中國城鄉弱相對貧困測算及時空演變:2012—2018

2022-03-02 11:06:40呂景春

人口與經濟 2022年1期

關鍵詞：農村

馬瑜，呂景春

(天津師范大學經濟學院，天津 300387)

一、引言及文獻綜述

在精準脫貧攻堅的高效推進下，我國現行標準下的農村絕對貧困問題已經解決。但這并不意味著貧困問題的終結，共同富裕目標為新時代扶貧工作指明方向，因經濟社會不平等導致的城鄉相對貧困問題成為全面建成小康社會后貧困治理的重點，扶貧政策更加關注社會弱勢和邊緣性群體是否能公平參與經濟和社會發展進程，共享經濟和社會發展成果。同時需要監測低風險承擔能力和低社會變化適應能力的脆弱性群體，防止其再次陷入絕對貧困。與新的貧困特征相適應，貧困標準界定和貧困指數構造方法也應隨之調整和更新，為新時代貧困人口瞄準、貧困程度動態監測和貧困治理效果評估提供數據支撐和科學依據。

已廣泛應用于減貧實踐的收入貧困識別方法主要包括絕對貧困線和相對貧困線兩種。絕對貧困線是基本生活需要的貨幣度量，在短期內的名義價值會因通貨膨脹和購買力水平而調整，但其實際價值固定不變，是發展中國家常用的貧困識別方法。然而，生活必需品會隨社會、市場的發展變化而不斷被適應和擴展，社會融入成本也會不斷增加，但絕對貧困線對居民普遍生活水平的提高不敏感，難以及時反映基本需要實際價值的變化。相對貧困線常根據某個國家(地區)居民家庭收入(消費)平均值(中位數)的一定比例(通常取40%—60%)設定，后被拉瓦雷(Ravallion)和陳少華稱為強相對貧困線，是OECD和歐盟等發達國家識別貧困的主流方法，但在理論基礎、比例設定和貧困性質方面遭到質疑。

拉瓦雷和陳少華總結和比較了貧困線設定的兩種理論基礎。福利主義者基于相對剝奪視角認為個體效用不僅取決于絕對收入水平，而且與相對收入水平相關。非福利主義者從能力視角出發認為個體免于貧困同時需要生存能力和社會融入能力，而且實現社會融入能力所需的成本和支出是相對的。另外，通過實證研究115個國家的貧困線與人均消費水平的關系，拉瓦雷和陳少華發現國家貧困線在消費水平較低階段增長緩慢，貧困線對平均消費的彈性接近于0，近似絕對貧困線；但在消費水平超過臨界值后，國家貧困線隨平均消費增長而迅速上升，彈性也隨之增大漸趨于1，與強相對貧困線平行但截距大于0。正是基于各國貧困線與人均消費水平間的近似分段線性函數關系，在阿特金森(Atkinson)和布吉尼翁(Bourguignon)開創性地提出結合絕對貧困線和相對貧困線的AB相對貧困線后，拉瓦雷和陳少華分別從福利主義視角和非福利主義視角推導出滿足弱相對貧困公理的弱相對貧困線，后有學者延續弱相對貧困線的設定思路并不斷細化和拓展，提出社會貧困線和經基尼系數調整的弱相對貧困線。

然而，當采用強相對貧困線或弱相對貧困線識別貧困人口時，基于經典FGT測度方法計算的相對貧困率經常出現與絕對貧困率變化方向不一致的情形，難以直觀比較貧困程度的時空演變并科學評估經濟增長和扶貧政策的綜合減貧效應。例如，基于CFPS數據庫測算中國城鎮消費貧困在2012—2018年間的變化，絕對貧困率從8.82%減少到3.22%，而僅相對貧困率從13.86%增加到20.66%，意味著相對貧困率從22.68%增加到23.88%。為解決這一分歧，迪瑟夫(Decerf)通過對絕對貧困和相對貧困人口進行分層加總，提出與弱相對貧困線識別方法相適應的分層可加綜合貧困指數(Hierarchical Additive Overall Poverty Index，HAOPI)。基于弱相對貧困線的貧困人口識別，采用HAOPI可測算得出中國城鎮消費弱相對貧困從2012年的15.42%降低到2018年的12.89%，中國農村弱相對貧困狀況也有類似趨勢。可見，HAOPI對中國取得的減貧成就有一個更為綜合性和直觀性的評估，盡管存在由高度不平等導致的較高相對貧困率，但由于絕對貧困大幅下降的貢獻，中國城鄉綜合貧困指數在樣本期間內仍然持續下降。

國內已有少量研究借鑒國際相對貧困標準設定經驗，提出我國后扶貧時代分階段和分區域的貧困線設計方案以及循序漸進的調整策略，并采用微觀數據進行了測算和比較。研究多采用收入(消費)比例法作為相對貧困線的設計思路，但在基準值設定和具體比例值選擇上，以及城鄉分開或城鄉融合計算，是否與國際標準接軌等問題上存在爭議。極少數文獻采用弱相對貧困線對相對貧困人口進行識別，如胡聯等采用經基尼系數調整的弱相對貧困線識別弱相對貧困，李瑩等采用社會貧困線制定相對貧困標準，但這些文獻仍使用傳統FGT指數測算相對貧困程度。

本文基于CFPS家庭微觀數據，考慮與現階段絕對貧困線相銜接及國際標準的可比性，采用弱相對貧困線分類精準識別貧困人口，具體區分為絕對貧困、僅相對貧困和非貧困三類貧困狀態，并利用基于弱相對貧困識別的分層可加綜合貧困指數測度了中國城鄉的收入(消費)綜合貧困程度及時空演變，從新視角了解弱相對貧困人口的結構、分布特征以及動態變化趨勢，有助于直觀反映經濟增長和扶貧政策的減貧效應，以期為我國后扶貧時代建構貧困人口識別、測度和監測體系提供有益參考。

二、理論基礎與測算方法

1.弱相對貧困人口識別的理論基礎：社會融入成本理論

基于森(Sen)的能力貧困方法，阿特金森和布吉尼翁構建了一種“能力—成本—貧困線”且分絕對貧困和相對貧困的雙層次貧困識別框架，拉瓦雷和陳少華在此基礎上進一步闡述并推出兼顧絕對貧困和相對貧困的弱相對貧困線。綜合上面的弱相對貧口人口識別思想，主要有以下內容。

第一，個體免于貧困需要兩個層次的基本能力，優先考慮的第一層次能力是用于滿足基本生理需求的生存能力，第二層次能力是不被排斥在正常生活方式和社會活動之外的社會融入能力。生存能力和社會融入能力的匱乏分別導致絕對貧困和相對貧困的產生，且絕對貧困是比相對貧困更糟糕的生活狀態，即相對貧困線應高于絕對貧困線。

第二，將需求從能力空間映射到消費空間，即將所需的生存能力和社會融入能力在特定社會經濟背景下按照給定的價格轉化為生存成本和社會融入成本。社會融入成本可以理解為能夠確保個體有尊嚴地參與通常社會經濟活動所需的商品支出。森強調個體為避免貧困所需的能力和功能是絕對的，但實現能力所需的成本卻是相對的，因時空差異而發生變化。因為隨著社會經濟發展和商品市場變化，基本需要的構成會不斷拓展，基本需要的質量也會不斷提高，滿足基本需要所需的收入也隨之提高。

第三，根據生存成本和社會融入成本分別確定絕對貧困線和相對貧困線。在特定時空背景下，生存成本的實際價值是基本固定的，可用絕對貧困線來表達，但社會融入成本與參照群體的收入(消費)平均水平相關，會隨社會普遍接受的生活標準提高而增加。例如，當社會群體的教育水平普遍提高時，與勞動力市場需求相適應的受教育程度也隨之攀升，低收入群體因難以負擔高昂的教育成本而被排斥在教育市場之外，又因受教育程度落后于勞動力市場需求而陷入貧困循環中。為簡化問題，可以合理地假定社會融入成本與平均收入(消費)正相關，即相對貧困線會隨平均收入的提高而上升。

第四，將絕對貧困線和相對貧困線結合在一起，得到弱相對貧困線。當社會經濟水平處于低位時，貧困線設定主要考慮基本生存需求，而生存成本隨平均收入變化幅度不大，適合設定為平坦的絕對貧困線。隨著社會經濟發展水平提高，貧困線設定的重點轉向相對剝奪問題，關注社會融入需求是否滿足。因此在超過平均收入的某一臨界值后，貧困線適合設定為隨平均收入提高而上升的相對貧困線。此分段線性函數關系即可用弱相對貧困線表示。

2.弱相對貧困人口的識別方法：弱相對貧困線

(1)

當≠0,≠0，=0時，即AB相對貧困線。阿特金森和布吉尼翁建議取世界銀行的“每天1美元”標準(1985年購買力平價，以下簡稱PPP)，并基于發展中國家和發達國家的貧困線與平均消費水平的正比例關系，估計得出=037(1985年PPP)。AB相對貧困線兼顧絕對貧困和相對貧困，但極端貧困國家無社會融入成本的論斷缺乏說服力。

3.弱相對貧困程度的測算方法：分層可加綜合貧困指數

與弱相對貧困線相對應，貧困指數也應兼顧絕對貧困和相對貧困，但廣泛使用的傳統FGT指數設計基于絕對貧困線識別方法，并不適用于相對貧困的測度。若基于強相對貧困線或賦權相對貧困較多的混合貧困線識別貧困人口，FGT指數的時空比較經常出現反直覺和相矛盾的問題。而基于弱相對貧困線識別的分層可加綜合貧困指數(HAOPI)不僅滿足聚焦公理等貧困公理，還可以避免傳統可加FGT指數分別測度絕對貧困和相對貧困時出現的分歧問題，且有更為直觀的解釋。

(1)傳統FGT貧困指數測度相對貧困的缺點。常用的貧困率和貧困差距率均為可加FGT指數的特例。FGT指數表示為：

(2)

當=0時，FGT指數即貧困率，絕對貧困率、僅相對貧困率和相對貧困率分別為：

(3)

(4)

(5)

當=1時，FGT指數即貧困差距率，絕對貧困差距率和相對貧困差距率分別為：

(6)

(7)

(2)基于弱相對貧困人口識別的分層可加綜合貧困指數。迪瑟夫認為“不論社會貧富，絕對貧困個體比僅相對貧困個體更加貧困”，并在此假定下采用弱相對貧困線分類識別絕對貧困和相對貧困，分別計算個體的貧困貢獻，最后加總得到分層可加綜合貧困指數(HAOPI)。

考慮一個貧困測度函數()，用于度量收入分布的弱相對貧困程度。

(8)

(9)

三、中國城鄉弱相對貧困線的估計

本文考慮城鄉生活水平差異和價格水平變化，并與現階段絕對貧困線相銜接，設定了中國城鄉弱相對貧困線的2011年標準，并分別從收入和消費視角估計得出我國各年度分城鄉的弱相對貧困線。

1.數據來源與處理

本文數據來源于2012—2018年中國家庭追蹤調查(China Family Panel Studies，CFPS)，樣本覆蓋全國25個省(直轄市、自治區)，具有全國代表性。家庭人均收入是貧困測算的核心變量之一，考慮到CFPS中2010年的基線調查與后續追蹤調查在收入設計上存在較大差別，而2012年以后的歷年收入數據在統計口徑上基本一致，更具可比性。因此，本文選取CFPS中2012年、2014年、2016年和2018年的家庭層面追蹤調查數據庫。經缺失值處理后，各年樣本涵蓋家庭戶數均約在11600—14300之間，城鄉家庭比例基本相當，但在逐年增加。

2.中國城鄉弱相對貧困線的設定標準

表1 中國城鄉弱相對貧困線的2011年標準元/年,人

二是確定相對貧困線部分的截距項，將按中國城鄉調整系數轉換成2011年以人民幣計的價值。2011年“1天1美元”在中國城市相當于“1天3.9元”，在中國農村相當于“1天3.04元”，也就是城市1423.5元/年和農村1109.6元/年，即城市和農村社會貧困線的截距部分。弱相對貧困線與社會貧困線的區別僅在于截距項，將社會貧困線的截距乘以0.4即可得中國城鄉弱相對貧困線的截距分別為569.4元/年和443.84元/年。

圖1 基于不同識別方法的2011年中國城鎮貧困線比較

圖2 基于不同識別方法的2011年中國農村貧困線比較

3.基于收入(消費)的中國城鄉歷年弱相對貧困線估計

(1)中國城鄉歷年弱相對貧困線估計步驟。基于中國城鄉弱相對貧困線的2011年標準(見表1)，經各年全國城鄉消費價格指數平減后，代入各年收入(消費)的中位數，即可推算得出其他年度的絕對貧困線(APL)、強相對貧困線(SRPL)、弱相對貧困線(WRPL)和社會貧困線(SPL)。收入弱相對貧困線和消費弱相對貧困線的估計結果分別如表2和表3所示。

表2 基于家庭人均純收入中位數的中國城鄉歷年弱相對貧困線估計元/年

表3 基于家庭人均消費支出中位數的中國城鄉歷年弱相對貧困線估計元/年

首先，估計歷年弱相對貧困線的絕對貧困線部分()。①農村的絕對貧困標準。根據《2019中國農村貧困監測報告》，可得同等生活水平下其他年度可比的農村絕對貧困標準，2012年、2014年、2016年和2018年的依次是2625元、2800元、2952元和2995元。②全國和城市的絕對貧困標準。考慮物價水平變化，為確保全國和城市弱相對貧困線的2011年標準(見表1)所代表的生活水平不變，利用全國和城市CPI，將2011年標準調整到其他年份(2012年、2014年、2016年和2018年)的水平，得到2012年、2014年、2016年和2018年各年度全國和城市的。

(2)估計結果分析。弱相對貧困線(WRPL)和社會貧困線(SPL)同時考慮了絕對貧困和相對貧困，分別用和識別。從表2可以發現，歷年均大于，但差距隨家庭人均純收入平均水平增長而擴大。從表3可以發現，基于家庭人均消費支出中位數估計的貧困線有類似特征和趨勢，且消費弱相對貧困線的比收入弱相對貧困線更低。

四、中國城鄉弱相對貧困程度測算及時空演變

在弱相對貧困人口識別的基礎上，應用分層可加綜合貧困指數()分別從收入和消費視角測度了中國及代表性省份的城鄉弱相對貧困程度及動態變化趨勢。

1.我國城鄉弱相對貧困指數測算結果分析

(1)我國城鄉收入弱相對貧困測算及動態變化。經收入弱相對貧困線識別出絕對貧困人口和相對貧困人口后，中國城鄉歷年的收入貧困率、貧困差距率及綜合貧困指數如表4、圖3和圖4所示。由測算結果分析可得如下結論。

第一，無論城鄉，絕對貧困程度大幅度下降，農村減貧效果尤其顯著，但農村貧困程度仍顯著高于城鎮。從表4的第(1)列和第(4)列可以看出，2012—2018年期間，高速的經濟增長使人均收入大幅增長，絕對貧困顯著下降。全國的絕對貧困率()從19.34%下降到8.45%，貧困差距率從10.24%下降到3.6%。從貧困率和貧困差距率均可看出，城鎮和農村的絕對貧困程度連續下降，農村下降幅度更大，農村絕對貧困率()從2012年的21.72%下降到2018年的9.97%，城鎮絕對貧困率從13.02%下降到4.24%。

表4 基于家庭人均純收入計算貧困指數及動態變化 %

圖3 不同測度方法下中國城鎮貧困率變化趨勢比較

圖4 不同測度方法下中國農村貧困率變化趨勢比較

第二，無論城鄉，相對貧困程度下降緩慢，仍維持在高位水平。從表4的第(2)列和第(3)列可以看出，2012—2018年間，經濟增長的同時，不平等程度也在增加，這一點不僅由表2的高基尼系數得出，同樣體現在嚴重的相對貧困程度上。僅相對貧困率()逐年增加，部分群體盡管脫離絕對貧困但生活水平仍在相對貧困線之下，進而使得相對貧困率()基本無變化，從2012年到2018年僅下降了2.81%(=29.92%-27.11%)。與絕對貧困的巨大城鄉差異不同，城鎮和農村的相對貧困同樣嚴重，但農村的下降趨勢比城市更為顯著。在2012年，農村的相對貧困率高達30.87%，比城市高出4.84%，但2018年城鄉的總相對貧困率()基本持平，一方面可體現農村減貧政策效應，另一方面可能受城鎮化進程中人口流動的影響。考察期間內相對貧困差距率表現出類似趨勢，各個年度城鄉相對貧困差距率均高于10%，但農村相對貧困差距率比城市下降幅度快，在2012年和2014年，農村相對貧困差距率高于城市，但在2018年基本持平。

第三，無論城鄉，用于測算弱相對貧困程度的綜合貧困指數()穩健下降，下降幅度介于絕對貧困率()和相對貧困率()之間，可有效評估不平等經濟增長的減貧效應。從表4的(1)、(3)和(7)列，以及圖3和圖4可得:首先，分層可加綜合貧困指數()是絕對貧困率()和相對貧困率()的加權平均，可以看作貧困率的拓展，不僅反映了絕對貧困，而且懲罰了高度不平等。其次，盡管高度不平等程度導致嚴重的相對貧困率，但絕對貧困的大幅度減少使得綜合貧困指數()在2012—2018年期間持續下降，從2012年的24.49%下降到2018年的17.98%，下降了6.51%，盡管下降幅度低于(下降了1089)，但高于(下降了2.81%)。最后，農村弱相對貧困程度雖高于城鎮，但下降幅度更大。城鎮弱相對貧困程度從2012年的19.4%下降到2018年的13.98%(下降了5.42%)，農村弱相對貧困程度從2012年的26.14%下降到2018年的17.71%(下降了8.43%)。

第四，如果用貧困率和貧困差距率來衡量不平等經濟增長的減貧效應，當不平等效應超過經濟增長效應時，和之間，以及和間會出現分歧，而綜合貧困指數平衡了絕對貧困率和相對貧困率，解決了絕對貧困和相對貧困變化趨勢不一致的問題。比如城市2012年到2014年的貧困狀況，在絕對貧困和相對貧困測量上即出現分歧。從13.02%降低到11.52%，從699降低到587；而則從2603上升26.86%，從13.10%上升到13.41%。綜合貧困指數綜合了絕對貧困和相對貧困情況，因絕對貧困下降幅度比相對貧困上升幅度大，絕對貧困的貢獻更大，總體仍呈現下降趨勢(從19.40%下降到19.14%)。這一期間的農村表現出類似特征，傳統絕對貧困和相對貧困測度方法出現分歧。

綜上，中國城鄉收入貧困在2012—2018年間的變化趨勢如圖3和圖4所示。絕對貧困率()、綜合貧困率()和相對貧困率()在2012—2018年間均持續下降，但變化幅度依次減弱。

(2)我國城鄉消費弱相對貧困的測算及動態變化。在消費弱相對貧困線識別出絕對貧困人口和相對貧困人口后，同樣可得2012—2018年中國城鄉消費貧困的動態變化特點。消費貧困率、消費貧困差距率和消費綜合貧困指數如表5所示，分析結論如下:第一，與收入絕對貧困特點類似，無論城鄉，消費絕對貧困大幅下降，農村絕對貧困程度更為嚴重。由于消費水平低于收入水平，而絕對貧困標準相同，使得消費絕對貧困率普遍比收入絕對貧困率低，絕對貧困差距率亦有類似特征。無論貧困率還是貧困差距率，農村消費絕對貧困比城市更為嚴重。第二，消費相對貧困率()在2012—2018年間普遍變化幅度不大，城鄉差異亦不顯著；相對貧困差距率()呈現上升趨勢，農村尤其顯著。第三，在考察樣本期間，消費絕對貧困和相對貧困出現分歧，即和，以及和的變化趨勢普遍不一致，難以評估不平等經濟增長的減貧效應。第四，與收入綜合貧困指數變化趨勢一致，消費綜合貧困指數呈持續下降，但水平普遍比收入綜合貧困指數低。

表5 基于家庭人均消費支出計算貧困指數及動態變化 %

2.我國城鄉弱相對貧困的省際差異及變化趨勢

在省際貧困程度差異分析時，選取上海、遼寧、河南、甘肅、廣東五個省份城鄉進行測算，為更具可比性，各省份的貧困識別標準仍以全國而非全省為參照群體。

(1)我國城鄉收入弱相對貧困的省際差異及變化趨勢。基于家庭人均純收入測算的絕對貧困率()、相對貧困率()和綜合貧困指數()及時空差異如表6所示。

表6 基于弱相對貧困線的收入貧困指數的時空差異 %

第一，除上海外，代表東、中、西部的四省份相對貧困率普遍嚴重，欠發達省份甚至有上升趨勢。首先，除上海外，其余四省份的相對貧困率均在20%以上，河南和甘肅高達30%以上。發達地區上海和廣東的相對貧困率均有下降，如上海從2012年的8.49%下降到2018年的1.29%。欠發達地區河南和甘肅的相對貧困率均有上升，如甘肅從2012年的37.66%上升到2018年的41.96%，這與相應省份絕對貧困率的變化趨勢正好相反。其次，2012年城鎮的相對貧困率普遍低于農村或基本持平，但到2018年，除遼寧外，城鎮的相對貧困率普遍超過農村或基本持平。如甘肅，2012年農村(3322)比城鎮(2517)高出805，但城鄉相對貧困差距在2018年發生逆轉，城鎮(3649)比農村(2911)高出738。最后，多個省份的相對貧困率在2012—2018年間的變化趨勢與絕對貧困率出現分歧，難以有效評估經濟增長和扶貧政策的減貧效應，比如河南和甘肅的城鎮地區。

第二，從綜合貧困指數()可以看出，弱相對貧困穩健下降，但存在顯著的城鄉差異。廣東、上海、遼寧、河南和甘肅的弱相對貧困程度下降幅度依次遞減，盡管河南和甘肅的絕對貧困大幅下降，但由于相對貧困上升，導致綜合貧困程度下降幅度較低。除甘肅外，農村綜合貧困率普遍高于城鎮或基本持平。無論城鄉，除甘肅城鎮地區外，綜合貧困率均下降顯著。

(2)我國城鄉消費弱相對貧困的省際差異及變化趨勢。基于家庭人均消費支出測算的絕對貧困率()、相對貧困率()和綜合貧困率()及時空差異如表7所示。與表6比較發現，消費貧困的、和普遍低于收入貧困相應指數。

表7 基于弱相對貧困線的消費貧困指數的時空差異 %

第一，與收入絕對貧困特點類似，消費絕對貧困率總體呈下降趨勢，在中西部地區和農村地區更為嚴重。第二，消費相對貧困率的變化趨勢及城鄉差異與收入相對貧困所呈現特征略有不同。比如，消費相對貧困率在遼寧呈現上升趨勢，在河南呈現下降趨勢，與相應省份收入相對貧困的變化趨勢恰好相反。第三，通過消費貧困的和的變化趨勢難以得出減貧效應評估的一致結論，比如遼寧和甘肅。第四，除2012年的廣東和甘肅外，城鎮的消費相對貧困普遍高于農村或基本持平。第五，與收入弱相對貧困特點及變化趨勢一致，從可以看出，消費弱相對貧困程度穩健下降。在2012年，農村綜合貧困更為嚴重，但到2018年，上海、河南和甘肅的城鄉差距發生逆轉，城鎮地區的消費綜合貧困率高于農村。

五、結論與建議

相對貧困是全面建成小康社會后學界和政府關注的重點方向，但只取決于相對收入水平的強相對貧困線，忽視了基本生存需求的絕對性，因此兼顧絕對貧困和相對貧困，由社會融入成本理論導出且滿足弱相對貧困公理的弱相對貧困線更科學合理。另外，傳統基于絕對貧困構造的FGT指數不再適用于相對貧困的測量和貧困程度的動態分析。基于弱相對貧困識別構造的有更好的貧困性質并在動態分析上有更直觀的解釋。

本文采用CFPS數據估計了中國城鄉歷年收入(消費)弱相對貧困線，并基于弱相對貧困線對絕對貧困人口和僅相對貧困人口進行精準分類識別，應用分層可加綜合貧困指數()測度了中國城鄉的收入(消費)弱相對貧困程度及時空演變。在樣本考察期間(2012—2018年)，主要有以下新的發現。

第一，如果采用基于FGT方法計算的貧困率和貧困差距率來衡量不平等經濟增長的減貧效應，當不平等效應超過經濟增長效應時，收入(消費)貧困率和貧困差距率在測度中國城鄉和多個省份的絕對貧困和相對貧困程度及其動態變化上出現分歧，難以直觀反映和有效評估經濟增長和扶貧政策的綜合減貧效應。在樣本考察期間，中國收入(消費)絕對貧困程度大幅下降，農村減貧成就尤為卓著；而相對貧困程度持續處于高位水平，甚至欠發達省份有上升趨勢。第二，綜合貧困指數在評估弱相對貧困程度及其變化趨勢方面有諸多優勢。平衡了絕對貧困率和相對貧困率，可以看作貧困率的拓展，不僅反映了絕對貧困，而且懲罰了高度不平等，解決了絕對貧困和相對貧困變化趨勢不一致的問題。盡管高度不平等程度導致嚴重的相對貧困率，但絕對貧困的大幅度減少使得中國城鄉收入(消費)弱相對貧困在2012—2018年期間穩健下降，下降幅度介于絕對貧困率和相對貧困率之間。

根據本文的分析，針對相對貧困的識別和測度提出如下建議：第一，在識別貧困人口與評估減貧效應時，應兼顧絕對貧困和相對貧困，可借鑒和拓展滿足弱相對性公理的弱相對貧困線方法以及在此基礎上構建的分層可加綜合貧困指數。第二，未來可進一步細化收入、消費貧困線，分地區、家庭規模和結構以及年齡制定更為詳盡的貧困標準，提高貧困人口瞄準的精確性。第三，貧困識別和測度不僅要考慮經濟維度的不平等，同時要重視教育培訓、社會保障和體面就業等社會維度的相對剝奪，構建多維相對貧困標準和指數測算體系。同時從社會融入成本和社會融入能力角度可得如下政策啟示。第一，政府需繼續加強住房市場干預，穩定房價，讓住房從投資屬性回歸居住屬性，逐漸剝離住房與城市落戶、子女入學、公共服務等重要福利的牽連，減少城市移民獲取住房資源的成本，避免因住房的過度投資功能導致貧富差距進一步加劇，促進流動人口的社會融入和社會流動。第二，切實促進基礎教育資源的均等化，繼續加強校外教育市場的治理，減少家庭的教育成本。第三，加強職業技能培訓，提供終身學習機會的平臺，通過人力資本開發提升貧困群體的社會融入能力，讓弱相對貧困群體有能力參與經濟和社會發展進程，有公平機會共享經濟和社會發展成果。