中國(guó)居民絕對(duì)與相對(duì)貧困的綜合測(cè)度: 1989—2015?

陳銘聰 程振源 楊彥欣

一、引言

二十大報(bào)告指出，中國(guó)式現(xiàn)代化是全體人民共同富裕的現(xiàn)代化。黨的十八大以來(lái)，中國(guó)實(shí)施精準(zhǔn)扶貧和精準(zhǔn)脫貧，脫貧攻堅(jiān)戰(zhàn)取得了決定性進(jìn)展，共同富裕取得了新成效。根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局全國(guó)農(nóng)村貧困監(jiān)測(cè)調(diào)查，按現(xiàn)行國(guó)家農(nóng)村貧困標(biāo)準(zhǔn)測(cè)算，截至2018 年末，全國(guó)農(nóng)村貧困人口從2012 年末的9 899 萬(wàn)人減少至1 660 萬(wàn)人，絕對(duì)貧困發(fā)生率從2012 年的10.2%下降至1.7%。①數(shù)據(jù)來(lái)源: 《2018 年全國(guó)農(nóng)村貧困人口減少1 386 萬(wàn)人》，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局，2019 年2 月15 日，http://www.stats.gov.cn/tjsj/zxfb/201902/t20190215_1649231.html。2020 年末，9 899 萬(wàn)農(nóng)村貧困人口在現(xiàn)行貧困標(biāo)準(zhǔn)下已全面脫離絕對(duì)貧困，832 個(gè)貧困縣全部摘帽，12.8 萬(wàn)個(gè)貧困村全部出列，我國(guó)提前10 年實(shí)現(xiàn)了聯(lián)合國(guó)《2030 年可持續(xù)發(fā)展議程》 確定的減貧目標(biāo)，這在中華民族歷史上具有里程碑式的意義。②數(shù)據(jù)來(lái)源: 《國(guó)家脫貧攻堅(jiān)普查公報(bào)(第一號(hào)) ——國(guó)家脫貧攻堅(jiān)普查如期完成》，政府網(wǎng)，2021年2 月25 日，http://www.gov.cn/xinwen/2021-02/25/content_5588890.htm。

然而，絕對(duì)貧困的消除并不能說(shuō)明貧困將不復(fù)存在，也不能說(shuō)明國(guó)家已經(jīng)完成了扶貧使命。我國(guó)目前所實(shí)行的貧困治理政策主要針對(duì)的是絕對(duì)貧困人口，其治理效果比較顯著，但相對(duì)貧困的問(wèn)題更加突出(陳宗勝等，2013；李實(shí)等，2020)。一些學(xué)者認(rèn)為相對(duì)貧困的內(nèi)涵是不平等，造成相對(duì)貧困的根源在于收入分配的不公(李永友和沈坤榮，2007；高強(qiáng)和孔祥智，2020)。①需要注意的是，楊立雄(2021) 指出“相對(duì)貧困與收入不平等存在較強(qiáng)的相關(guān)性，但兩者并非完全對(duì)應(yīng)關(guān)系”。在一個(gè)發(fā)展落后但收入差距相對(duì)較小的國(guó)家，其相對(duì)貧困程度可能要好于一個(gè)相對(duì)發(fā)達(dá)但收入差距相對(duì)較大的國(guó)家。我國(guó)收入分配中存在的不平等現(xiàn)象仍比較嚴(yán)重，Piketty等(2019) 基于中國(guó)國(guó)民核算數(shù)據(jù)、調(diào)查數(shù)據(jù)以及高收入者稅收統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，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(tài)在2006 年后趨于穩(wěn)定，對(duì)我國(guó)接續(xù)推進(jìn)從全面小康邁向共同富裕形成巨大挑戰(zhàn)。相關(guān)學(xué)者研究表明，依賴經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)來(lái)提高弱勢(shì)群體收入的減貧模式起到的作用在不斷減弱，分配因素對(duì)減貧的影響逐漸凸顯，需加快中國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方式向益貧式增長(zhǎng)轉(zhuǎn)變 (王中華和岳希明，2021)。因而，治理貧困不應(yīng)單純以“增收” 削減絕對(duì)貧困作為扶貧的政策導(dǎo)向，還應(yīng)考慮合理改善收入分配以削減相對(duì)貧困。

世界大多數(shù)國(guó)家和地區(qū)的減貧政策主要以貧困測(cè)度指標(biāo)為依據(jù)。收入貧困測(cè)度的標(biāo)準(zhǔn)由兩個(gè)要素組成: 貧困線和貧困指數(shù)。貧困線規(guī)定了個(gè)體被視為窮人的收入閾值，而貧困指數(shù)匯總了一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中所有個(gè)體對(duì)總貧困的貢獻(xiàn)，從而可以使用該指數(shù)對(duì)不同經(jīng)濟(jì)體的貧困狀況進(jìn)行比較。目前主流的貧困測(cè)度核心方法有兩種: 絕對(duì)貧困和相對(duì)貧困。這兩種方法都是為了衡量貧困個(gè)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(guó)采用的是基于絕對(duì)貧困線構(gòu)建的貧困指標(biāo)，僅僅關(guān)注絕對(duì)貧困群體，并未考慮非貧困群體的收入分布，以此類指標(biāo)評(píng)價(jià)扶貧政策效果尚有缺陷。另外，若直接采用相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，則有可能使得很多非絕對(duì)貧困群體被識(shí)別為貧困，給政府造成較大的財(cái)政負(fù)擔(dān)(汪晨等，2020)，也可能忽視政府在削減絕對(duì)貧困時(shí)所取得的成效。更為重要的一點(diǎn)，在經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的過(guò)程中，如果收入分配經(jīng)歷嚴(yán)重的不平等，僅采用絕對(duì)貧困線或相對(duì)貧困線考察減貧效果有可能得出相悖的結(jié)論(Chen 和Ravallion，2021)。

結(jié)合我國(guó)現(xiàn)實(shí)國(guó)情，在2020 年末已完全脫離絕對(duì)貧困(現(xiàn)行標(biāo)準(zhǔn)) 以及全面推進(jìn)共同富裕的大背景下，有必要設(shè)定與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)的新貧困線標(biāo)準(zhǔn)?；诖?，本文引入Decerf (2017) 提出的貧困綜合測(cè)度方法，采用一種分層級(jí)的貧困線構(gòu)造綜合貧困(overall poverty) 測(cè)度指數(shù)，以綜合測(cè)度收入貧困的絕對(duì)(“富?！? 和相對(duì)(“共同”) 方面，克服僅采用絕對(duì)貧困線或相對(duì)貧困線測(cè)度貧困時(shí)的不足；此外，該指數(shù)屬于FGT (Foster-Greet-Thorbecke) 貧困指數(shù)族，且滿足收入單調(diào)性公理和轉(zhuǎn)移性公理，可橫向或縱向比較不同經(jīng)濟(jì)體的貧困程度；最后，基于綜合貧困指數(shù)的加性可分性質(zhì)，可將綜合貧困分解成絕對(duì)貧困與相對(duì)貧困的組成成分，同步考察兩者的動(dòng)態(tài)演化。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于: 第一，根據(jù)中國(guó)城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)，定義了一種涵蓋絕對(duì)標(biāo)準(zhǔn)與相對(duì)標(biāo)準(zhǔn)的分層貧困線，是對(duì)構(gòu)建貧困線動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制的有益嘗試，提供了中國(guó)新貧困標(biāo)準(zhǔn)的可行思路；第二，采用1989—2015 年中國(guó)營(yíng)養(yǎng)健康調(diào)查(CHNS) 數(shù)據(jù)測(cè)度綜合貧困程度，嘗試回答中國(guó)絕對(duì)貧困與相對(duì)貧困在過(guò)去30 年間的變化趨勢(shì)如何，相對(duì)貧困所占綜合貧困的程度到底有多大，從而對(duì)減貧成效進(jìn)行科學(xué)總結(jié)和評(píng)價(jià)，并為2020年后的扶貧工作提供政策參考。

二、貧困測(cè)度理論框架

(一) 傳統(tǒng)貧困測(cè)度指標(biāo)

貧困測(cè)度的方法多種多樣，既源于對(duì)貧困定義的不同，也源于滿足的公理化標(biāo)準(zhǔn)的差異。①Sen (1976) 最早采用了一種公理化方法構(gòu)建貧困測(cè)度指數(shù)，后來(lái)一些學(xué)者在此基礎(chǔ)上繼續(xù)拓展其他的公理化標(biāo)準(zhǔn)。因篇幅所限，本文省略了此部分內(nèi)容，感興趣的讀者可在《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)論文頁(yè)面“附錄與擴(kuò)展” 欄目下載。具體地，圍繞貧困測(cè)度所衍生的公理化標(biāo)準(zhǔn)主要有聚焦性、單調(diào)性、轉(zhuǎn)移性、轉(zhuǎn)移敏感性、子集一致性和連續(xù)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(fù)福利水平(收入、消費(fèi)或財(cái)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(gè)收入分布的生活水平。貧困線由函數(shù)z:定義，如果某個(gè)體i收入則將該個(gè)體i定義為貧困，這些貧困個(gè)體的數(shù)量定義為q(y)。

貧困發(fā)生率H(headcount ratio)，又稱人頭計(jì)數(shù)法，是最早出現(xiàn)的貧困指數(shù)，至今依然被廣泛采用。給定某貧困線z，貧困發(fā)生率是指一國(guó)(地區(qū)) 貧困人口q(y) 占總?cè)丝跀?shù)量的比率(如式(1) 所示)，用以測(cè)度貧困的廣度。雖然該指數(shù)滿足聚焦性公理，但能反映的信息量過(guò)少。Sen (1976) 指出該指數(shù)違反了貧困公理中的單調(diào)性和轉(zhuǎn)移性，對(duì)窮人內(nèi)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(jiàn)式(2))。該指標(biāo)匯總了窮人收入與貧困線的缺口，是測(cè)度貧困深度的指標(biāo)，在一定程度上彌補(bǔ)了人頭計(jì)數(shù)法在測(cè)度貧困程度上的不足。該指標(biāo)滿足單調(diào)性公理和子集一致性公理，但違反了轉(zhuǎn)移性公理和轉(zhuǎn)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(cè)度公理化標(biāo)準(zhǔn)，通過(guò)給定單調(diào)性公理與轉(zhuǎn)移性公理，構(gòu)造了著名的Sen 指數(shù):

其中，Gp為貧困人口的組內(nèi)基尼系數(shù)。T 指數(shù)和SST 指數(shù)都是在Sen 指數(shù)的基礎(chǔ)上作進(jìn)一步改進(jìn)(Thon，1979；Shorrocks，1995)。Foster 等(1984) 提出的FGT 貧困指數(shù)，引入了貧困厭惡系數(shù)α(給予處于收入分配最底層個(gè)體的權(quán)重)。通常的做法是，將α分別設(shè)定為0、1、2，此時(shí)FGT 指數(shù)分別測(cè)度的是貧困的廣度、深度和強(qiáng)度。當(dāng)參數(shù)值大于0 時(shí)，F(xiàn)GT 指數(shù)滿足單調(diào)性公理與子集一致性公理；當(dāng)參數(shù)值大于1 時(shí)，F(xiàn)GT 指數(shù)滿足轉(zhuǎn)移性公理；當(dāng)參數(shù)值大于2 時(shí)，F(xiàn)GT 指數(shù)滿足轉(zhuǎn)移敏感性公理。FGT 指數(shù)族的一般形式如下:

本文稱結(jié)合dC所確定的式(4) 為傳統(tǒng)(classical) 的FGT 指數(shù)。大量文獻(xiàn)基于傳統(tǒng)的FGT 指數(shù)進(jìn)行貧困測(cè)度研究，默認(rèn)采用絕對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)，因此屬于絕對(duì)貧困測(cè)度范疇。

與客觀的絕對(duì)貧困不同，相對(duì)貧困是一種主觀定義，強(qiáng)調(diào)處于相同社會(huì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下的個(gè)體之間生活水平的比較，反映的是財(cái)產(chǎn)、收入在社會(huì)貧富階層之間的分配，帶有明顯的價(jià)值判斷含義。相對(duì)貧困的概念是英國(guó)經(jīng)濟(jì)學(xué)家彼得·湯森(Townsend) 在《英國(guó)的貧困》 (Poverty in the United Kindom) 中首次提出，其后得到了眾多學(xué)者的呼應(yīng)。Townsend (1979) 認(rèn)為，隨著社會(huì)的發(fā)展，人的需求是在不斷發(fā)展的，生活必需品的內(nèi)涵和外延也在不斷發(fā)生變化。因此，貧困的概念應(yīng)是動(dòng)態(tài)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(lái)度量相對(duì)貧困的程度，并相應(yīng)構(gòu)造了一個(gè)復(fù)合指標(biāo)作為相對(duì)貧困指數(shù)?，F(xiàn)有研究大多沿用歐洲學(xué)者的收入比例法，把家庭收入平均數(shù)或中位數(shù)的一定比例(40%、50%或60%) 作為相對(duì)貧困線(汪晨等，2020；汪三貴和孫俊娜，2021；李瑩等，2021；萬(wàn)廣華和胡曉珊，2021)，然后結(jié)合常見(jiàn)的貧困發(fā)生率H或FGT 指數(shù)來(lái)測(cè)度相對(duì)貧困。然而，基于相對(duì)貧困線所構(gòu)造的貧困指數(shù)性質(zhì)不一定還能滿足貧困測(cè)度的公理化標(biāo)準(zhǔn)。通過(guò)簡(jiǎn)單的數(shù)值例子可以看出①此處數(shù)值例子請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。，如果直接采用相對(duì)貧困線結(jié)合FGT 指數(shù)族使用，在考察經(jīng)歷不平等經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收入分布時(shí)，得到的測(cè)度結(jié)果有可能違背單調(diào)性公理(個(gè)體收入提高并沒(méi)有使貧困指數(shù)減少)。

(二) 主流綜合貧困測(cè)度

絕對(duì)和相對(duì)貧困測(cè)度方法反映了不同評(píng)價(jià)者對(duì)于貧困問(wèn)題的理解，從而瞄準(zhǔn)(target) 的是不同類型的貧困群體。因此，各國(guó)、各地區(qū)在不同時(shí)期的減貧工作中，會(huì)依照其經(jīng)濟(jì)發(fā)展的目標(biāo)來(lái)選擇合理的貧困識(shí)別策略。常見(jiàn)的做法是在中低收入國(guó)家使用絕對(duì)貧困測(cè)度，在高收入國(guó)家采用相對(duì)貧困測(cè)度(Ravallion，2010)。這種只關(guān)注一種貧困類型的統(tǒng)計(jì)實(shí)踐既不利于對(duì)不同時(shí)間、不同地區(qū)的貧困狀況進(jìn)行橫向比較，也不利于考察自身在經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中不同貧困類型的變化情況。因而，越來(lái)越多的學(xué)者嘗試制定能將收入貧困的絕對(duì)和相對(duì)方面結(jié)合起來(lái)的測(cè)度方法。

Bourguignon 和Atkinson (2000) 依據(jù)兩條不同的貧困線來(lái)識(shí)別貧困群體，一條是絕對(duì)貧困線，另一條是相對(duì)貧困線。通過(guò)加總對(duì)應(yīng)兩條貧困線的收入缺口，得出一個(gè)新的貧困指數(shù)。Duclos 和Grégoire (2002) 以平均絕對(duì)貧困與加權(quán)的平均相對(duì)貧困加總的和作為測(cè)度綜合貧困的指標(biāo)，其中平均絕對(duì)貧困以所有個(gè)體的平均貧困缺口度量，相對(duì)貧困則采用個(gè)體與他人收入差距之和度量。類似地，Anderson 和Esposito (2014) 通過(guò)對(duì)絕對(duì)貧困與相對(duì)貧困的測(cè)度結(jié)果進(jìn)行加權(quán)求和，從而得到綜合貧困指標(biāo)。

此外，也有學(xué)者提出一種基于混合貧困線(hybrid poverty line) 的單一測(cè)度方法，在收入貧困的絕對(duì)方面和相對(duì)方面之間進(jìn)行權(quán)衡?；旌县毨Ь€最早由Foster (1998) 提出，具體做法是將絕對(duì)貧困線和相對(duì)貧困線求幾何加權(quán)平均。Bourguignon 和Atkinson (2000)取絕對(duì)貧困線和強(qiáng)相對(duì)貧困線的最大值作為貧困標(biāo)準(zhǔn)，提出一種簡(jiǎn)單形式的混合貧困線:

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

其中，s≥0，表示社會(huì)融入成本的下界。當(dāng)給定s＞0 時(shí)，式(7) 代表的混合貧困線滿足弱相對(duì)性公理。Chen 和Ravallion (2013) 在實(shí)證應(yīng)用中默認(rèn)將該混合貧困線與FGT指數(shù)結(jié)合使用。若基于由Bourguignon 和Atkinson (2000) 的混合貧困線(如式(6) 所示) 結(jié)合FGT 指數(shù)測(cè)度綜合貧困，此時(shí)標(biāo)準(zhǔn)化收入函數(shù)為:

類似地，也可基于Ravallion 和Chen (2011) 提出的混合貧困線定義標(biāo)準(zhǔn)化收入函數(shù)(如式(7) 所示)。給定標(biāo)準(zhǔn)化收入函數(shù)的形式，代入式(4) 即可得到基于混合線的傳統(tǒng)FGT 指數(shù)，但以該指數(shù)測(cè)度綜合貧困的做法存在一定的局限性。Decerf (2017) 通過(guò)等貧困線圖(iso-poverty map) 說(shuō)明了傳統(tǒng)FGT 指數(shù)直接結(jié)合混合貧困線使用時(shí)的不足。如果貧困線是混合的，那么一個(gè)人的標(biāo)準(zhǔn)化收入并不能反映其收入是高于還是低于絕對(duì)貧困線的門(mén)檻，即可能出現(xiàn)這樣的情況: 一個(gè)絕對(duì)貧困的人與一個(gè)相對(duì)貧困的人具有相同的標(biāo)準(zhǔn)化收入采用傳統(tǒng)FGT 指數(shù)的另一個(gè)問(wèn)題是，落后社會(huì)的一些絕對(duì)貧困個(gè)體會(huì)被認(rèn)為比富裕社會(huì)中的一些相對(duì)貧困個(gè)體的福利水平更高。①可再通過(guò)簡(jiǎn)單數(shù)值例子說(shuō)明，因篇幅所限，該數(shù)值例子請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。這是因?yàn)楹笳叩呢毨Ь€閾值相對(duì)更高，但這種比較結(jié)果與一般的認(rèn)為“絕對(duì)貧困比相對(duì)貧困更糟糕” 的直覺(jué)相矛盾(Corazzini 等，2011)。

(三) Decerf 綜合貧困測(cè)度指數(shù)構(gòu)建

鑒于直接采用混合貧困線結(jié)合傳統(tǒng)FGT 指數(shù)測(cè)度總體貧困可能得出悖論(比如，相對(duì)貧困個(gè)體的福利比絕對(duì)貧困個(gè)體的福利要低)，從而無(wú)法準(zhǔn)確比較經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前后的綜合貧困情況，進(jìn)而Decerf (2017) 提出一個(gè)規(guī)范性假設(shè)(normative assumption): 不管兩個(gè)個(gè)體所在社會(huì)的收入標(biāo)準(zhǔn)如何，“絕對(duì)貧困” 的個(gè)體比“只有相對(duì)貧困” 的個(gè)體福利狀況更差。這一假設(shè)有一定的合理性，絕對(duì)貧困被認(rèn)為比相對(duì)貧困更嚴(yán)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(cè)度方法同樣采用混合貧困線，但并沒(méi)有直接結(jié)合傳統(tǒng)的FGT 指數(shù)使用，而是對(duì)傳統(tǒng)FGT 指數(shù)族進(jìn)行改進(jìn)，使新的綜合貧困測(cè)度指數(shù)既能夠滿足單調(diào)性公理與轉(zhuǎn)移性公理，又能夠滿足規(guī)范性假設(shè)。

在構(gòu)造綜合貧困指數(shù)之前，需要提前設(shè)定分層的貧困線，一條為絕對(duì)貧困線，另一條為混合貧困線?；旌县毨Ь€需要滿足相關(guān)限制條件①混合貧困線的具體限制條件請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。，可采用任意一條相對(duì)貧困線zr和任意閾值z(mì)m＞za來(lái)構(gòu)造:

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

接著，為了克服僅采用混合貧困線結(jié)合傳統(tǒng)FGT 指數(shù)以測(cè)度綜合貧困的不足，Decerf (2017) 使用一個(gè)有別于標(biāo)準(zhǔn)化收入函數(shù)dC的分段函數(shù)dAR重新定義FGT 指數(shù):

給定任意“絕對(duì)貧困” 個(gè)體收入y1，以及“只是相對(duì)貧困” 的個(gè)體收入y2，分別代入式(10) 的標(biāo)準(zhǔn)化收入函數(shù)，可得以下不等式:

單調(diào)性公理要求，當(dāng)一些窮人的收入增加時(shí)，貧困指數(shù)就會(huì)相應(yīng)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(huì)有間接的負(fù)向影響，即提高了混合線中相對(duì)貧困線的閾值，因?yàn)樵擃~外收入略微地增加了該社會(huì)群體的平均收入這可能會(huì)導(dǎo)致收入混合貧困線的提高。被提高的混合貧困線可能會(huì)產(chǎn)生兩種不利影響: 第一，原處于相對(duì)貧困的個(gè)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(gè)體均被識(shí)別為相對(duì)貧困。因而，使用基于單一混合貧困線的綜合貧困指標(biāo)來(lái)測(cè)度貧困時(shí)，可能會(huì)得出悖論，即窮人收入的增加反而會(huì)增加綜合貧困，從而違背單調(diào)性公理。為此，實(shí)踐中采用的綜合貧困測(cè)度指數(shù)必須平衡這些得失，且不應(yīng)該過(guò)分重視相對(duì)貧困群體的福利損失。因此應(yīng)考慮使用單調(diào)性公理對(duì)構(gòu)造的綜合貧困指數(shù)加以約束，要求收入增長(zhǎng)的直接效應(yīng)主導(dǎo)著以上兩種間接的不利影響。第二條公理是大多數(shù)文獻(xiàn)所提出的貧困指數(shù)能夠滿足的標(biāo)準(zhǔn)要求。轉(zhuǎn)移性公理要求在兩個(gè)貧困個(gè)體之間進(jìn)行的庇古-道爾頓轉(zhuǎn)移(Pigou-Dalton Transfer)，至少不會(huì)使貧困指數(shù)增加。因?yàn)檫@種平衡的轉(zhuǎn)移不會(huì)改變平均收入因此沒(méi)有參與轉(zhuǎn)移的個(gè)體的福利水平是不變的。

給定貧困厭惡參數(shù)α，某貧困個(gè)體對(duì)FGT 指數(shù)的貢獻(xiàn)定義如下:

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

由以上兩條公理的數(shù)學(xué)表達(dá)可確定α和β的取值。①該部分推導(dǎo)請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。僅當(dāng)α＝1 時(shí)，P滿足收入單調(diào)性公理；當(dāng)且僅當(dāng)α＝1 且β＝zm時(shí)，P(y) 滿足收入單調(diào)性公理和轉(zhuǎn)移性公理。此時(shí)，代入?yún)?shù)可得到新定義的分層加性綜合貧困指數(shù)為:

其中，參數(shù)λ＝za/zm，是處于絕對(duì)貧困線za以下的收入對(duì)綜合貧困貢獻(xiàn)的比例，也可以解釋為相對(duì)于“相對(duì)貧困”，綜合貧困指數(shù)賦予“絕對(duì)貧困” 的權(quán)重(取值[0，1])。λ越大，給予絕對(duì)貧困的權(quán)重越大，當(dāng)λ趨向于1 時(shí)，相對(duì)貧困的個(gè)體對(duì)總貧困的貢獻(xiàn)值趨于0；λ越小，給予相對(duì)貧困的權(quán)重越大，當(dāng)λ趨向于0 時(shí)，不管每個(gè)絕對(duì)貧困個(gè)體的確切收入是多少，他們各自對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)值傾向于1。通過(guò)這樣的設(shè)定，絕對(duì)貧困的個(gè)體對(duì)綜合貧困指數(shù)的貢獻(xiàn)并不會(huì)受到平均收入變化的影響，且比“只是相對(duì)貧困” 個(gè)體的貢獻(xiàn)要大，滿足前文所提出的規(guī)范性假設(shè)。

其中，qa(y) 為分布y中絕對(duì)貧困個(gè)體的數(shù)目。PA(y) 衡量的是總貧困指數(shù)PO(y)中的絕對(duì)貧困成分，PR(y) 衡量的則是相對(duì)貧困成分?？梢?jiàn)，此分解有助于我們分析不同時(shí)期綜合貧困變化的具體特征，以考察中國(guó)綜合貧困中絕對(duì)和相對(duì)成分的動(dòng)態(tài)變化。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與貧困線設(shè)定

(一) 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)健康與營(yíng)養(yǎng)調(diào)查(China Health and Nutrition Survey，CHNS)，該項(xiàng)目由美國(guó)北卡羅來(lái)納大學(xué)(The University of North Carolina) 人口研究中心與中國(guó)疾病預(yù)防控制中心營(yíng)養(yǎng)與健康所合作。具體地，該調(diào)查綜合考慮經(jīng)濟(jì)發(fā)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(gè)省份進(jìn)行了大規(guī)模的調(diào)查訪問(wèn)，并于2011 年起加入北京、上海和重慶等三個(gè)直轄市。由于本文主要考察中國(guó)居民貧困的動(dòng)態(tài)演進(jìn)，盡可能使得時(shí)間跨度長(zhǎng)、區(qū)域范圍廣，因此采用1989—2015 年的九省數(shù)據(jù)。為保持?jǐn)?shù)據(jù)的可對(duì)比性，本文去除了2011 年、2015 年的直轄市樣本，并對(duì)家庭人均純收入數(shù)據(jù)進(jìn)行異常值去除的預(yù)處理，得到各年度的全樣本數(shù)據(jù)。無(wú)論是絕對(duì)貧困測(cè)度還是相對(duì)貧困測(cè)度，均有學(xué)者采取分地區(qū)測(cè)度貧困的方法來(lái)考察區(qū)域異質(zhì)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(qū)間綜合貧困的異質(zhì)性。本文根據(jù)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局的地區(qū)劃分標(biāo)準(zhǔn)①東部地區(qū)包括江蘇和山東，中部地區(qū)包括河南、湖北和湖南，西部地區(qū)包括廣西和貴州，東北地區(qū)包括遼寧和黑龍江。，生成各年度的分樣本數(shù)據(jù)，以得到更豐富的結(jié)論。

(二) 貧困線設(shè)定

對(duì)于絕對(duì)貧困線za的設(shè)定，世界銀行和中華人民共和國(guó)國(guó)家統(tǒng)計(jì)局分別給出了兩套絕對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)，即“世行標(biāo)準(zhǔn)” 和“中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)”。“世行標(biāo)準(zhǔn)” 為2011 年至今的國(guó)際貧困線，1.90 美元/天②世界銀行在《1990 年世界發(fā)展報(bào)告》 中，引入了1.01 美元/天的國(guó)際貧困線(以1985 年價(jià)格為基期)。此后，世界銀行不斷根據(jù)購(gòu)買(mǎi)力平價(jià)調(diào)整國(guó)際貧困線，1993—2004 年調(diào)整為1.08 美元/天(1993 年購(gòu)買(mǎi)力平價(jià))，2005—2010 年調(diào)整為1.25 美元/天(2005 年購(gòu)買(mǎi)力平價(jià))，而2011 年至今的國(guó)際貧困線為1.90 美元/天(2011 年購(gòu)買(mǎi)力平價(jià))。；而中國(guó)目前僅公布了官方農(nóng)村貧困線(暫無(wú)設(shè)定城鎮(zhèn)貧困線)，即“2010 年標(biāo)準(zhǔn)”，按2010 年價(jià)格每人每年2 300 元。據(jù)此，如表1 所示，本文結(jié)合中國(guó)城鄉(xiāng)二元化的基本國(guó)情并參考程振源和劍玉陽(yáng)(2013) 的貧困線設(shè)定，選取世行“1.9 美元” 標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)年度平均匯率換算成相應(yīng)的人民幣單位，以此作為城鎮(zhèn)子樣本絕對(duì)貧困線閾值；選取中國(guó)“2010 年標(biāo)準(zhǔn)” 作為農(nóng)村子樣本絕對(duì)貧困線閾值，并根據(jù)歷年居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)進(jìn)行平減。此外，本文以國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的城鎮(zhèn)、農(nóng)村人口數(shù)為權(quán)重，對(duì)城鎮(zhèn)子樣本和農(nóng)村子樣本絕對(duì)貧困線進(jìn)行加權(quán)平均處理，并將計(jì)算結(jié)果作為適用于全樣本和地區(qū)子樣本的絕對(duì)貧困線。可以看出，城鎮(zhèn)子樣本貧困線一直高于農(nóng)村子樣本貧困線，符合中國(guó)城鄉(xiāng)二元化的國(guó)情，反映出城鎮(zhèn)與農(nóng)村生活成本的差距。20 世紀(jì)90 年代初期，農(nóng)村人口占總?cè)丝诘谋戎剌^高，通過(guò)加權(quán)平均算得的全樣本貧困線較為接近農(nóng)村貧困線。但隨著時(shí)間的推移，特別是21 世紀(jì)以來(lái)，農(nóng)村人口占比不斷下降，城鎮(zhèn)人口占比不斷上升，全樣本貧困線呈現(xiàn)出向城鎮(zhèn)貧困線“靠攏” 的趨勢(shì)，表明該貧困線的設(shè)置充分考慮了中國(guó)持續(xù)推進(jìn)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程。

表2 社會(huì)融入成本及混合貧困線閾值z(mì)m 測(cè)算結(jié)果 (單位: 元)

表3 相對(duì)貧困線及混合貧困線計(jì)算 (單位: 元)

(續(xù)表)

圖1 分別給出本文全樣本所采用的絕對(duì)貧困線、相對(duì)貧困線以及混合貧困線閾值的變化過(guò)程。①城鎮(zhèn)和農(nóng)村子樣本采用絕對(duì)貧困線、相對(duì)貧困線以及混合貧困線閾值的變化過(guò)程請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展” 中圖A1 和圖A2?？梢钥闯?，通過(guò)加權(quán)平均算得的全樣本絕對(duì)貧困線起先高于全樣本相對(duì)貧困貧困線，隨著時(shí)間的推移，特別是在2004 年之后，全樣本絕對(duì)貧困線落后于全樣本相對(duì)貧困線，表明中國(guó)所采用貧困標(biāo)準(zhǔn)的升幅不及經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的速度，存在一定的滯后性(王曉琦和顧昕，2015)。過(guò)去，由于中國(guó)的經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展程度相對(duì)落后，不足以解決龐大人口的溫飽問(wèn)題，貧困線定得較低是合理的政策選擇；但是，隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度的提高，相關(guān)學(xué)者指出，在保證解決國(guó)民溫飽問(wèn)題的前提下，貧困線應(yīng)相應(yīng)提高(葉興慶，2018；孫久文和夏添，2019)。即使是一些經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與中國(guó)相當(dāng)?shù)膰?guó)家，所采用貧困線標(biāo)準(zhǔn)都高于中國(guó)，而且高于世界銀行的貧困標(biāo)準(zhǔn)(李君如等，2011)。由此可見(jiàn)，中國(guó)現(xiàn)行貧困線存在著偏低的問(wèn)題，應(yīng)建立與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)的調(diào)整機(jī)制，適當(dāng)考慮脫離絕對(duì)貧困群體的社會(huì)融入問(wèn)題，混合貧困線則提供了一個(gè)可行的思路。本文設(shè)定的混合貧困線z() 在2004 年之前取混合線閾值z(mì)m，因?yàn)樵谶@之前相對(duì)貧困線較低，人民生活水平普遍不高；2004 年之后取相對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)zr()，說(shuō)明相對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)已經(jīng)超過(guò)絕對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)，也超過(guò)了涵蓋社會(huì)融入成本的混合線閾值，反映出人民生活質(zhì)量得到大幅改善。

圖1 全樣本的貧困線標(biāo)準(zhǔn)

四、中國(guó)居民貧困的綜合測(cè)度

(一) 全樣本綜合貧困測(cè)度結(jié)果

表4 給出了中國(guó)居民收入的不同貧困指數(shù)及基尼系數(shù)計(jì)算結(jié)果。①本文同時(shí)計(jì)算了將貧困厭惡參數(shù)α 設(shè)定為1、2 時(shí)的絕對(duì)貧困與相對(duì)貧困測(cè)度的傳統(tǒng)FGT 指數(shù)(含全樣本、城鄉(xiāng)以及分地區(qū))，請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展” 中表A3—A12。前三個(gè)貧困指數(shù)均度量貧困發(fā)生率，反映了貧困廣度: 第一個(gè)貧困指數(shù)為HCAL，表示全樣本絕對(duì)貧困線za以下人口所占比例；第二個(gè)貧困指數(shù)為HCRL，表示相對(duì)貧困線以下人口所占比例；第三個(gè)貧困指數(shù)為HCHL，表示混合貧困線以下人口所占比例。最后一個(gè)用于比較的貧困指數(shù)為PGRHL，表示為以混合貧困線為基礎(chǔ)的傳統(tǒng)測(cè)度指標(biāo)——貧困缺口比率。本文在式(15) 所構(gòu)造的基于混合貧困線的新貧困指數(shù)用PO表示，結(jié)合基于其他四種貧困指數(shù)計(jì)算得到的測(cè)度結(jié)果，考察1989—2015 年中國(guó)居民收入貧困的動(dòng)態(tài)變化。

表4 中國(guó)居民收入的不同貧困指數(shù)及基尼系數(shù)計(jì)算結(jié)果

如表4 所示，1989—2015 年，中國(guó)居民的絕對(duì)貧困大體呈持續(xù)緩解趨勢(shì)，反映貧困廣度的絕對(duì)貧困發(fā)生率HCAL由1989 年的61.4%下降到2015 年的15.2%。從絕對(duì)貧困深度和絕對(duì)貧困強(qiáng)度來(lái)看②請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)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%?？偟膩?lái)看，三個(gè)貧困指標(biāo)的大幅下降充分體現(xiàn)了我國(guó)消除絕對(duì)貧困所取得的巨大成效。注意到無(wú)論以何種絕對(duì)貧困指標(biāo)衡量，2009 年之前絕對(duì)貧困下降的幅度較大，而2009—2015 年間，絕對(duì)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(qiáng)度在此期間卻經(jīng)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?yàn)樯形疵撾x絕對(duì)貧困的大都是條件較差、基礎(chǔ)較弱的深度貧困地區(qū)和一些特殊貧困群體。越是在脫貧后期，越需要“精準(zhǔn)扶貧”。

盡管在絕對(duì)貧困視角下的減貧事業(yè)成績(jī)斐然，但收入分配不平等問(wèn)題和相對(duì)貧困問(wèn)題也愈發(fā)突出。孫久文和夏添(2019) 指出，相對(duì)貧困是基于收入相對(duì)差距的一種貧困類型，收入的基尼系數(shù)可用于測(cè)量收入差距，也是未來(lái)相對(duì)貧困線劃定的主要參考指標(biāo)。具體而言，1989—2015 年，中國(guó)居民的基尼系數(shù)波動(dòng)較大，且從長(zhǎng)期看呈現(xiàn)上升趨勢(shì)。樣本居民收入的基尼系數(shù)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(wěn)定在0.400 以上，在2006 年取得最高值0.518，之后5 年出現(xiàn)小幅回落后，2015 年又回升至0.517。①本文基尼系數(shù)的估計(jì)結(jié)果與國(guó)家統(tǒng)計(jì)局發(fā)布的數(shù)據(jù)有所差異，主要在于使用的樣本數(shù)量、樣本質(zhì)量和調(diào)查方法的不同，但中國(guó)近年收入差距的基尼系數(shù)應(yīng)大于等于0.5 (李實(shí)和朱夢(mèng)冰，2018)。樣本期內(nèi)收入不均等并未呈現(xiàn)倒U 形中的下降趨勢(shì)，相關(guān)研究也指出尚無(wú)充足證據(jù)說(shuō)明中國(guó)收入分配基尼系數(shù)已進(jìn)入下行通道(楊耀武和楊澄宇，2015)。以相對(duì)貧困的視角來(lái)看，反映廣度的貧困發(fā)生率HCRL在1991 年取得最低值27.1%后震蕩上行，在2006 年達(dá)到峰值40.7%，之后有所下降但幅度不大。而相對(duì)貧困的深度和強(qiáng)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(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展” 中表A4。三個(gè)貧困指標(biāo)的變化趨勢(shì)與基尼系數(shù)基本保持一致，說(shuō)明相對(duì)貧困程度與收入分配的不平等程度呈現(xiàn)出很強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系。以上結(jié)果表明，總體的相對(duì)貧困水平在20 世紀(jì)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(jìn)入21 世紀(jì)后，隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型，收入不均等在波動(dòng)中上升，導(dǎo)致相對(duì)貧困線“水漲船高”。低收入群體收入增長(zhǎng)速度不如總體的收入增長(zhǎng)速度快，從而低收入群體的收入距離相對(duì)貧困線越來(lái)越遠(yuǎn)，相對(duì)貧困持續(xù)惡化。由此說(shuō)明，過(guò)去中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)并不能夠自動(dòng)緩解相對(duì)貧困。

但注意到上述結(jié)論可能存在“萎靡經(jīng)濟(jì)下的被脫貧” 和“虛假繁榮下的被貧困” 兩類誤差(沈揚(yáng)揚(yáng)和李實(shí)，2020)。一方面，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的初期階段，收入水平(中位收入或平均收入) 較低，此時(shí)相對(duì)貧困標(biāo)準(zhǔn)也較低，部分極端貧困群體的收入可能高過(guò)相對(duì)線從而“被脫貧”，此時(shí)貧困測(cè)度結(jié)果存在一定的低估；另一方面，由于經(jīng)濟(jì)的快速增長(zhǎng)，盡管部分中低收入居民收入水平未得到實(shí)質(zhì)性改善，但高收入群體的收入快速增長(zhǎng)無(wú)形之中拉高了相對(duì)貧困線，使得很多非絕對(duì)貧困群體被識(shí)別為貧困，此時(shí)貧困測(cè)度結(jié)果存在一定的高估。因此，采用貧困綜合測(cè)度方法更能體現(xiàn)貧困的“全貌”。從綜合貧困的視角來(lái)看，基于混合貧困線的傳統(tǒng)FGT 指數(shù)HCHL和PGRHL雖然呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)，降幅分別為43.5%和37.7%，但這兩種測(cè)度指數(shù)在一定程度上忽視了絕對(duì)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(cè)度指數(shù)PO由1989 年的0.329下降到2015 年的0.102，綜合貧困降幅達(dá)69.0%，充分肯定了我國(guó)削減絕對(duì)貧困的工作。但是，綜合貧困的降幅不如絕對(duì)貧困發(fā)生率的降幅(75.24%) 以及絕對(duì)貧困缺口比率降幅(71.84%)，說(shuō)明相對(duì)貧困的上升一定程度“抵消” 了由絕對(duì)貧困削減導(dǎo)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?yàn)楸M管2011—2015 年間，雖然絕對(duì)貧困發(fā)生率HCAL由18.2%下降到15.2%，但相對(duì)貧困發(fā)生率HCRL卻由36.2%上升至38.4%，且兩類貧困的缺口比率指標(biāo)的趨勢(shì)類似，從而綜合貧困并不會(huì)大幅變化。受限于所使用調(diào)查樣本的時(shí)間跨度，我們無(wú)法刻畫(huà)2015 年后三類貧困的變化趨勢(shì)，但仍值得后續(xù)研究關(guān)注。由于該指數(shù)涵蓋了收入貧困的絕對(duì)和相對(duì)方面，因此后文會(huì)給出相應(yīng)的分解結(jié)果以具體分析。

(二) 城鄉(xiāng)綜合貧困測(cè)度結(jié)果

表5 和表6 基于絕對(duì)貧困視角，對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村子樣本進(jìn)行比較，在分別使用“世行標(biāo)準(zhǔn)” 和“中國(guó)標(biāo)準(zhǔn)” 絕對(duì)貧困線的情況下，城鎮(zhèn)子樣本的HCAL由1989 年的76.0%下降到2015 年的8.1%；農(nóng)村子樣本的HCAL由1989 年的62.0%下降至2015 年的13.9%。上述結(jié)果表明，無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，樣本期內(nèi)絕對(duì)貧困都呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì)。特別地，2009—2015 年間，雖然城鎮(zhèn)和農(nóng)村的貧困廣度仍在下降，但貧困深度和貧困強(qiáng)度不但沒(méi)有下降，甚至出現(xiàn)了“反彈”，從而全樣本在此期間也呈現(xiàn)出類似的特征。

表5 中國(guó)城鎮(zhèn)居民收入的不同貧困指數(shù)及基尼系數(shù)計(jì)算結(jié)果

表6 中國(guó)農(nóng)村居民收入的不同貧困指數(shù)及基尼系數(shù)計(jì)算結(jié)果

對(duì)城鎮(zhèn)和農(nóng)村子樣本進(jìn)行比較時(shí)，由于分別使用世界銀行絕對(duì)貧困線和中國(guó)官方絕對(duì)貧困線，各指標(biāo)的絕對(duì)量并不可比，但我們可以通過(guò)計(jì)算各貧困指標(biāo)的年均降幅來(lái)比較減貧速度。具體地，城鎮(zhèn)子樣本HCAL、PGRAL和SPGRAL的年均降幅分別為8.25%、6.74%和5.37%，農(nóng)村子樣本HCAL、PGRAL和SPGRAL的年均降幅分別為5.59%、5.48%和5.25%，說(shuō)明樣本期內(nèi)中國(guó)城鎮(zhèn)的絕對(duì)貧困削減速度快于農(nóng)村，現(xiàn)階段的中國(guó)絕對(duì)貧困問(wèn)題主要集中在農(nóng)村地區(qū)。在城鄉(xiāng)分割的戶籍制度下，城鎮(zhèn)人口享有比較廣泛的社會(huì)公共服務(wù)，涵蓋住房、醫(yī)療、子女教育和退休金等方面，主要由國(guó)家和工作單位提供，保障程度較高；而農(nóng)村人口社會(huì)保障主要由家庭和社區(qū)負(fù)責(zé)，相比之下并不穩(wěn)定(汪三貴，2008)。此外，相比于城鎮(zhèn)人口，農(nóng)村貧困人口具有較高的脆弱性，缺乏應(yīng)對(duì)自然災(zāi)害和疾病等負(fù)面沖擊的能力以及從沖擊的影響中恢復(fù)的能力，福利水平難以提高(韓崢，2004)。

基于相對(duì)貧困視角，對(duì)城鎮(zhèn)、農(nóng)村子樣本的基尼系數(shù)測(cè)度表明，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的收入差距呈現(xiàn)迅猛放大趨勢(shì)，由1989 年的0.298 震蕩上行，2004 年及之后在0.450 附近小幅波動(dòng)；中國(guó)農(nóng)村居民的收入差距呈現(xiàn)高位上升趨勢(shì)，由1989 年的0.418 變動(dòng)至2015年的0.534。由此說(shuō)明，農(nóng)村內(nèi)部收入不平等明顯高于城鎮(zhèn)內(nèi)部，與Piketty 等(2019)研究結(jié)論相似。此外，汪晨等(2015) 和羅楚亮(2018) 的研究發(fā)現(xiàn)，農(nóng)村內(nèi)部收入分布的兩極分化程度也高于城鎮(zhèn)內(nèi)部收入分布。而從傳統(tǒng)的相對(duì)貧困發(fā)生率HCRL來(lái)看，中國(guó)城鎮(zhèn)居民的HCRL由1989 年的14.3%開(kāi)始逐年上升，在2006 年達(dá)到最高值33.4%，隨后幾年迎來(lái)短暫的回落，但一直徘徊在30.0%左右；中國(guó)農(nóng)村居民的HCRL在2000 年前穩(wěn)定在30.0%左右，之后開(kāi)始震蕩上行，在2015 年一度達(dá)到了40.9%的水平。由此可見(jiàn)，無(wú)論是在城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，都存在著非常嚴(yán)峻的相對(duì)貧困問(wèn)題，且現(xiàn)階段農(nóng)村相對(duì)貧困惡化問(wèn)題比城鎮(zhèn)更為嚴(yán)重，該結(jié)果與王美昌和高云虹(2017)、汪晨等(2020) 測(cè)度結(jié)果類似。

從貧困綜合測(cè)度指數(shù)PO的結(jié)果來(lái)看，城鎮(zhèn)居民的PO由1989 年的0.337 下降到2015年的0.060，降幅達(dá)82.2%；而農(nóng)村居民的PO由1989 年的0.345 下降到2015 年的0.094，降幅達(dá)72.8%，反映出中國(guó)城鄉(xiāng)的總體減貧效果顯著。①這是因?yàn)榍拔脑O(shè)定的綜合貧困測(cè)度指數(shù)給予絕對(duì)貧困足夠大的“權(quán)重” (畢竟絕對(duì)貧困的削減是更為首要的目標(biāo))，所以很多情況下綜合貧困削減方向與絕對(duì)貧困一致。但是，當(dāng)相對(duì)貧困惡化的程度足夠大時(shí)，綜合貧困未必還能減少。注意到農(nóng)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(xiàn)這一“翹尾” 現(xiàn)象說(shuō)明雖然農(nóng)村的絕對(duì)貧困狀況有所好轉(zhuǎn)，絕對(duì)貧困發(fā)生率HCAL由14.9%下降到13.9%，但相對(duì)貧困在惡化，相對(duì)貧困發(fā)生率HCRL由36.1%上升到40.9%，這種惡化不僅抵掉了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)帶來(lái)的減貧效果，而且進(jìn)一步加劇了綜合貧困程度。

(三) 分地區(qū)綜合貧困測(cè)度結(jié)果

圖2 至圖5 依次給出了東部、中部、西部和東北等四個(gè)地區(qū)子樣本的各類貧困指數(shù)的變化趨勢(shì)。以絕對(duì)貧困的視角來(lái)看，除了東部地區(qū)，其他三個(gè)地區(qū)的貧困發(fā)生率HCAL以及貧困缺口比率PGRAL在樣本期內(nèi)均呈現(xiàn)大幅下降的趨勢(shì)，且中部和西部地區(qū)的降幅最為顯著。在樣本期內(nèi)的較長(zhǎng)時(shí)間，東部地區(qū)的貧困發(fā)生率以及貧困缺口比率都是最低的，這與東部地區(qū)發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)水平相符，但2009 年以來(lái)該地區(qū)的絕對(duì)貧困呈現(xiàn)出“反彈” 的勢(shì)頭。

圖2 各類貧困測(cè)度指數(shù)變化趨勢(shì)(東部地區(qū))

圖3 各類貧困測(cè)度指數(shù)變化趨勢(shì)(中部地區(qū))

圖4 各類貧困測(cè)度指數(shù)變化趨勢(shì)(西部地區(qū))

圖5 各類貧困測(cè)度指數(shù)變化趨勢(shì)(東北地區(qū))

而在收入不平等方面，中部地區(qū)基尼系數(shù)自1997 年后持續(xù)攀升，此后一直高于所有地區(qū)；東部和西部地區(qū)的基尼系數(shù)呈現(xiàn)出震蕩上行的趨勢(shì)，且2015 年都高于0.5；東北地區(qū)的基尼系數(shù)比其他地區(qū)要低，但長(zhǎng)期來(lái)看也呈現(xiàn)出上升趨勢(shì)。以相對(duì)貧困的視角來(lái)看，中部地區(qū)的貧困發(fā)生率HCRL以及貧困缺口比率PGRRL在樣本期的較長(zhǎng)時(shí)間內(nèi)比其他地區(qū)高且呈現(xiàn)上升趨勢(shì)，反映出相對(duì)貧困廣度與深度的不斷加劇。雖然東北地區(qū)的貧困發(fā)生率以及貧困缺口比率不如中部地區(qū)，但在20 世紀(jì)90 年代以來(lái)呈現(xiàn)出與中部地區(qū)相似的上升趨勢(shì)。此外，東西部地區(qū)的同類相對(duì)貧困指標(biāo)處于震蕩上行的狀態(tài)，2015 年西部地區(qū)的貧困廣度甚至超過(guò)中部地區(qū)。

總的來(lái)看，各地區(qū)相對(duì)貧困發(fā)生率在2015 年都超過(guò)了30%，且相對(duì)貧困廣度與深度在樣本期內(nèi)呈現(xiàn)不同程度的上升(個(gè)別年份有所緩和)。這說(shuō)明，盡管各地區(qū)的絕對(duì)貧困削減效果顯著，但不少個(gè)體不能平等地享受經(jīng)濟(jì)發(fā)展所帶來(lái)的紅利，其經(jīng)濟(jì)水平離社會(huì)平均水平越來(lái)越遠(yuǎn)，相對(duì)貧困問(wèn)題日益突出。

以綜合貧困指數(shù)PO來(lái)看，中部地區(qū)和東北地區(qū)的綜合貧困在樣本期內(nèi)基本呈下降趨勢(shì)，東北地區(qū)的綜合貧困程度在2011 年后明顯低于其他地區(qū)。注意到中部地區(qū)并沒(méi)出現(xiàn)傳統(tǒng)FGT 指數(shù)的“翹尾” 現(xiàn)象(PO由0.148 下降至0.121)，這是因?yàn)橹胁康貐^(qū)這段時(shí)期絕對(duì)貧困仍有較多的削減(貧困發(fā)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(qū)仍有“翹尾” 現(xiàn)象出現(xiàn)，這是因?yàn)闁|西部地區(qū)在此期間絕對(duì)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(duì)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(dǎo)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(guó)在改革開(kāi)放之后實(shí)現(xiàn)了高速的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)和大幅的絕對(duì)貧困削減，但全樣本和各子樣本居民的相對(duì)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(cái)富，社會(huì)的貧富差距顯著擴(kuò)大。結(jié)合綜合貧困指數(shù)可知，在相對(duì)貧困大幅惡化的作用下，絕對(duì)貧困減少未必能夠降低綜合貧困程度。

(四) 綜合貧困指數(shù)分解結(jié)果

對(duì)綜合貧困指數(shù)PO作相應(yīng)分解，可進(jìn)一步考察絕對(duì)貧困與相對(duì)貧困成分的動(dòng)態(tài)變化。在綜合貧困測(cè)度框架下，1989 年，61.4%的人處于絕對(duì)貧困，6.6%的人只處于相對(duì)貧困，共計(jì)68.0%的人口生活在某種形式的貧困中。整體而言，1989 年中國(guó)居民收入綜合貧困指數(shù)PO是0.329，且從表7 分解結(jié)果得到不同類型貧困對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)，其中絕對(duì)貧困的成分PA為0.326，相對(duì)貧困的成分PR為0.004。因此，絕對(duì)貧困個(gè)體貢獻(xiàn)了總貧困指數(shù)PO的98.9%。1989 年至2011 年間，絕對(duì)貧困個(gè)體對(duì)綜合貧困貢獻(xiàn)的占比一直高于90.0%，表明絕對(duì)貧困是20 世紀(jì)90 年代以及隨后的30 年內(nèi)中國(guó)居民收入貧困的主要方面。而到了2015 年，15.2%的個(gè)體處于絕對(duì)貧困，23.2%的人處于相對(duì)貧困，該年貧困指數(shù)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(shù)值可以分解為絕對(duì)貧困的成分PA(0.089) 和相對(duì)貧困的成分PR(0.012)，其中絕對(duì)貧困成分仍貢獻(xiàn)了綜合貧困指數(shù)PO的87.9%，這部分群體依然是中國(guó)開(kāi)展扶貧工作的首要對(duì)象。

表7 中國(guó)綜合貧困指數(shù)的分解結(jié)果(全樣本)

此外，相對(duì)貧困對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)。雖然2006 年以前PR穩(wěn)定在0.003 左右，但其占總貧困指數(shù)的比重已由1989 年的1.1%上升到2015 年的12.1%，說(shuō)明相對(duì)貧困已成為中國(guó)扶貧事業(yè)在后期要面臨的主要問(wèn)題。以上分析也提醒著我們，應(yīng)對(duì)現(xiàn)行的貧困線標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行適當(dāng)?shù)恼{(diào)整，防止貧困線“失靈”，以確保更多潛在的“相對(duì)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?yàn)榻^對(duì)貧困更難消除，另一方面是因?yàn)橄鄬?duì)貧困的惡化在一定程度上“掩蓋” 了絕對(duì)貧困的削減。

如表8 所示，城鎮(zhèn)綜合貧困中的絕對(duì)貧困成分PA大幅下降，由1989 年的0.334 變?yōu)?015 年的0.051，但是絕對(duì)貧困成分對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)從1991 年開(kāi)始逐年下降，從99.2%削減為2015 年的84.1%。相應(yīng)地，相對(duì)貧困的成分PR從0.003 上升至2015 年的0.010，對(duì)城鎮(zhèn)綜合貧困貢獻(xiàn)的占比從0.8%上升為15.9%，說(shuō)明城鎮(zhèn)內(nèi)部的相對(duì)貧困問(wèn)題也應(yīng)受到一定的關(guān)注。而對(duì)于農(nóng)村樣本，其絕對(duì)貧困貢獻(xiàn)的變化方向與城鎮(zhèn)樣本基本一致:PA大幅下降，由1989 年的0.345 變?yōu)?015 年的0.094，但是絕對(duì)貧困個(gè)體對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)逐年下降，從1993 年的99.1%削減為2015 年的83.7%。此外，與城鎮(zhèn)相比，農(nóng)村相對(duì)貧困問(wèn)題更為突出: 相對(duì)貧困成分PR從2004 年的0.003 上升至2015 年的0.015，對(duì)農(nóng)村總貧困貢獻(xiàn)的占比從1.8%上升為16.3%，且在2006—2015 年間高于城鎮(zhèn)子樣本。銀平均(2007) 指出，除了歷史、自然因素和農(nóng)民的個(gè)體因素，農(nóng)民還遭受經(jīng)濟(jì)、政治、社會(huì)生活、福利制度和文化等多個(gè)維度的社會(huì)排斥，使得他們相對(duì)于城鎮(zhèn)居民來(lái)說(shuō)更難以融入社會(huì)。這些因素所形成的農(nóng)村貧困再生產(chǎn)機(jī)制，使得農(nóng)村地區(qū)更易陷入惡性的貧困代際傳遞與循環(huán)之中。

表8 中國(guó)綜合貧困指數(shù)的分解結(jié)果(城鎮(zhèn)與農(nóng)村)

從各地區(qū)的綜合貧困指數(shù)分解結(jié)果可以看出，各地區(qū)絕對(duì)貧困與相對(duì)貧困對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)在不斷發(fā)生變化，且具有異質(zhì)性差異(見(jiàn)圖6)。①各地區(qū)綜合貧困指數(shù)PO 分解的具體結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展” 中表A14。中西部地區(qū)各成分變化趨勢(shì)相近，東北地區(qū)相對(duì)貧困成分占比上升幅度較大。具體來(lái)看，東部地區(qū)的絕對(duì)貧困成分PA的貢獻(xiàn)并不像全樣本那樣呈現(xiàn)出穩(wěn)定下降的趨勢(shì)，而是在2009 年后呈現(xiàn)出一定的反彈，導(dǎo)致此期間綜合貧困也有所加劇。除了東部地區(qū)，其余地區(qū)綜合貧困中的絕對(duì)貧困成分PA在2000 年后穩(wěn)定下降，相對(duì)貧困成分PR穩(wěn)定上升，與全樣本變化趨勢(shì)基本保持一致。此外，中部地區(qū)和西部地區(qū)各成分貢獻(xiàn)的變化趨勢(shì)幾乎一致，相對(duì)貧困成分對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)接近10%；東北地區(qū)相對(duì)貧困成分貢獻(xiàn)的上升幅度最大，2015 年相對(duì)貧困成分對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)已超過(guò)20%。

圖6 絕對(duì)與相對(duì)貧困對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)(地區(qū)子樣本)

(五) 穩(wěn)健性分析

為檢驗(yàn)以上結(jié)論是否具有穩(wěn)健性，本文參考現(xiàn)有文獻(xiàn)常用的貧困線，然后替換前文所設(shè)定的部分貧困線標(biāo)準(zhǔn)。表9 第(2) 列和第(3) 列顯示了城鎮(zhèn)子樣本所使用的絕對(duì)貧困線和相對(duì)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(duì)組合(表9 中的序號(hào)1 至5) 都使用了不同的相對(duì)貧困線，但不改變城鎮(zhèn)、農(nóng)村及全樣本的絕對(duì)貧困線。第一個(gè)組合作為基準(zhǔn)組，即前文實(shí)證部分所采用的貧困線標(biāo)準(zhǔn)，而余下貧困線組合用于與其作對(duì)比。第二個(gè)組合所采用的相對(duì)貧困線非常接近于基準(zhǔn)組的相對(duì)貧困線，但使用的是樣本家庭的中位數(shù)收入ymed而不是平均收入第三個(gè)組合替換的相對(duì)貧困線同樣基于中位數(shù)收入，斜率與前者相同，但它含有截距項(xiàng)(＄1/天，2011PPP)。該相對(duì)線又被稱為社會(huì)貧困線(societal poverty line)，由Jolliffe 和Prydz (2017) 根據(jù)699 個(gè)國(guó)家的貧困線閾值對(duì)中位數(shù)收入回歸而得到相應(yīng)估計(jì)值。第四個(gè)組合替換相對(duì)線為弱相對(duì)貧困線，它在基準(zhǔn)組的強(qiáng)相對(duì)線上加一個(gè)截距項(xiàng)(＄0.625/天，2005PPP)，該貧困線由Chen 和Ravallion (2013) 對(duì)74 個(gè)國(guó)家的貧困線進(jìn)行擬合所得到。第五對(duì)組合考慮具有較小斜率參數(shù)的相對(duì)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(shí)含有截距項(xiàng)(＄1/天，1985PPP)。第六對(duì)組合根據(jù)2022 年5 月世界銀行公布的最新絕對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)＄2.15/天(2017PPP) 替換基準(zhǔn)組的城鎮(zhèn)子樣本＄1.9/天的標(biāo)準(zhǔn)。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(gè)組合根據(jù)世界銀行針對(duì)中等偏下收入國(guó)家給出的＄3.2/天(2011PPP) 的絕對(duì)貧困線標(biāo)準(zhǔn)替換基準(zhǔn)組的城鎮(zhèn)子樣本＄1.9/天的標(biāo)準(zhǔn)(Jolliffe 和Prydz，2016)。表9 給出基于不同貧困線組合的各類貧困指數(shù)演化結(jié)果，由該指數(shù)2015 年與1989 年估計(jì)值之比表示減貧力度，比值越小，說(shuō)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(shù)變化幅度(全樣本)

從表9 可以得出，無(wú)論采用何種組合的貧困線，絕對(duì)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(jié)論基本一致。而對(duì)于相對(duì)貧困，基于不同貧困線得到的結(jié)論并不穩(wěn)健，帶截距項(xiàng)的弱相對(duì)貧困線(序號(hào)3、4、5) 得出相對(duì)貧困減少40%左右的結(jié)論，而強(qiáng)相對(duì)貧困線(序號(hào)1、2、6、7) 得出相對(duì)貧困嚴(yán)重加劇的結(jié)論。盡管出現(xiàn)悖論，但可觀察到2009 年后中國(guó)相對(duì)貧困并無(wú)明顯的下降趨勢(shì)。以綜合貧困來(lái)看，無(wú)論采用何種組合的貧困線，綜合貧困指數(shù)PHL的結(jié)果非常穩(wěn)健，基本維持在0.30 左右，充分說(shuō)明了該指數(shù)的優(yōu)越性。由此，可以得出一個(gè)相對(duì)保守的估計(jì): 我國(guó)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(jié)果也顯示，相對(duì)貧困成分對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)呈上升趨勢(shì)。

五、結(jié)論與建議

本文基于Decerf (2017) 分層的貧困線和綜合貧困指數(shù)考察了1989—2015 年中國(guó)居民收入貧困的動(dòng)態(tài)變化，并將綜合貧困指數(shù)分解為絕對(duì)成分和相對(duì)成分，同步考察不同類型的貧困對(duì)綜合貧困的影響。實(shí)證結(jié)果表明，1989—2015 年，中國(guó)居民的絕對(duì)貧困大體呈持續(xù)緩解趨勢(shì)，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(duì)貧困問(wèn)題愈發(fā)突出。2009 年后，相對(duì)貧困的上升在一定程度上“抵消” 了絕對(duì)貧困的削減，從而綜合貧困下降幅度減緩。從城鄉(xiāng)子樣本的測(cè)度結(jié)果來(lái)看，中國(guó)城鎮(zhèn)的絕對(duì)貧困削減快于農(nóng)村，但城鎮(zhèn)和農(nóng)村地區(qū)的收入不平等和相對(duì)貧困狀況都趨于惡化。從地區(qū)樣本來(lái)看，中西部削減絕對(duì)貧困尤為突出，但各地區(qū)相對(duì)貧困仍是“頑疾”；各地區(qū)綜合貧困均已大幅下降，但東西部地區(qū)綜合貧困有所“反彈”。綜合貧困指數(shù)分解結(jié)果表明，中國(guó)綜合貧困指數(shù)減少的主要原因是絕對(duì)貧困個(gè)體的減少，相對(duì)貧困對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)呈逐步上升趨勢(shì)。分城鄉(xiāng)樣本來(lái)看，農(nóng)村地區(qū)相對(duì)貧困對(duì)綜合貧困的貢獻(xiàn)要比城鎮(zhèn)更高。分地區(qū)來(lái)看，東北地區(qū)相對(duì)貧困成分占比上升幅度較大，西部地區(qū)和中部地區(qū)絕對(duì)貧困成分仍具有較高的貢獻(xiàn)值。

2020 年末，現(xiàn)有標(biāo)準(zhǔn)下的絕對(duì)貧困問(wèn)題已被完全消除，中國(guó)現(xiàn)階段減貧目標(biāo)得以完成，貧困人口基本實(shí)現(xiàn)“兩不愁、三保障”。但是，相對(duì)貧困問(wèn)題依然存在，無(wú)論是城鎮(zhèn)還是農(nóng)村，仍有部分居民無(wú)法融入社會(huì)。如何變革基于消除絕對(duì)貧困思路的扶貧治理體系，促進(jìn)相對(duì)貧困群體持續(xù)穩(wěn)定脫貧，是2020 年后中國(guó)扶貧事業(yè)面臨的主要難題。結(jié)合上述實(shí)證結(jié)論，本文提出以下政策建議。首先，應(yīng)將收入貧困的絕對(duì)(“富裕”) 和相對(duì)(“共同”) 方面納入統(tǒng)一的框架內(nèi)綜合考慮，在解決“有” 的問(wèn)題的基礎(chǔ)上，再逐步提高現(xiàn)行的貧困線水平，從“有” 向“好” 再向“優(yōu)” 不斷發(fā)展，構(gòu)建與經(jīng)濟(jì)發(fā)展相適應(yīng)的貧困線動(dòng)態(tài)調(diào)整機(jī)制，以精準(zhǔn)識(shí)別潛在的相對(duì)貧困人口。地方政府可根據(jù)當(dāng)?shù)刂鲗?dǎo)的貧困類型實(shí)施有針對(duì)性的扶貧措施，逐步完善目前的建檔立卡制度，根據(jù)貧困戶的不同類型建立相應(yīng)的檔案，增大扶貧的覆蓋面。其次，適當(dāng)提高低保政策的瞄準(zhǔn)率和覆蓋率，并合理加大財(cái)政轉(zhuǎn)移支付力度以提高低保金領(lǐng)取額度，由“?；尽?逐步轉(zhuǎn)變?yōu)椤氨Ｃ孀印?，以解決農(nóng)村群體的相對(duì)貧困問(wèn)題。各地扶貧辦可結(jié)合本地貧困類型，按本省標(biāo)準(zhǔn)，根據(jù)當(dāng)?shù)匚飪r(jià)水平適度調(diào)整貧困線。最后，除了要針對(duì)深度貧困地區(qū)和特殊貧困人群采取幫扶措施，對(duì)于已脫離絕對(duì)貧困的人群，也需要在后期跟蹤關(guān)注他們的返貧狀況及相對(duì)貧困狀況，充分考慮其社會(huì)融入問(wèn)題，制定相關(guān)政策以提供制度保障，鞏固扶貧成效。