑩等，2021；萬廣華和胡曉珊，2021)，然后結合常見的貧困發生率H或FGT 指數來測度相對貧困。然而，基于相對貧困線所構造的貧困指數性質不一定還能滿足貧困測度的公理化標準。通過簡單的數值例子可以看出①此處數值例子請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。，如果直接采用相對貧困線結合FGT 指數族使用，在考察經歷不平等經濟增長的收入分布時，得到的測度結果有可能違背單調性公理(個體收入提高并沒有使貧困指數減少)。

(二) 主流綜合貧困測度

絕對和相對貧困測度方法反映了不同評價者對于貧困問題的理解，從而瞄準(target) 的是不同類型的貧困群體。因此，各國、各地區在不同時期的減貧工作中，會依照其經濟發展的目標來選擇合理的貧困識別策略。常見的做法是在中低收入國家使用絕對貧困測度，在高收入國家采用相對貧困測度(Ravallion，2010)。這種只關注一種貧困類型的統計實踐既不利于對不同時間、不同地區的貧困狀況進行橫向比較，也不利于考察自身在經濟發展過程中不同貧困類型的變化情況。因而，越來越多的學者嘗試制定能將收入貧困的絕對和相對方面結合起來的測度方法。

Bourguignon 和Atkinson (2000) 依據兩條不同的貧困線來識別貧困群體，一條是絕對貧困線，另一條是相對貧困線。通過加總對應兩條貧困線的收入缺口，得出一個新的貧困指數。Duclos 和Grégoire (2002) 以平均絕對貧困與加權的平均相對貧困加總的和作為測度綜合貧困的指標，其中平均絕對貧困以所有個體的平均貧困缺口度量，相對貧困則采用個體與他人收入差距之和度量。類似地，Anderson 和Esposito (2014) 通過對絕對貧困與相對貧困的測度結果進行加權求和，從而得到綜合貧困指標。

此外，也有學者提出一種基于混合貧困線(hybrid poverty line) 的單一測度方法，在收入貧困的絕對方面和相對方面之間進行權衡?；旌县毨Ь€最早由Foster (1998) 提出，具體做法是將絕對貧困線和相對貧困線求幾何加權平均。Bourguignon 和Atkinson (2000)取絕對貧困線和強相對貧困線的最大值作為貧困標準，提出一種簡單形式的混合貧困線:

使用該貧困線的隱含定義是，只有當一個人既不是絕對貧困也不是相對貧困時，才應該被認為是“非貧困”。因此，該貧困線在低收入國家是絕對貧困標準，在中等收入國家是相對貧困標準。然而，混合貧困線違反了Ravallion 和Chen (2011) 提出貧困測度應滿足的弱相對性公理: 如果所有收入增加(減少) 相同的比例，那么總貧困測度指數必須下降(上升)。相應地，Ravallion 和Chen (2011) 提出取絕對貧困線和弱相對貧困線(weakly relative line) 的最大值作為貧困標準，從而混合貧困線具有如下形式:

其中，s≥0，表示社會融入成本的下界。當給定s＞0 時，式(7) 代表的混合貧困線滿足弱相對性公理。Chen 和Ravallion (2013) 在實證應用中默認將該混合貧困線與FGT指數結合使用。若基于由Bourguignon 和Atkinson (2000) 的混合貧困線(如式(6) 所示) 結合FGT 指數測度綜合貧困，此時標準化收入函數為:

類似地，也可基于Ravallion 和Chen (2011) 提出的混合貧困線定義標準化收入函數(如式(7) 所示)。給定標準化收入函數的形式，代入式(4) 即可得到基于混合線的傳統FGT 指數，但以該指數測度綜合貧困的做法存在一定的局限性。Decerf (2017) 通過等貧困線圖(iso-poverty map) 說明了傳統FGT 指數直接結合混合貧困線使用時的不足。如果貧困線是混合的，那么一個人的標準化收入并不能反映其收入是高于還是低于絕對貧困線的門檻，即可能出現這樣的情況: 一個絕對貧困的人與一個相對貧困的人具有相同的標準化收入采用傳統FGT 指數的另一個問題是，落后社會的一些絕對貧困個體會被認為比富裕社會中的一些相對貧困個體的福利水平更高。①可再通過簡單數值例子說明，因篇幅所限，該數值例子請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。這是因為后者的貧困線閾值相對更高，但這種比較結果與一般的認為“絕對貧困比相對貧困更糟糕” 的直覺相矛盾(Corazzini 等，2011)。

(三) Decerf 綜合貧困測度指數構建

鑒于直接采用混合貧困線結合傳統FGT 指數測度總體貧困可能得出悖論(比如，相對貧困個體的福利比絕對貧困個體的福利要低)，從而無法準確比較經濟增長前后的綜合貧困情況，進而Decerf (2017) 提出一個規范性假設(normative assumption): 不管兩個個體所在社會的收入標準如何，“絕對貧困” 的個體比“只有相對貧困” 的個體福利狀況更差。這一假設有一定的合理性，絕對貧困被認為比相對貧困更嚴重的想法在很大程度上是被廣泛接受的(Corazzini 等，2011)。Decerf (2017) 提出的綜合貧困測度方法同樣采用混合貧困線，但并沒有直接結合傳統的FGT 指數使用，而是對傳統FGT 指數族進行改進，使新的綜合貧困測度指數既能夠滿足單調性公理與轉移性公理，又能夠滿足規范性假設。

在構造綜合貧困指數之前，需要提前設定分層的貧困線，一條為絕對貧困線，另一條為混合貧困線?；旌县毨Ь€需要滿足相關限制條件①混合貧困線的具體限制條件請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。，可采用任意一條相對貧困線zr和任意閾值zm＞za來構造:

給定混合貧困線的形式后，對于個體貧困的識別將取決于兩條貧困線: 如果某個體的收入低于絕對貧困線的閾值，即yi＜za，那么該個體屬于絕對貧困；若該個體的收入高于絕對貧困線的閾值，但低于混合貧困線的閾值，即，那么該個體就被認為屬于相對貧困。②注意區分本文所提出的在綜合貧困框架下的相對貧困定義與傳統的相對貧困定義。在綜合貧困框架下，相對貧困個體是指收入比絕對貧困線要高但比混合貧困線低的個體；在傳統相對貧困定義下，相對貧困個體是指收入比相對貧困線要低的個體。因此，在兩種不同的貧困測度方法下，相對貧困程度不具可比性。以qa(y) 表示收入分布y中絕對貧困個體的數量，則相對貧困的個體的數量等于q(y)-qa(y)。給定上述定義，能夠將“絕對貧困” 的個體與“只是相對貧困” 的個體區分開來，使得該兩個群體的福利狀況具有可比較的性質，這與其他文獻的綜合貧困測度方法形成了對比。

接著，為了克服僅采用混合貧困線結合傳統FGT 指數以測度綜合貧困的不足，Decerf (2017) 使用一個有別于標準化收入函數dC的分段函數dAR重新定義FGT 指數:

給定任意“絕對貧困” 個體收入y1，以及“只是相對貧困” 的個體收入y2，分別代入式(10) 的標準化收入函數，可得以下不等式:

單調性公理要求，當一些窮人的收入增加時，貧困指數就會相應減少(或者不變)。窮人收入增加的直接影響是其福利水平的改善，但其收入的增加也會有間接的負向影響，即提高了混合線中相對貧困線的閾值，因為該額外收入略微地增加了該社會群體的平均收入這可能會導致收入混合貧困線的提高。被提高的混合貧困線可能會產生兩種不利影響: 第一，原處于相對貧困的個體遭受更多的剝奪；第二，收入介于混合貧困線提高前后的所有個體均被識別為相對貧困。因而，使用基于單一混合貧困線的綜合貧困指標來測度貧困時，可能會得出悖論，即窮人收入的增加反而會增加綜合貧困，從而違背單調性公理。為此，實踐中采用的綜合貧困測度指數必須平衡這些得失，且不應該過分重視相對貧困群體的福利損失。因此應考慮使用單調性公理對構造的綜合貧困指數加以約束，要求收入增長的直接效應主導著以上兩種間接的不利影響。第二條公理是大多數文獻所提出的貧困指數能夠滿足的標準要求。轉移性公理要求在兩個貧困個體之間進行的庇古-道爾頓轉移(Pigou-Dalton Transfer)，至少不會使貧困指數增加。因為這種平衡的轉移不會改變平均收入因此沒有參與轉移的個體的福利水平是不變的。

給定貧困厭惡參數α，某貧困個體對FGT 指數的貢獻定義如下:

假定P為基于dAR的FGT 族中的一個貧困指數?？傮w貧困是個體貧困的匯總，可得

由以上兩條公理的數學表達可確定α和β的取值。①該部分推導請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展”。僅當α＝1 時，P滿足收入單調性公理；當且僅當α＝1 且β＝zm時，P(y) 滿足收入單調性公理和轉移性公理。此時，代入參數可得到新定義的分層加性綜合貧困指數為:

其中，參數λ＝za/zm，是處于絕對貧困線za以下的收入對綜合貧困貢獻的比例，也可以解釋為相對于“相對貧困”，綜合貧困指數賦予“絕對貧困” 的權重(取值[0，1])。λ越大，給予絕對貧困的權重越大，當λ趨向于1 時，相對貧困的個體對總貧困的貢獻值趨于0；λ越小，給予相對貧困的權重越大，當λ趨向于0 時，不管每個絕對貧困個體的確切收入是多少，他們各自對綜合貧困的貢獻值傾向于1。通過這樣的設定，絕對貧困的個體對綜合貧困指數的貢獻并不會受到平均收入變化的影響，且比“只是相對貧困” 個體的貢獻要大，滿足前文所提出的規范性假設。

其中，qa(y) 為分布y中絕對貧困個體的數目。PA(y) 衡量的是總貧困指數PO(y)中的絕對貧困成分，PR(y) 衡量的則是相對貧困成分。可見，此分解有助于我們分析不同時期綜合貧困變化的具體特征，以考察中國綜合貧困中絕對和相對成分的動態變化。

三、數據來源與貧困線設定

(一) 數據來源

本文數據來源于中國健康與營養調查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)，該項目由美國北卡羅來納大學(The University of North Carolina) 人口研究中心與中國疾病預防控制中心營養與健康所合作。具體地，該調查綜合考慮經濟發展程度、地理位置、居民健康狀況和公共資源分布情況等因素，選取了遼寧、黑龍江、江蘇、山東、河南、湖北、湖南、廣西和貴州等九個省份進行了大規模的調查訪問，并于2011 年起加入北京、上海和重慶等三個直轄市。由于本文主要考察中國居民貧困的動態演進，盡可能使得時間跨度長、區域范圍廣，因此采用1989—2015 年的九省數據。為保持數據的可對比性，本文去除了2011 年、2015 年的直轄市樣本，并對家庭人均純收入數據進行異常值去除的預處理，得到各年度的全樣本數據。無論是絕對貧困測度還是相對貧困測度，均有學者采取分地區測度貧困的方法來考察區域異質性(陳宗勝和于濤，2017；樊增增和鄒薇，2021；汪三貴和孫俊娜，2021)，本文借鑒這一思路考察地區間綜合貧困的異質性。本文根據國家統計局的地區劃分標準①東部地區包括江蘇和山東，中部地區包括河南、湖北和湖南，西部地區包括廣西和貴州，東北地區包括遼寧和黑龍江。，生成各年度的分樣本數據，以得到更豐富的結論。

(二) 貧困線設定

對于絕對貧困線za的設定，世界銀行和中華人民共和國國家統計局分別給出了兩套絕對貧困線標準，即“世行標準” 和“中國標準”?！笆佬袠藴省?為2011 年至今的國際貧困線，1.90 美元/天②世界銀行在《1990 年世界發展報告》 中，引入了1.01 美元/天的國際貧困線(以1985 年價格為基期)。此后，世界銀行不斷根據購買力平價調整國際貧困線，1993—2004 年調整為1.08 美元/天(1993 年購買力平價)，2005—2010 年調整為1.25 美元/天(2005 年購買力平價)，而2011 年至今的國際貧困線為1.90 美元/天(2011 年購買力平價)。；而中國目前僅公布了官方農村貧困線(暫無設定城鎮貧困線)，即“2010 年標準”，按2010 年價格每人每年2 300 元。據此，如表1 所示，本文結合中國城鄉二元化的基本國情并參考程振源和劍玉陽(2013) 的貧困線設定，選取世行“1.9 美元” 標準，根據年度平均匯率換算成相應的人民幣單位，以此作為城鎮子樣本絕對貧困線閾值；選取中國“2010 年標準” 作為農村子樣本絕對貧困線閾值，并根據歷年居民消費價格指數進行平減。此外，本文以國家統計局公布的城鎮、農村人口數為權重，對城鎮子樣本和農村子樣本絕對貧困線進行加權平均處理，并將計算結果作為適用于全樣本和地區子樣本的絕對貧困線。可以看出，城鎮子樣本貧困線一直高于農村子樣本貧困線，符合中國城鄉二元化的國情，反映出城鎮與農村生活成本的差距。20 世紀90 年代初期，農村人口占總人口的比重較高，通過加權平均算得的全樣本貧困線較為接近農村貧困線。但隨著時間的推移，特別是21 世紀以來，農村人口占比不斷下降，城鎮人口占比不斷上升，全樣本貧困線呈現出向城鎮貧困線“靠攏” 的趨勢，表明該貧困線的設置充分考慮了中國持續推進的城鎮化進程。

表2 社會融入成本及混合貧困線閾值zm 測算結果 (單位: 元)

表3 相對貧困線及混合貧困線計算 (單位: 元)

(續表)

圖1 分別給出本文全樣本所采用的絕對貧困線、相對貧困線以及混合貧困線閾值的變化過程。①城鎮和農村子樣本采用絕對貧困線、相對貧困線以及混合貧困線閾值的變化過程請見《經濟科學》官網“附錄與擴展” 中圖A1 和圖A2?？梢钥闯觯ㄟ^加權平均算得的全樣本絕對貧困線起先高于全樣本相對貧困貧困線，隨著時間的推移，特別是在2004 年之后，全樣本絕對貧困線落后于全樣本相對貧困線，表明中國所采用貧困標準的升幅不及經濟增長的速度，存在一定的滯后性(王曉琦和顧昕，2015)。過去，由于中國的經濟社會發展程度相對落后，不足以解決龐大人口的溫飽問題，貧困線定得較低是合理的政策選擇；但是，隨著經濟發展程度的提高，相關學者指出，在保證解決國民溫飽問題的前提下，貧困線應相應提高(葉興慶，2018；孫久文和夏添，2019)。即使是一些經濟發展水平與中國相當的國家，所采用貧困線標準都高于中國，而且高于世界銀行的貧困標準(李君如等，2011)。由此可見，中國現行貧困線存在著偏低的問題，應建立與經濟發展相適應的調整機制，適當考慮脫離絕對貧困群體的社會融入問題，混合貧困線則提供了一個可行的思路。本文設定的混合貧困線z() 在2004 年之前取混合線閾值zm，因為在這之前相對貧困線較低，人民生活水平普遍不高；2004 年之后取相對貧困線標準zr()，說明相對貧困線標準已經超過絕對貧困標準，也超過了涵蓋社會融入成本的混合線閾值，反映出人民生活質量得到大幅改善。

圖1 全樣本的貧困線標準

四、中國居民貧困的綜合測度

(一) 全樣本綜合貧困測度結果

表4 給出了中國居民收入的不同貧困指數及基尼系數計算結果。①本文同時計算了將貧困厭惡參數α 設定為1、2 時的絕對貧困與相對貧困測度的傳統FGT 指數(含全樣本、城鄉以及分地區)，請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中表A3—A12。前三個貧困指數均度量貧困發生率，反映了貧困廣度: 第一個貧困指數為HCAL，表示全樣本絕對貧困線za以下人口所占比例；第二個貧困指數為HCRL，表示相對貧困線以下人口所占比例；第三個貧困指數為HCHL，表示混合貧困線以下人口所占比例。最后一個用于比較的貧困指數為PGRHL，表示為以混合貧困線為基礎的傳統測度指標——貧困缺口比率。本文在式(15) 所構造的基于混合貧困線的新貧困指數用PO表示，結合基于其他四種貧困指數計算得到的測度結果，考察1989—2015 年中國居民收入貧困的動態變化。

表4 中國居民收入的不同貧困指數及基尼系數計算結果

如表4 所示，1989—2015 年，中國居民的絕對貧困大體呈持續緩解趨勢，反映貧困廣度的絕對貧困發生率HCAL由1989 年的61.4%下降到2015 年的15.2%。從絕對貧困深度和絕對貧困強度來看②請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中表A3。，貧困缺口比率PGRAL和平方貧困缺口比率SPGRAL分別從0.292 和0.183 下降到0.082 和0.057，降幅分別為71.9%和68.9%。總的來看，三個貧困指標的大幅下降充分體現了我國消除絕對貧困所取得的巨大成效。注意到無論以何種絕對貧困指標衡量，2009 年之前絕對貧困下降的幅度較大，而2009—2015 年間，絕對貧困的降幅較小。2009—2011 年間，雖然貧困廣度依然下降 (HCAL由19.7%下降為18.2%)，但貧困深度和強度在此期間卻經歷小幅“反彈” (PGRAL和SPGRAL分別由0.090 和0.057 上升至0.092 和0.061)。這充分反映出脫貧工程在后期的艱巨程度，因為尚未脫離絕對貧困的大都是條件較差、基礎較弱的深度貧困地區和一些特殊貧困群體。越是在脫貧后期，越需要“精準扶貧”。

盡管在絕對貧困視角下的減貧事業成績斐然，但收入分配不平等問題和相對貧困問題也愈發突出。孫久文和夏添(2019) 指出，相對貧困是基于收入相對差距的一種貧困類型，收入的基尼系數可用于測量收入差距，也是未來相對貧困線劃定的主要參考指標。具體而言，1989—2015 年，中國居民的基尼系數波動較大，且從長期看呈現上升趨勢。樣本居民收入的基尼系數先由1989 年的0.389 小幅回落，在1991 年取得最低值0.379 后震蕩上升，在2000 年后穩定在0.400 以上，在2006 年取得最高值0.518，之后5 年出現小幅回落后，2015 年又回升至0.517。①本文基尼系數的估計結果與國家統計局發布的數據有所差異，主要在于使用的樣本數量、樣本質量和調查方法的不同，但中國近年收入差距的基尼系數應大于等于0.5 (李實和朱夢冰，2018)。樣本期內收入不均等并未呈現倒U 形中的下降趨勢，相關研究也指出尚無充足證據說明中國收入分配基尼系數已進入下行通道(楊耀武和楊澄宇，2015)。以相對貧困的視角來看，反映廣度的貧困發生率HCRL在1991 年取得最低值27.1%后震蕩上行，在2006 年達到峰值40.7%，之后有所下降但幅度不大。而相對貧困的深度和強度在2009 年后一直在惡化，PGRRL和SPGRRL分別由0.176 和0.111上升至0.205 和0.142。②請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中表A4。三個貧困指標的變化趨勢與基尼系數基本保持一致，說明相對貧困程度與收入分配的不平等程度呈現出很強的正相關關系。以上結果表明，總體的相對貧困水平在20 世紀90 年代是較低的，反映了比較低的收入不均等水平，低收入群體的收入比較接近總體的收入均值。進入21 世紀后，隨著中國經濟轉型，收入不均等在波動中上升，導致相對貧困線“水漲船高”。低收入群體收入增長速度不如總體的收入增長速度快，從而低收入群體的收入距離相對貧困線越來越遠，相對貧困持續惡化。由此說明，過去中國經濟的高速增長并不能夠自動緩解相對貧困。

但注意到上述結論可能存在“萎靡經濟下的被脫貧” 和“虛假繁榮下的被貧困” 兩類誤差(沈揚揚和李實，2020)。一方面，在經濟發展的初期階段，收入水平(中位收入或平均收入) 較低，此時相對貧困標準也較低，部分極端貧困群體的收入可能高過相對線從而“被脫貧”，此時貧困測度結果存在一定的低估；另一方面，由于經濟的快速增長，盡管部分中低收入居民收入水平未得到實質性改善，但高收入群體的收入快速增長無形之中拉高了相對貧困線，使得很多非絕對貧困群體被識別為貧困，此時貧困測度結果存在一定的高估。因此，采用貧困綜合測度方法更能體現貧困的“全貌”。從綜合貧困的視角來看，基于混合貧困線的傳統FGT 指數HCHL和PGRHL雖然呈現出下降的趨勢，降幅分別為43.5%和37.7%，但這兩種測度指數在一定程度上忽視了絕對貧困的減貧力度，因此它們的降幅存在一定的低估。而貧困綜合測度指數PO由1989 年的0.329下降到2015 年的0.102，綜合貧困降幅達69.0%，充分肯定了我國削減絕對貧困的工作。但是，綜合貧困的降幅不如絕對貧困發生率的降幅(75.24%) 以及絕對貧困缺口比率降幅(71.84%)，說明相對貧困的上升一定程度“抵消” 了由絕對貧困削減導致的綜合貧困下降幅度。此外，觀察到PO在2009 年與2011 年基本一致，均為0.110，即使到2015年，也只下降到0.102，降幅大不如往年。這是因為盡管2011—2015 年間，雖然絕對貧困發生率HCAL由18.2%下降到15.2%，但相對貧困發生率HCRL卻由36.2%上升至38.4%，且兩類貧困的缺口比率指標的趨勢類似，從而綜合貧困并不會大幅變化。受限于所使用調查樣本的時間跨度，我們無法刻畫2015 年后三類貧困的變化趨勢，但仍值得后續研究關注。由于該指數涵蓋了收入貧困的絕對和相對方面，因此后文會給出相應的分解結果以具體分析。

(二) 城鄉綜合貧困測度結果

表5 和表6 基于絕對貧困視角，對城鎮和農村子樣本進行比較，在分別使用“世行標準” 和“中國標準” 絕對貧困線的情況下，城鎮子樣本的HCAL由1989 年的76.0%下降到2015 年的8.1%；農村子樣本的HCAL由1989 年的62.0%下降至2015 年的13.9%。上述結果表明，無論是城鎮還是農村，樣本期內絕對貧困都呈現出下降的趨勢。特別地，2009—2015 年間，雖然城鎮和農村的貧困廣度仍在下降，但貧困深度和貧困強度不但沒有下降，甚至出現了“反彈”，從而全樣本在此期間也呈現出類似的特征。

表5 中國城鎮居民收入的不同貧困指數及基尼系數計算結果

表6 中國農村居民收入的不同貧困指數及基尼系數計算結果

對城鎮和農村子樣本進行比較時，由于分別使用世界銀行絕對貧困線和中國官方絕對貧困線，各指標的絕對量并不可比，但我們可以通過計算各貧困指標的年均降幅來比較減貧速度。具體地，城鎮子樣本HCAL、PGRAL和SPGRAL的年均降幅分別為8.25%、6.74%和5.37%，農村子樣本HCAL、PGRAL和SPGRAL的年均降幅分別為5.59%、5.48%和5.25%，說明樣本期內中國城鎮的絕對貧困削減速度快于農村，現階段的中國絕對貧困問題主要集中在農村地區。在城鄉分割的戶籍制度下，城鎮人口享有比較廣泛的社會公共服務，涵蓋住房、醫療、子女教育和退休金等方面，主要由國家和工作單位提供，保障程度較高；而農村人口社會保障主要由家庭和社區負責，相比之下并不穩定(汪三貴，2008)。此外，相比于城鎮人口，農村貧困人口具有較高的脆弱性，缺乏應對自然災害和疾病等負面沖擊的能力以及從沖擊的影響中恢復的能力，福利水平難以提高(韓崢，2004)。

基于相對貧困視角，對城鎮、農村子樣本的基尼系數測度表明，中國城鎮居民的收入差距呈現迅猛放大趨勢，由1989 年的0.298 震蕩上行，2004 年及之后在0.450 附近小幅波動；中國農村居民的收入差距呈現高位上升趨勢，由1989 年的0.418 變動至2015年的0.534。由此說明，農村內部收入不平等明顯高于城鎮內部，與Piketty 等(2019)研究結論相似。此外，汪晨等(2015) 和羅楚亮(2018) 的研究發現，農村內部收入分布的兩極分化程度也高于城鎮內部收入分布。而從傳統的相對貧困發生率HCRL來看，中國城鎮居民的HCRL由1989 年的14.3%開始逐年上升，在2006 年達到最高值33.4%，隨后幾年迎來短暫的回落，但一直徘徊在30.0%左右；中國農村居民的HCRL在2000 年前穩定在30.0%左右，之后開始震蕩上行，在2015 年一度達到了40.9%的水平。由此可見，無論是在城鎮還是農村，都存在著非常嚴峻的相對貧困問題，且現階段農村相對貧困惡化問題比城鎮更為嚴重，該結果與王美昌和高云虹(2017)、汪晨等(2020) 測度結果類似。

從貧困綜合測度指數PO的結果來看，城鎮居民的PO由1989 年的0.337 下降到2015年的0.060，降幅達82.2%；而農村居民的PO由1989 年的0.345 下降到2015 年的0.094，降幅達72.8%，反映出中國城鄉的總體減貧效果顯著。①這是因為前文設定的綜合貧困測度指數給予絕對貧困足夠大的“權重” (畢竟絕對貧困的削減是更為首要的目標)，所以很多情況下綜合貧困削減方向與絕對貧困一致。但是，當相對貧困惡化的程度足夠大時，綜合貧困未必還能減少。注意到農村子樣本的PO在2009 年以及2011 年是0.092，但在2015 年又反彈到了0.094，出現這一“翹尾” 現象說明雖然農村的絕對貧困狀況有所好轉，絕對貧困發生率HCAL由14.9%下降到13.9%，但相對貧困在惡化，相對貧困發生率HCRL由36.1%上升到40.9%，這種惡化不僅抵掉了經濟增長帶來的減貧效果，而且進一步加劇了綜合貧困程度。

(三) 分地區綜合貧困測度結果

圖2 至圖5 依次給出了東部、中部、西部和東北等四個地區子樣本的各類貧困指數的變化趨勢。以絕對貧困的視角來看，除了東部地區，其他三個地區的貧困發生率HCAL以及貧困缺口比率PGRAL在樣本期內均呈現大幅下降的趨勢，且中部和西部地區的降幅最為顯著。在樣本期內的較長時間，東部地區的貧困發生率以及貧困缺口比率都是最低的，這與東部地區發達的經濟水平相符，但2009 年以來該地區的絕對貧困呈現出“反彈” 的勢頭。

圖2 各類貧困測度指數變化趨勢(東部地區)

圖3 各類貧困測度指數變化趨勢(中部地區)

圖4 各類貧困測度指數變化趨勢(西部地區)

圖5 各類貧困測度指數變化趨勢(東北地區)

而在收入不平等方面，中部地區基尼系數自1997 年后持續攀升，此后一直高于所有地區；東部和西部地區的基尼系數呈現出震蕩上行的趨勢，且2015 年都高于0.5；東北地區的基尼系數比其他地區要低，但長期來看也呈現出上升趨勢。以相對貧困的視角來看，中部地區的貧困發生率HCRL以及貧困缺口比率PGRRL在樣本期的較長時間內比其他地區高且呈現上升趨勢，反映出相對貧困廣度與深度的不斷加劇。雖然東北地區的貧困發生率以及貧困缺口比率不如中部地區，但在20 世紀90 年代以來呈現出與中部地區相似的上升趨勢。此外，東西部地區的同類相對貧困指標處于震蕩上行的狀態，2015 年西部地區的貧困廣度甚至超過中部地區。

總的來看，各地區相對貧困發生率在2015 年都超過了30%，且相對貧困廣度與深度在樣本期內呈現不同程度的上升(個別年份有所緩和)。這說明，盡管各地區的絕對貧困削減效果顯著，但不少個體不能平等地享受經濟發展所帶來的紅利，其經濟水平離社會平均水平越來越遠，相對貧困問題日益突出。

以綜合貧困指數PO來看，中部地區和東北地區的綜合貧困在樣本期內基本呈下降趨勢，東北地區的綜合貧困程度在2011 年后明顯低于其他地區。注意到中部地區并沒出現傳統FGT 指數的“翹尾” 現象(PO由0.148 下降至0.121)，這是因為中部地區這段時期絕對貧困仍有較多的削減(貧困發生率HCAL以及貧困缺口比率PGRAL分別由0.237 和0.130 下降至0.186 和0.100)。而東西部地區仍有“翹尾” 現象出現，這是因為東西部地區在此期間絕對貧困削減力度不大(HCAL分別從0.130 和0.229 下降到0.126 和0.193，PGRAL分別從0.062 和0.106 上升到0.069 和0.107)，但此期間相對貧困大幅上升(HCRL分別從0.294 和0.360 上升到0.332 和0.421，PGRRL分別從0.146 和0.175 上升到0.182 和0.220)，導致綜合貧困有所上升，PO分別從0.078 和0.125 上升至0.086和0.128。

綜上所述，盡管我國在改革開放之后實現了高速的經濟增長和大幅的絕對貧困削減，但全樣本和各子樣本居民的相對貧困卻“居高不下”，甚至有所惡化。高收入人群以更快的速度積累財富，社會的貧富差距顯著擴大。結合綜合貧困指數可知，在相對貧困大幅惡化的作用下，絕對貧困減少未必能夠降低綜合貧困程度。

(四) 綜合貧困指數分解結果

對綜合貧困指數PO作相應分解，可進一步考察絕對貧困與相對貧困成分的動態變化。在綜合貧困測度框架下，1989 年，61.4%的人處于絕對貧困，6.6%的人只處于相對貧困，共計68.0%的人口生活在某種形式的貧困中。整體而言，1989 年中國居民收入綜合貧困指數PO是0.329，且從表7 分解結果得到不同類型貧困對綜合貧困的貢獻，其中絕對貧困的成分PA為0.326，相對貧困的成分PR為0.004。因此，絕對貧困個體貢獻了總貧困指數PO的98.9%。1989 年至2011 年間，絕對貧困個體對綜合貧困貢獻的占比一直高于90.0%，表明絕對貧困是20 世紀90 年代以及隨后的30 年內中國居民收入貧困的主要方面。而到了2015 年，15.2%的個體處于絕對貧困，23.2%的人處于相對貧困，該年貧困指數PO為0.102，比1989 年低69.0%，表明綜合貧困程度已大幅降低。這一較低的指數值可以分解為絕對貧困的成分PA(0.089) 和相對貧困的成分PR(0.012)，其中絕對貧困成分仍貢獻了綜合貧困指數PO的87.9%，這部分群體依然是中國開展扶貧工作的首要對象。

表7 中國綜合貧困指數的分解結果(全樣本)

此外，相對貧困對綜合貧困的貢獻呈現出上升的趨勢。雖然2006 年以前PR穩定在0.003 左右，但其占總貧困指數的比重已由1989 年的1.1%上升到2015 年的12.1%，說明相對貧困已成為中國扶貧事業在后期要面臨的主要問題。以上分析也提醒著我們，應對現行的貧困線標準進行適當的調整，防止貧困線“失靈”，以確保更多潛在的“相對貧困人口” 被納入扶貧范圍。因此，綜合貧困之所以在近十年難以下降，一方面是因為絕對貧困更難消除，另一方面是因為相對貧困的惡化在一定程度上“掩蓋” 了絕對貧困的削減。

如表8 所示，城鎮綜合貧困中的絕對貧困成分PA大幅下降，由1989 年的0.334 變為2015 年的0.051，但是絕對貧困成分對綜合貧困的貢獻從1991 年開始逐年下降，從99.2%削減為2015 年的84.1%。相應地，相對貧困的成分PR從0.003 上升至2015 年的0.010，對城鎮綜合貧困貢獻的占比從0.8%上升為15.9%，說明城鎮內部的相對貧困問題也應受到一定的關注。而對于農村樣本，其絕對貧困貢獻的變化方向與城鎮樣本基本一致:PA大幅下降，由1989 年的0.345 變為2015 年的0.094，但是絕對貧困個體對綜合貧困的貢獻逐年下降，從1993 年的99.1%削減為2015 年的83.7%。此外，與城鎮相比，農村相對貧困問題更為突出: 相對貧困成分PR從2004 年的0.003 上升至2015 年的0.015，對農村總貧困貢獻的占比從1.8%上升為16.3%，且在2006—2015 年間高于城鎮子樣本。銀平均(2007) 指出，除了歷史、自然因素和農民的個體因素，農民還遭受經濟、政治、社會生活、福利制度和文化等多個維度的社會排斥，使得他們相對于城鎮居民來說更難以融入社會。這些因素所形成的農村貧困再生產機制，使得農村地區更易陷入惡性的貧困代際傳遞與循環之中。

表8 中國綜合貧困指數的分解結果(城鎮與農村)

從各地區的綜合貧困指數分解結果可以看出，各地區絕對貧困與相對貧困對綜合貧困的貢獻在不斷發生變化，且具有異質性差異(見圖6)。①各地區綜合貧困指數PO 分解的具體結果請見《經濟科學》 官網“附錄與擴展” 中表A14。中西部地區各成分變化趨勢相近，東北地區相對貧困成分占比上升幅度較大。具體來看，東部地區的絕對貧困成分PA的貢獻并不像全樣本那樣呈現出穩定下降的趨勢，而是在2009 年后呈現出一定的反彈，導致此期間綜合貧困也有所加劇。除了東部地區，其余地區綜合貧困中的絕對貧困成分PA在2000 年后穩定下降，相對貧困成分PR穩定上升，與全樣本變化趨勢基本保持一致。此外，中部地區和西部地區各成分貢獻的變化趨勢幾乎一致，相對貧困成分對綜合貧困的貢獻接近10%；東北地區相對貧困成分貢獻的上升幅度最大，2015 年相對貧困成分對綜合貧困的貢獻已超過20%。

圖6 絕對與相對貧困對綜合貧困的貢獻(地區子樣本)

(五) 穩健性分析

為檢驗以上結論是否具有穩健性，本文參考現有文獻常用的貧困線，然后替換前文所設定的部分貧困線標準。表9 第(2) 列和第(3) 列顯示了城鎮子樣本所使用的絕對貧困線和相對貧困線的特定組合，混合貧困線的形式依然由式(9) 給出。前五對組合(表9 中的序號1 至5) 都使用了不同的相對貧困線，但不改變城鎮、農村及全樣本的絕對貧困線。第一個組合作為基準組，即前文實證部分所采用的貧困線標準，而余下貧困線組合用于與其作對比。第二個組合所采用的相對貧困線非常接近于基準組的相對貧困線，但使用的是樣本家庭的中位數收入ymed而不是平均收入第三個組合替換的相對貧困線同樣基于中位數收入，斜率與前者相同，但它含有截距項(＄1/天，2011PPP)。該相對線又被稱為社會貧困線(societal poverty line)，由Jolliffe 和Prydz (2017) 根據699 個國家的貧困線閾值對中位數收入回歸而得到相應估計值。第四個組合替換相對線為弱相對貧困線，它在基準組的強相對線上加一個截距項(＄0.625/天，2005PPP)，該貧困線由Chen 和Ravallion (2013) 對74 個國家的貧困線進行擬合所得到。第五對組合考慮具有較小斜率參數的相對貧困線 (Ravallion 等，1991；Bourguignon 和Atkinson，2000)，即將原斜率值0.5 替換為0.37，同時含有截距項(＄1/天，1985PPP)。第六對組合根據2022 年5 月世界銀行公布的最新絕對貧困線標準＄2.15/天(2017PPP) 替換基準組的城鎮子樣本＄1.9/天的標準。①“Updating the International Poverty Line with the 2017 PPPs”，World Bank May 02，2002，https://blogs.worldbank.org/opendata/updating-international-poverty-line-2017-ppps.最后一個組合根據世界銀行針對中等偏下收入國家給出的＄3.2/天(2011PPP) 的絕對貧困線標準替換基準組的城鎮子樣本＄1.9/天的標準(Jolliffe 和Prydz，2016)。表9 給出基于不同貧困線組合的各類貧困指數演化結果，由該指數2015 年與1989 年估計值之比表示減貧力度，比值越小，說明貧困減少得越多。

表9 基于不同貧困線組合的各類貧困指數變化幅度(全樣本)

從表9 可以得出，無論采用何種組合的貧困線，絕對貧困的廣度和深度(HCAL和PGRAL) 都已大幅下降至少70%，這與前文的結論基本一致。而對于相對貧困，基于不同貧困線得到的結論并不穩健，帶截距項的弱相對貧困線(序號3、4、5) 得出相對貧困減少40%左右的結論，而強相對貧困線(序號1、2、6、7) 得出相對貧困嚴重加劇的結論。盡管出現悖論，但可觀察到2009 年后中國相對貧困并無明顯的下降趨勢。以綜合貧困來看，無論采用何種組合的貧困線，綜合貧困指數PHL的結果非常穩健，基本維持在0.30 左右，充分說明了該指數的優越性。由此，可以得出一個相對保守的估計: 我國的綜合貧困下降的幅度在65%—70%。此外，基于各貧困線組合得到的分解結果也顯示，相對貧困成分對綜合貧困的貢獻呈上升趨勢。

五、結論與建議

本文基于Decerf (2017) 分層的貧困線和綜合貧困指數考察了1989—2015 年中國居民收入貧困的動態變化，并將綜合貧困指數分解為絕對成分和相對成分，同步考察不同類型的貧困對綜合貧困的影響。實證結果表明，1989—2015 年，中國居民的絕對貧困大體呈持續緩解趨勢，但隨著人均收入水平的提高和收入分配不平等的加劇，相對貧困問題愈發突出。2009 年后，相對貧困的上升在一定程度上“抵消” 了絕對貧困的削減，從而綜合貧困下降幅度減緩。從城鄉子樣本的測度結果來看，中國城鎮的絕對貧困削減快于農村，但城鎮和農村地區的收入不平等和相對貧困狀況都趨于惡化。從地區樣本來看，中西部削減絕對貧困尤為突出，但各地區相對貧困仍是“頑疾”；各地區綜合貧困均已大幅下降，但東西部地區綜合貧困有所“反彈”。綜合貧困指數分解結果表明，中國綜合貧困指數減少的主要原因是絕對貧困個體的減少，相對貧困對綜合貧困的貢獻呈逐步上升趨勢。分城鄉樣本來看，農村地區相對貧困對綜合貧困的貢獻要比城鎮更高。分地區來看，東北地區相對貧困成分占比上升幅度較大，西部地區和中部地區絕對貧困成分仍具有較高的貢獻值。

2020 年末，現有標準下的絕對貧困問題已被完全消除，中國現階段減貧目標得以完成，貧困人口基本實現“兩不愁、三保障”。但是，相對貧困問題依然存在，無論是城鎮還是農村，仍有部分居民無法融入社會。如何變革基于消除絕對貧困思路的扶貧治理體系，促進相對貧困群體持續穩定脫貧，是2020 年后中國扶貧事業面臨的主要難題。結合上述實證結論，本文提出以下政策建議。首先，應將收入貧困的絕對(“富裕”) 和相對(“共同”) 方面納入統一的框架內綜合考慮，在解決“有” 的問題的基礎上，再逐步提高現行的貧困線水平，從“有” 向“好” 再向“優” 不斷發展，構建與經濟發展相適應的貧困線動態調整機制，以精準識別潛在的相對貧困人口。地方政府可根據當地主導的貧困類型實施有針對性的扶貧措施，逐步完善目前的建檔立卡制度，根據貧困戶的不同類型建立相應的檔案，增大扶貧的覆蓋面。其次，適當提高低保政策的瞄準率和覆蓋率，并合理加大財政轉移支付力度以提高低保金領取額度，由“?；尽?逐步轉變為“保面子”，以解決農村群體的相對貧困問題。各地扶貧辦可結合本地貧困類型，按本省標準，根據當地物價水平適度調整貧困線。最后，除了要針對深度貧困地區和特殊貧困人群采取幫扶措施，對于已脫離絕對貧困的人群，也需要在后期跟蹤關注他們的返貧狀況及相對貧困狀況，充分考慮其社會融入問題，制定相關政策以提供制度保障，鞏固扶貧成效。