教育代際流動對家庭消費不平等的影響效應及傳導機制

摘要：教育作為人力資本積累的基本途徑，對居民收入增長、文化素養(yǎng)及認知能力的提升起著核心作用，并對經濟增長與居民消費產生顯著影響?；?010—2020年中國家庭追蹤調查（CFPS）數據，使用教育的代際次序相關性指標構建各省份教育代際流動指數，以消費相對剝奪指數從家庭層面表征居民消費不平等，實證檢驗教育代際流動對家庭消費不平等的影響效應及傳導機制。研究發(fā)現：第一，地區(qū)教育代際流動提升可顯著降低子代家庭消費不平等；第二，教育代際流動性提升對家庭消費不平等的改善作用對于城鎮(zhèn)家庭、戶主為男性、中青年和中低資產家庭影響顯著，對農村家庭、戶主為女性、老年和高資產家庭不具有統(tǒng)計顯著性；第三，社會資本和創(chuàng)業(yè)行為是教育代際流動影響家庭消費不平等的兩個重要渠道。因此提出暢通向上流通渠道，實施差異化人力資本培育政策，提升社會各階層消費能力和消費意愿，強化數字普惠金融發(fā)展，優(yōu)化創(chuàng)業(yè)環(huán)境，擴寬居民就業(yè)渠道等政策建議。

關鍵詞：教育代際流動；消費不平等；家庭消費相對剝奪；社會資本；創(chuàng)業(yè)行為

文獻標識碼：A"""文章編號：100228482025（01）010314

[KH2]

一、問題提出

近年來，中國經濟持續(xù)健康發(fā)展，居民消費水平不斷提高。2023年最終消費支出對經濟增長的貢獻率高達82.5%[HT6][JX-*3]①[JX*3][HT]，成為經濟增長的主要驅動力。因此，從消費視角審視經濟增長和社會變遷愈加重要。同時，收入、職業(yè)和受教育水平的差異導致不同群體間在消費資源和消費能力上存在差異，隨著居民消費總量的擴大，各群體間的消費不平等現象也被進一步擴大。張海洋等[1]基于中國家庭追蹤調查（CFPS）數據測算發(fā)現，2012—2018年中國居民消費基尼系數始終在0.4以上，處于較高水平。范晶等[2]根據中國家庭金融調查數據測算，2013—2019年中國居民消費基尼系數在0.46～0.51間變化，且從2017年開始，消費基尼系數高于收入基尼系數。消費不平等逐漸成為居民經濟生活不平等的主要方面。消費不平等是衡量社會經濟成果分配公平性的重要維度，相比于收入不平等，消費不平等具有更廣泛的內涵，更能反映居民福利水平[3]。消費不平等擴大將降低居民獲得感和幸福感，不利于扎實推進共同富裕。如何降低居民消費不平等逐漸成為社會各界關注的焦點。

黨的二十大報告指出，中國式現代化是全體人民共同富裕的現代化，著力維護和促進社會公平正義，著力促進全體人民共同富裕，堅決防止兩極分化。公正、合理、有序的社會階層流動，既是經濟健康發(fā)展的有力保障，也是促進社會經濟公平的有效途徑。教育歷來是社會階層流動的主要途徑，是阻斷貧困代際傳遞的根本方法。教育不僅可以提升個體獲取收入的能力，更在形塑消費者人際網絡、生活習慣和價值取向等方面發(fā)揮重要作用，有利于縮小居民消費差距。然而，近年來重點高校中城市生源比例持續(xù)上升以及“寒門再難出貴子”等社會議題不斷引起討論，反映出教育代際流動性較弱趨勢。人力資本積累的強延續(xù)性不利于低收入家庭子女提高受教育水平和收入，其受經濟和社會資源限制，可能陷入劣勢循環(huán)。黨的二十屆三中全會提出，教育、科技、人才是中國式現代化的基礎性、戰(zhàn)略性支撐。要深化教育綜合改革，深化科技體制改革，深化人才發(fā)展體制改革。促進教育公平對于維護社會機會平等、實現經濟發(fā)展成果人人共享以及改善居民消費不平等現象具有重要現實意義。

教育公平直接體現為較強的教育代際流動性，是從動態(tài)意義上考察社會機會公平程度，而消費不平等是從靜態(tài)考察社會分配結果，運行機制中的過程公平程度與經濟分配結果的平等性息息相關?；诖?，本文利用2010—2020年CFPS微觀數據，構建地區(qū)教育代際流動指數，以消費相對剝奪指數從微觀個體層面表征居民消費不平等，實證檢驗教育代際流動對家庭消費不平等的具體影響及潛在路徑，以期進一步探討社會階層流動性與經濟公平度的內在關系。

本文可能的邊際貢獻在于三個方面。第一，現有研究在探討家庭消費不平等成因時，多從社會保障制度和普惠金融發(fā)展等角度出發(fā)，鮮有考察教育代際流動對家庭消費不平等的縱向影響，本文既豐富了教育代際流動的經濟社會影響研究，也為理解家庭消費不平等提供了新視角。第二，以往關于不平等的研究多采用基尼系數等指標從區(qū)域維度衡量社會不平等程度，本文從個體相對剝奪視角考察居民消費不平等，通過細化不平等的測量維度，更直觀地反映家庭消費與組群內其他家庭的相對消費差距，體現教育機會不平等對居民福祉的影響。第三，本文分析了家庭社會資本和創(chuàng)業(yè)行為的中介機制作用，為理解不同路徑下教育代際流動與家庭消費不平等之間的關系提供了微觀視角。

二、文獻回顧與研究假說

（一）文獻回顧

代際機會不平等通常以社會代際流動性高低反映，從代際資源配置視角考察經濟增長包容性，通過刻畫父輩與子代收入、教育、職業(yè)等社會經濟特征的關聯度反映社會機會公平狀況[4]。相比于收入代際流動需要解決個人收入度量的測量誤差以及個體終生收入數據較難獲取等挑戰(zhàn)，教育數據能較為準確地獲取，并且個體終生收入與自身受教育水平高度相關[5]。因此，越來越多學者從教育代際流動視角考察社會流動性?，F有關于教育代際流動的相關研究主要集中于兩方面。一方面是教育代際流動程度的測算、分解與動態(tài)分析。例如，Alesina等[6]利用覆蓋非洲26個國家和2"800個地區(qū)的人口普查數據，考察了教育代際流動差異。另一方面是基于特定歷史背景和社會制度揭示教育代際流動特點。李春玲[7]將中國1940—2001年的教育代際流動特征劃分為以1978年為分界線的兩個時期考察。在1978年之前，教育機會的不平等程度逐漸減弱；在1978年之后，社會結構和家庭背景導致的教育機會不平等程度又逐漸擴大。進入21世紀后，教育代際流動受教育擴張等社會宏觀政策影響發(fā)生變化。羅楚亮等[8]根據2013年中國居民收入調查數據發(fā)現，教育擴張顯著提升了教育代際流動性，且對不同受教育程度家庭的影響存在異質性。鄢杰等[9]將1999年“高校擴招”政策作為準自然實驗，采用隊列雙重差分模型檢驗了高等教育擴張對個人收入流動的影響。

有關家庭消費不平等影響因素的研究主要從數字技術發(fā)展、家庭經濟活動和社會制度等維度展開。楊碧云等[10]考察了數字鴻溝對家庭消費相對剝奪的影響，發(fā)現數字鴻溝通過收入不平等和消費平滑渠道影響個體消費不平等。Jiang等[11]從電子商務發(fā)展角度探究網絡購物對個體消費不平等的影響。關于家庭經濟活動對居民消費相對剝奪的影響研究，現有文獻重點考察了家庭借貸行為對消費相對剝奪的影響。例如，張雅淋等[12]分析了家庭住房負債與非住房負債對消費相對剝奪的影響。李曉飛等[13]從社會保障制度考察了家庭消費相對剝奪的影響因素。

教育代際流動的相關研究重在考察其特征、趨勢及其產生的效應，而家庭消費不平等的影響因素研究主要集中于從社會制度、基礎設施建設和人口結構等橫截面視角，以探究居民消費不平等的形成原因，鮮有文獻將兩者結合起來分析教育代際流動對居民家庭消費不平等的影響。即使有部分文獻探究了教育資源差異對經濟差距的影響，也僅限于宏觀維度和收入差距。例如，薛進軍等[14]利用2006年深圳住戶調查數據，通過OaxacaBlinder分解發(fā)現，教育差異對城鄉(xiāng)收入差距的貢獻度達到40%。龍翠紅[15]研究了收入差距、經濟增長和教育不平等之間的關系，結果顯示收入分配差距顯著導致教育不平等，而教育不平等改善并沒有減緩收入差距。

綜上所述，教育代際流動描述了父代與子代的地位信息及變化，用以衡量特定經濟指標的傳遞性，是一種結構性變量。消費相對剝奪反映了在消費差距擴大背景下，從個體福利出發(fā)，在“攀比心理”和“追趕瓊斯”效應影響下，居民產生的相對剝奪感屬于地位比較論范疇。本文將研究社會不平等的兩大基本視角即地位比較和代際流動，統(tǒng)一到一個理論框架，以教育代際流動性反映社會機會公平程度，以家庭消費相對剝奪反映結果不平等，可以為社會不平等內在關系研究提供新的經驗證據。

（二）理論分析與研究假說

教育是人力資本積累的基本途徑，是居民實現收入增長、文化素養(yǎng)和認知能力提升的主要方式，對經濟增長和居民消費有重要影響，最直接體現為教育提升了居民收入水平，使得商品的價格變得相對便宜，激發(fā)居民的消費欲望，最終增加消費支出[16]。最大化維持不平等理論指出，受教育水平高的家庭，父母總會利用自身的經濟和社會資本，通過各種方式為其子女提供優(yōu)質的教育資源，使子女受教育機會最大化。教育具有的社會流通功能和社會再生產特征有可能成為子代繼承父輩優(yōu)勢或劣勢地位的工具，從而加劇社會的經濟不平等[17]。教育代際傳遞反映著父輩教育優(yōu)勢或劣勢在子代受教育水平上的疊加，這種人力資本的延續(xù)性，最終體現為子代受教育程度、收入水平和消費能力的更大差距。家庭消費相對剝奪感源于個體將自身的消費水平與參照組內其他個體相比較。當代際流動不足時，消費支出總是處于低水平的家庭與高消費水平家庭進行比較，其消費水平在參照組內總處于弱勢，這種相對剝奪感就會增加。高水平的教育代際流動性表現為社會機會公平度提升，通常體現為低收入群體通過教育途徑提升其家庭社會地位的機會增多，最終改善社會收入分配結構，降低家庭消費不平等。據此，本文提出如下假說：

H1：教育代際流動提升可顯著降低家庭消費不平等。

預防性儲蓄理論認為，由于未來收入和支出的不確定性，消費者通常會進行預防性儲蓄，從而減少當前消費。通常情況下，完善消費信貸體系和社會保障制度是緩解居民流動性約束和降低預防性儲蓄的主要途徑。然而，在金融體系不健全地區(qū)，當遇到收支風險時，居民主要依賴地緣和親緣關系所構建的社會資本來抵御風險，以減輕收入波動的影響。在這種情況下，社會資本將扮演非正式保險的角色[18]。社會資本積極作用的有效發(fā)揮需要建立在緊密的社會網絡、高度的群體信任和健全的社會規(guī)范之上，機會不平等會削弱社會資本的作用[19]。教育代際流動性作為直接反映社會機會公平度的重要指標，影響著人力資本、社會資本和經濟資本的配置效率，是重要的社會激勵機制，對微觀家庭決策具有重要影響[20]。較低的教育代際流動性顯示出社會交流和互動主要在相同階層內部進行，不利于居民擴大社交范圍和增加社會資本。低收入群體通常面臨金融壁壘，因而更加依賴社會資本來降低流動性約束，以提升其當前消費，社會資本的不足增加了其面臨消費相對剝奪的可能性。據此，本文提出如下假說：

H2：教育代際流動通過社會資本影響家庭消費不平等。

機會不平等的擴大有利于家庭背景更好的個體獲得福利待遇更好的就業(yè)機會，同時限制了相對弱勢群體發(fā)展[21]。教育代際流動程度是社會機會公平度的衡量標準之一，較低的教育代際流動性會顯著降低居民的社會信任水平[22]。社會階層向上流通渠道不足往往會削弱人們對國家治理和公共政策的信任。相反，高水平的教育代際流動性有助于社會各階層提升信心，激勵其積極參與經濟活動，豐富收入來源，有利于降低家庭預防性儲蓄并促進當前消費。低收入群體在收入來源和資源獲取等方面的相對欠缺，使其能從創(chuàng)業(yè)行為中獲得到更多的邊際效用，從而降低家庭消費不平等。例如，楊晶等[23]從家庭生命周期視角考察人力資本和社會資本對居民消費不平等的影響，結果顯示人力資本通過影響農戶的非農就業(yè)可以顯著降低農戶消費不平等。因此，教育代際流動性的提升可能通過激發(fā)居民創(chuàng)業(yè)行為降低家庭消費不平等。據此，本文提出如下假說：

H3：教育代際流動通過創(chuàng)業(yè)行為影響家庭消費不平等。

三、研究設計

（一）數據來源

本文數據來自于北京大學中國社會科學調查研究中心開展的CFPS項目，涵蓋了2010—2020年縱向微觀數據。CFPS調查覆蓋全國25個省份

25個省份分別為：北京市、天津市、河北省、山東省、山西省、陜西省、黑龍江省、吉林省、遼寧省、甘肅省、江蘇省、安徽省、浙江省、福建省、上海市、廣東省、廣西壯族自治區(qū)、湖北省、河南省、江西省、四川省、云南省、貴州省、湖南省、重慶市。"，樣本規(guī)模大、覆蓋面廣，具有較好的代表性。數據庫包括家庭財產、年收入、個體和父母最高學歷、各項消費支出等家庭庫和個人年齡、學歷、社會保險等個人信息庫，可較好支持本研究。省級宏觀變量數據來源于國家統(tǒng)計局和北京大學數字金融研究中心

由于CFPS數據庫調查的是被訪家庭過去一年的經濟行為，因此，CFPS"2020年數據與2019年宏觀數據匹配，CFPS"2018年數據與2017年宏觀數據匹配，以此類推。。

（二）模型設定

本文的研究目的是探究教育代際流動對家庭消費不平等的影響，核心解釋變量和被解釋變量分別為地區(qū)教育代際流動指數和家庭消費相對剝奪指數，具體模型設定如下：

RD（c）pi=α0+α1Flop+∑nj=1γjCVji+μi+εi[JY]（1）

其中，RD（c）pi為家庭消費相對剝奪指數；Flop為各省份教育代際流動指數，表示p省教育代際流動指數；CVji為個體、家庭和省份層面相關控制變量；μi代表區(qū)縣固定效應；εi為隨機誤差項。各個地區(qū)經濟發(fā)展狀況和消費偏好存在差異，因此本文加入區(qū)縣層面固定效應。

（三）變量選取

1.被解釋變量

消費相對剝奪基于社會比較論，指個體將自身消費水平與所在參照組消費水平更高的其他個體進行比較得到的相對消費地位，反映個體所期望情況與現實之間的差異程度。以消費相對剝奪水平作為個體層面度量消費不平等的指標，能夠更直接地反映居民福利差距[18]。因此，本文以消費相對剝奪程度表征居民消費不平等。個體相對剝奪程度的測度方式包括Kakwani指數、Yitzhaki指數和Podder指數等，相比后兩者，Kakwani指數克服了正規(guī)化和無量綱性的缺陷，其均值即為基尼系數[24]。因此，本文以Kakwani指數測度家庭消費相對剝奪，從家庭個體層面體現消費不平等，以期盡可能地擴大研究的樣本量和細化顆粒度。參考李曉飛等[13]研究，家庭消費相對剝奪指數的計算公式如下：""""""""

RD（cj，ci）=cj－ci，如果cjgt;ci0，如果cj≤ci[JY]（2）

其中，RD（cj，ci）是第i個家庭面臨第j個家庭消費cj對其消費ci的消費相對剝奪，將RD（cj，ci）對j求和，并除以組群內家庭消費均值，分解簡化后可得：

RD（ci）=（1/nμX）（n+ci×μ+ci－n+ci×ci）=（1/μX）γ+ci（μ+ci－ci）[JY]（3）

其中，RD（ci）是第i個家庭在組群內平均消費相對剝奪；μX是組群X所有家庭消費均值；n+ci是組群內消費水平超過ci的家庭數；μ+ci是組群內消費水平超過ci的家庭消費均值；γ+ci是組群X中消費水平超過ci的家庭數占總家庭數的百分比。RD（ci）是家庭消費在組群內排名的減函數，即排名越低，消費相對剝奪指數越高，說明個體受到的剝奪程度越大；RD（ci）最小值為0，最大值為1。

國家統(tǒng)計局將居民消費支出分為家庭設備及日用品、衣著鞋帽、文教娛樂、食品、居住、醫(yī)療保健、交通通信和其他消費支出8類，家庭人均年消費支出為這8類消費支出總和除以家庭人口數。本文以家庭人均年消費支出計算家庭消費相對剝奪指數，選取家庭所在省份樣本為比較組，每個家庭的人均消費支出與同省份其他家庭的消費水平比較，測算該家庭的消費不平等程度。為了緩解不同比較維度可能引起的估計偏誤，本文以區(qū)縣維度計算的家庭消費相對剝奪指數進行穩(wěn)健性檢驗。

2.解釋變量

教育代際流動的測度主要采用兩種方法。第一種是代際彈性法，即以子代受教育程度或年限對父輩受教育程度或年限對數化后進行回歸，得到的回歸系數即為教育代際彈性，是從宏觀視角考察地區(qū)教育代際流動水平。第二種方法是構建教育代際流動表，以父輩受教育程度和子代受教育程度數據構建交叉列聯表，重在考察微觀個體教育代際流動方向?；谘芯磕康模疚牟捎媒逃H流動彈性衡量各個省份的教育代際流動情況。由于經濟增長、基礎教育普及和大學擴招等原因，人們的受教育水平普遍提高，父子間的最高學歷不具有直接可比性。

隨著女性家庭地位的提高，僅選取父親受教育水平并不能完全代表家庭經濟社會地位。同時，由于樣本信息缺失，為最大程度的利用樣本量，本文選取父親和母親中的最高學歷作為家庭父輩受教育程度。因此，參考劉小鴿等[25]估算地區(qū)教育代際彈性的做法，將父輩和子代的最高學歷分別按省份排序，根據下式計算各省教育代際流動指數

地區(qū)教育代際流動指數構建的數據選取于CFPS"2010—2020年所有樣本。經過將子代年齡控制在22歲以上、刪除重復和關鍵變量缺失的樣本等數據清理，最終獲得17"621個樣本。基于受訪者最高學歷，并根據式（4）即可求出中國25個省份教育代際流動指數?？紤]到新冠病毒感染疫情對居民消費數據的影響，本文采用2018年數據考察教育代際流動性與家庭消費不平等關系研究。：

Ranspi=αi+∑np=1βpPROpi×Ranfpi+ωA+εi[JY]"（4）

其中，Ranspi為p省份第i個家庭子代受教育程度省內排名；αi為常數項；PROpi為虛擬變量，當家庭i屬于p省份時，賦值1，否則賦值0；Ranfpi為p省份第i個家庭父輩受教育程度省內排名；A=（ageis，age2is，ageif，age2if），其中ageis和ageif分別為子代和父輩的年齡；εi為隨機誤差項；βp為p地區(qū)的教育代際流動彈性，1－βp即為p省份教育代際流動指數，1－βp越大表示該地區(qū)教育代際流動性越強，反之則越弱。

3.控制變量

參考現有對居民消費不平等影響因素的研究，本文加入了代表人口統(tǒng)計學特征的個體層面控制變量、代表社會經濟特征的家庭層面控制變量以及可能影響到家庭消費行為的省級層面控制變量。具體以戶主（問卷主要回答人）性別、年齡、年齡的平方、健康、受教育年限和婚姻狀況作為個體控制變量。以家庭戶籍、規(guī)模、少兒占比、老人占比、收入相對剝奪指數和總資產作為家庭控制變量。以省級人均國內生產總值（GDP）、數字普惠金融指數和一般公共服務支出作為地區(qū)控制變量。

4.機制變量

本文認為教育代際流動可能通過社會資本和創(chuàng)業(yè)行為影響家庭消費不平等。因此，參考楊碧云等[19]的研究，使用“禮金支出”作為家庭社會資本的代理變量，即以家庭過去一年人情禮金支出的對數值測度。參考王奇等[26]的研究，以CFPS調查問卷中“過去12個月，您家是否有家庭成員從事個體經營或開辦私營企業(yè)”這一問題的回答識別家庭創(chuàng)業(yè)行為。

（四）描述性分析

根據以上對地區(qū)教育代際流動指數的測度方法，具體變量描述性統(tǒng)計結果如表1所示。家庭消費相對剝奪均值為0.440，表明樣本家庭消費不平等程度較深。家庭收入相對剝奪的均值為0.453，根據Kakwani指數統(tǒng)計特征，其組群均值即為基尼系數，則家庭收入相對剝奪指數均值即為各省份居民收入基尼系數，與國家統(tǒng)計局公布的2017年居民人均可支配收入基尼系數0.467接近，說明本文數據具有一定的代表性。各省份教育代際流動指數均值為0.637，比劉小鴿等[25]利用CFPS"2010年數據計算的0680結果略低，側面說明教育代際流動性的下降。居民創(chuàng)業(yè)行為的均值為0.108，表明居民收入來源較為單一。

四、實證結果分析

（一）基準回歸結果

教育代際流動對家庭消費不平等的影響分析結果見表2。第（1）列為教育代際流動對家庭消費相對剝奪的普通最小二乘單變量回歸，考慮到不同地區(qū)經濟文化的差異，加入區(qū)縣層面固定效應，且由于同一地區(qū)居民的消費行為具有相似性，采用區(qū)縣層面的聚類分析。結果顯示，教育代際流動對家庭消費相對剝奪的系數估計值為-0.528，并在1%的水平上顯著，說明在不考慮其他控制變量的前提下，教育代際流動性每提高0.1個單位，家庭消費相對剝奪指數降低0.052"8，從描述性統(tǒng)計結果可知，地區(qū)教育代際流動指數和家庭消費相對剝奪指數分別約為0.64和0.44，如果教育代際流動指數提升到0.740，家庭消費相對剝奪指數均值將下降到約0.387，下降約12%。第（2）～（4）列依次將戶主特征、家庭特征和地區(qū)特征加入方程，教育代際流動對家庭消費相對剝奪的影響系數最終為-0.398，在考慮所有控制變量后，教育代際流動系數仍顯著，且教育代際流動性每提高0.1個單位會使家庭消費相對剝奪程度降低約9%，說明教育代際流動性提升對居民福利的影響在經濟意義上顯著，假說H1成立。

從個體控制變量來看，戶主健康狀況對家庭消費不平等有顯著正向影響，戶主身體健康越差家庭整體經濟水平越低，消費支出水平隨之降低，導致家庭消費相對剝奪指數上升；受教育程度對家庭消費相對剝奪的影響顯著為負，受教育水平提高使得家庭收入增加，家庭消費相對剝奪水平降低；戶主性別、年齡、是否有配偶對家庭消費相對剝奪并無顯著影響。從家庭控制變量來看，相比于農村家庭，城鎮(zhèn)家庭的消費相對剝奪水平更低；家庭規(guī)模越大，所受經濟風險越多，越需要增加預防性儲蓄、減少當前消費，從而加劇家庭消費相對剝奪；由于少兒撫養(yǎng)比和老人撫養(yǎng)比高的家庭需要更多消費支出，因此家庭少兒占比和老人占比較高的家庭消費相[JP]對剝奪水平較低；收入相對剝奪水平較高的家庭通常消費相對剝奪程度也比較嚴重，符合一般經濟規(guī)律；家庭資產越多，支付能[JP]力越強，家庭消費相對剝奪水平越低；從地區(qū)控制變量來看，地區(qū)經濟和普惠金融發(fā)展程度均對居民消費不平等有顯著影響，而地區(qū)公共服務支出的影響不顯著。

（二）內生性處理

本文所衡量的父輩與子代間的教育代際流動發(fā)生在前，子代家庭消費行為發(fā)生在后，因此教育代際流動降低家庭消費不平等的結論受反向因果影響的可能性較低。盡管如此，其他因素仍有可能造成估計結果偏差，為此進一步采用工具變量法克服潛在內生性問題。參考王乃合等[27]的研究，本文以各省份明朝進士數量作為衡量地區(qū)教育代際流動性的工具變量。一方面，文化具有傳承性，學歷追求和教育氛圍具有代代相傳的特征，滿足與核心解釋變量相關的要求；另一方面，歷史數據具有強外生性特征，各省份明朝進士數量很難直接影響當前家庭消費行為，滿足外生性要求。使用各省份明朝進士數量作為工具變量的兩階段最小二乘回歸結果見表3。第一階段的F值為416.08，大于臨界值10。不可識別檢驗對應的P值小于0.001，拒絕工具變量不可識別的原假設。CraggDonald"Wald"F統(tǒng)計量也大于StockYogo的10%臨界值的16.38，拒絕弱工具變量的原假設。根據兩階段最小二乘回歸結果，核心解釋變量的顯著性和方向與基準回歸結果一致，表明考慮內生性的可能影響后，研究結論依舊成立。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為進一步考察研究結論的可靠性，本文從替換核心解釋變量、變更樣本和改變估計方法等角度對以上實證結果進行穩(wěn)健性檢驗。

1.替換核心變量

Yitzhaki指數和Podder指數是度量微觀個體相對剝奪程度的另外兩種重要方法，表4第（1）（2）列分別以Yitzhaki/1"000和Podder指數代替Kakwani指數衡量家庭消費相對剝奪程度作為因變量進行穩(wěn)健性檢驗，結果依然支持教育代際流動增加顯著降低家庭消費不平等這一結論。目前關于教育代際流動的文獻，除本文使用的方法外，主要還有以下兩種方法計算地區(qū)教育流動彈性。一種是采用基于父輩與子代受教育年限構建地區(qū)教育代際流動指標（而非排序）[20]。另一種是直接以父輩與子代受教育程度地區(qū)排名構建教育代際流動指數（不控制父輩與子代年齡）[22]。表4第（3）（4）列分別以這兩種方法構建新的地區(qū)教育代際流動指數，估計其對家庭消費不平等的影響。結果顯示，教育代際流動指數對家庭消費不平等的影響依舊顯著為負。第（5）列分別在區(qū)縣維度根據式（3）（4）計算家庭消費相對剝奪和各區(qū)縣教育代際流動指數，以排除不同測量維度可能引起的估計偏誤，回歸結果表明，即使從不同維度考察教育代際流動與消費不平等的關系，教育代際流動性對消費不平等的影響方向和大小同樣是穩(wěn)健的。

2.替換樣本和改變估計方法

為緩解樣本選擇偏誤對結果造成的影響，通過剔除部分樣本和更換樣本的方式進行檢驗。35歲以下個體的受教育階段主要在高等教育擴張政策實施后，而55歲以上個體受教育水平普遍較低，以上原因可能導致樣本選擇偏誤，進而影響研究結果。因此，本文剔除戶主年齡在35歲以下和55歲以上的樣本后再重新檢驗。同時，考慮到家庭消費行為可能受當年經濟形勢和消費政策影響，本文進一步選取2020年度調查數據進行檢驗。表5第（1）（2）列分別為戶主年齡為[35，55]歲樣本和2020年調查數據的估計結果，核心解釋變量的顯著性和方向均未發(fā)生變化。基準回歸中控制了區(qū)縣固定效應，排除了區(qū)縣差異，但考慮到本文核心解釋變量的測度在省份維度，因此在第（3）列中控制省份固定效應，結果依然支持前文研究結論。

（四）異質性分析

1.基于子代戶籍和性別的異質性分析

城鎮(zhèn)和農村家庭在社會資本積累方式上的差異可能導致其儲蓄意愿和流動性約束受教育代際流動性影響程度的不同，這種差異可能會進一步導致家庭消費不平等的不同影響。因此，可以針對子代戶籍類型考察教育代際流動對居民消費不平等影響的異質性。表6第（1）（2）列的回歸結果顯示，教育代際流動對城鎮(zhèn)家庭消費不平等的影響顯著為負，而對農村家庭消費不平等的影響不顯著。這種差異可能源于兩種家庭社會資本積累方式有關，農村家庭的社會網絡形成主要基于血緣和地緣關系，而城鎮(zhèn)家庭的社會網絡構成可能更多由同學或同事組成，是基于相同教育經歷或者工作關系。因此，教育代際流動性對城鎮(zhèn)家庭消費不平等影響更為顯著。

傳統(tǒng)重男輕女的觀念可能會擠占家庭對女性的教育投資，進而影響她們一生的受教育程度和消費能力。因此，表6第（3）（4）列考察了教育代際流動對家庭消費不平等影響的性別異質性。結果顯示，教育代際流動性提升顯著改善戶主為男性的家庭消費不平等，對戶主為女性的家庭消費不平等影響不顯著。這可能與傳統(tǒng)的性別教育有關，在教育資源有限的背景下，男性通常被優(yōu)先考慮，因此受教育代際流動性影響顯著。

2.基于戶主年齡的異質性分析

個體的消費觀念、收入來源和生活壓力隨著年齡變化存在較大差異，教育代際流動對子代家庭經濟行為影響可能因戶主年齡差異存在異質性。根據社會歷史變遷，并結合本文樣本年齡分組考察教育代際流動對家庭消費不平等影響的差異。表7回歸結果顯示，教育代際流動對家庭消費不平等的影響在戶主年齡小于54歲及以下分組均顯著為負，且從回歸系數來看，教育代際流動對戶主年齡在（16，44]歲的家庭消費不平等作用最強。54歲及以下群體均在1964年或之后出生（2018年為調查年度），該群體學齡期大多處于20世紀70年代及之后，這一時期社會經濟技術迅速發(fā)展，教育代際流動性的影響逐漸顯著。對于（16，44]歲群體而言，他們可能面臨較低且不穩(wěn)定的收入，或者正處于撫育子女并贍養(yǎng)老人的階段，生活壓力較大，家庭擁有的社會資本較少，因此，教育代際流動對該年齡群體消費不平等影響最大。

3.基于家庭經濟狀況的異質性分析

“中產焦慮”是指，相比于低資產和高資產群體，中產家庭希望子代社會經濟地位進一步向上流動的心態(tài)更迫切，并且擔心子輩無法繼承和維系現有社會地位而產生患得患失的焦慮心態(tài)[20]。因此，有必要考察教育代際流動對不同資產組家庭消費不平等的影響。根據家庭凈資產排序將樣本分為四等份，數值最低的樣本為低資產組，依次劃分。表8回歸結果顯示，教育代際流動提升顯著降低了除高資產組以外的其他家庭的消費不平等。從回歸系數絕對值來看，教育代際流動對低資產組家庭的消費不平等影響最大，這說明對于低資產家庭而言，教育仍舊是該群體實現階層向上流動的主要途徑，因此其家庭消費行為受教育代際流動性影響最大。此外，教育代際流動性對資產中上家庭組的影響也處于較高水平，這間接印證了“中產焦慮”現象，地區(qū)教育流動性提升，中產家庭越愿意為子女投入更多教育花費，最終有利于降低該群體消費相對剝奪感。

五、影響機制分析

（一）中介效應模型

基準回歸結果表明，教育代際流動可以顯著緩解家庭消費不平等，接下來進一步探究教育代際流動影響家庭消費不平等的具體機制。參考溫忠麟等[28]的中介效應檢驗方法，構建如下實證模型，檢驗教育代際流動、中介變量與居民消費不平等之間的關系。

RD（c）pi=β0+c×Flop+∑nj=1γjCVji+μi+εi[JY]"（5）

Mpi=β1+a×Flop+∑nj=1γjCVji+μi+εi[JY]（6）

RD（c）pi=β2+c′×Flop+b×Mpi+∑nj=1γjCVji+μi+εi[JY]（7）

其中，c為地區(qū)教育代際流動對居民消費不平等影響的總效應，a為教育代際流動對中介變量M的效應，b是在控制了地區(qū)教育代際流動后，中介變量M對家庭消費不平等的影響，c′是在控制了中介變量的影響后，消費代際流動對家庭消費不平等的直接效應。中介效應成立的前提是c顯著，上文的分析結果已經表明教育代際流動顯著影響家庭消費不平等。因此，下面主要檢驗a和b的顯著性，若a和b都顯著，則中介效應顯著。

（二）中介效應檢驗

1.社會資本

社會資本作為緩解居民流動性約束的非正式保險，對家庭抵御風險和平滑消費有著積極的影響。表9考察了家庭社會資本在教育代際流動影響家庭消費不平等中的作用。第（1）列為基準回歸結果，第（2）列為以“家庭過去一年的禮金支出對數”作為家庭社會資本的代理變量考察教育代際流動對社會資本的影響分析，結果顯示，教育代際流動指數對家庭禮金支出的影響顯著為正，說明教育代際流動性提[JP+2]高有利于增強家庭社會資本。第（3）列是在基礎回歸上加入社會資本變量的回歸結果，發(fā)現社會資本對家庭消費相對剝奪的影[JP]響顯著為負，且教育代際流動對消費不平等影響的絕對值變小。對比第（1）～（3）列的回歸結果可知，教育代際流動通過提升家庭社會資本降低消費不平等，假說H2成立。為進一步增進估計結果的穩(wěn)健性，在第（4）（5）列中使用“家庭過去一年是否有禮金支出”作為社會資本的代理變量，再次檢驗社會資本的中介機制作用，結果依然支持教育代際流動通過社會資本影響家庭消費不平等這一結論。

教育代際流動性是社會機會公平度的重要體現，地區(qū)代際公平性可能通過影響家庭的創(chuàng)業(yè)選擇，進而決定家庭收入來源和資產構成的穩(wěn)定性和多樣性，最終影響家庭消費行為。因此，創(chuàng)業(yè)行為的中介效應檢驗結果見表10。第（2）列結果顯示，地區(qū)教育代際流動性提升顯著促進家庭創(chuàng)業(yè)，表明社會機會公平度的提升可促進居民積極創(chuàng)業(yè)。第（3）列在基礎回歸上加入家庭是否創(chuàng)業(yè)變量，發(fā)現創(chuàng)業(yè)行為對家庭消費相對剝奪的影響顯著為負，說明收入來源的多樣性有利于降低家庭消費不平等。分析第（1）～（3）列的回歸結果可知，教育代際流動性提升可顯著促進居民的創(chuàng)業(yè)行為，從而降低家庭消費不平等，假說H3成立。

六、研究結論與政策啟示

在持續(xù)縮小居民收入和實際消費水平差距，著力維護和促進社會公平正義等新的時代背景和發(fā)展要求下，考察社會不同維度公平性之間的關系是實現經濟健康有序發(fā)展的內在要求，也是滿足人民美好生活需要的有益探索。基于此，本文采用2010—2020年CFPS數據，通過構建地區(qū)層面的教育代際流動指標，考察教育代際流動對居民消費不平等的影響。研究結果主要有三個方面。第一，地區(qū)教育代際流動對子代家庭消費不平等的影響顯著為負，即提高社會機會公平度可顯著降低居民消費不平等。第二，教育代際流動性提升對家庭消費不平等的改善作用在城鎮(zhèn)和戶主為男性的家庭中顯著，但對農村和戶主為女性的家庭消費不平等影響不顯著；基于子代出生組的異質性分析表明，教育代際流動主要影響了中青年家庭的消費不平等，而對老年家庭的消費不平等影響不顯著；從家庭資產來看，教育代際流動對低資產和中產家庭消費不平等的影響顯著。第三，較高的社會資本水平和創(chuàng)業(yè)行為有利于緩解居民流動性約束和豐富收入來源，教育代際流動通過社會資本和創(chuàng)業(yè)行為影響家庭消費不平等。

資源優(yōu)勢或劣勢在跨代中的累積現象對居民消費不平等的負向影響反映了社會經濟差距背后的機會不平等因素。因此，要實現經濟發(fā)展成果人人共享，提升人民群眾獲得感、幸福感和安全感需要提升社會流動性，以教育機會公平暢通社會流通渠道，促進社會分配公平。據此，本文提出以下政策建議：

第一，提升教育機會公平性，暢通向上流通渠道。進一步縮小因教育資源、地區(qū)政策和家庭背景等因素造成的教育機會不平等程度，改善居民消費差距。一是確保教育資源在城鄉(xiāng)及不同區(qū)域間均衡分配，提高對農村及貧困地區(qū)公共教育財政投入，包括優(yōu)質師資、現代化教學設施和高質量教材的投入。二是推行更加公平的招生政策，減少地區(qū)和家庭背景對入學機會的影響，確保所有學生均基于能力和成績獲得教育機會。三是利用互聯網和信息技術，打破地理空間限制，促進資源豐富的學?；虻貐^(qū)與資源匱乏的地區(qū)共享數字化教育資源。[JP]

第二，實施差異化人力資本培育政策，滿足不同群體教育需求，提升社會各階層消費能力和消費意愿。教育機會和資源應更多地向低資產群體傾斜，幫助低資產家庭子女獲得更好的教育，實現社會流動。對于中產家庭，政策應關注其對財富保值增值的關切，通過提供更多樣化的財富管理和投資途徑，緩解中產焦慮現象。此外，鑒于教育代際流動性提升對家庭消費不平等的改善作用在戶主為男性的家庭中顯著，政策應特別關注女性就業(yè)創(chuàng)業(yè)，提供培訓指導和專項資金支持，以促進家庭消費平等。

第三，強化數字普惠金融發(fā)展，發(fā)揮普惠經濟擴大內需的作用。機會不平等降低了家庭通過社會網絡抵御風險的可能，從而降低了居民當期消費，因此，應大力推進普惠金融發(fā)展，提升居民從正規(guī)金融渠道獲得消費信貸的可能，從而減輕教育代際流動性低對居民消費不平等的消極影響。既[JP3]要持續(xù)推進農村和偏遠地區(qū)數字普惠金融基礎設施建設，擴大金融服務覆蓋面，提高弱勢群體獲取金融服務的可能，也要加強[JP]數字普惠金融知識宣傳引導，通過政策解讀和講解典型案例，破除消費者金融排斥，提升消費平滑能力。

第四，優(yōu)化創(chuàng)業(yè)環(huán)境，擴寬居民就業(yè)渠道。為了緩解居民流動性約束和豐富收入來源，政策應鼓勵居民社會資本的積累和創(chuàng)業(yè)行為，發(fā)揮創(chuàng)業(yè)活動對提升社會就業(yè)率、豐富居民收入來源的積極作用。通過完善創(chuàng)業(yè)培訓、金融支持和稅收優(yōu)惠等創(chuàng)業(yè)扶持政策，激發(fā)居民創(chuàng)業(yè)熱情，實現自主就業(yè)和高質量就業(yè)。重點優(yōu)化中西部地區(qū)創(chuàng)業(yè)環(huán)境，實施有針對性的財政、金融和社會公共服務等創(chuàng)業(yè)支持計劃，推動地區(qū)經濟均衡發(fā)展。針對低收入家庭，政府應提供有效的職業(yè)技能培訓，提高他們的就業(yè)能力和市場競爭力，從而改善家庭消費結構和減少消費不平等。"

參考文獻：

［1］"[WB]

張海洋，韓曉.數字金融能緩和社會主要矛盾嗎：消費不平等的視角[J].經濟科學，2022（2）：96109.

[2][DW]范晶，高艷云.中國家庭消費不平等：程度測度、形成機制及政策啟示[J].消費經濟，2023（1）：5870.

[3][DW]孫豪，胡志軍，陳建東.中國消費基尼系數估算及社會福利分析[J].數量經濟技術經濟研究，2017（12）：4157.

[4][DW]王偉同，謝佳松，張玲.中國區(qū)域與階層代際流動水平測度及其影響因素研究[J].數量經濟技術經濟研究，2019（1）：7895.

[5][DW]方迎風.中國的代際流動：多維視角下的動態(tài)比較分析[J].當代經濟科學，2024（2）：1729.

[6]"[DW]ALESINA"A，"HOHMANN"S，"MICHALOPOLOS"S，"et"al."Intergenerational"mobility"in"Africa[J]."Econometrica，"2021，"89（1）：135.

[7][DW]李春玲.社會政治變遷與教育機會不平等：家庭背景及制度因素對教育獲得的影響（1940—2001）[J].中國社會科學，2003（3

）：8698.

[8][DW]羅楚亮，劉曉霞.教育擴張與教育的代際流動性[J].中國社會科學，2018（2）：121140.

[9][DW]鄢杰，涂訓華，鄭靜.高等教育擴張與個人收入階層流動：基于高校擴招的政策評估[J].當代經濟科學，2023（5）：115127.[ZK）]

[10][KG*2][WB][ZK（#]楊碧云，王藝璇，易行健.數字鴻溝與消費鴻溝：基于個體消費不平等視角[J].經濟學動態(tài)，2023（3）：87103.

[11]"[DW]JIANG"Z，"ZENG"M"X，"SHI"M"M."Ecommerce"and"consumption"inequality"in"China[J]."China"amp;"World"Economy，"2023，"31（5）：6186.

[12]"[DW]張雅淋，姚玲珍.家庭負債與消費相對剝奪：基于住房負債與非住房負債的視角[J].財經研究，

2020（8）：6479.

[13]"[DW]李曉飛，臧旭恒.“多軌制”養(yǎng)老金與家庭消費相對剝奪[J].經濟評論，2022（4）：130147.

[14]"[DW][JP3]薛進軍，園田正，荒山裕行.中國的教育差距與收入差距：基于深圳市住戶調查的分析[J].中國人口科學，2008（1）：1929.[JP]

[15][DW]龍翠紅.中國的收入差距、經濟增長與教育不平等的相互影響[J].華東師范大學學報（哲學社會科學版），2011（5）：138144.

[16]"[DW]MKRTCHIAN"G"M."The"stratification"of"young"people"in"spheres"of"education，"employment，"and"consumption[J]."Russian"Education"and"Society，"2006，"48（4）：624.

[17]"[DW]戴謝爾，陳俊，代明.養(yǎng)育經濟學研究進展[J].經濟學動態(tài)，2023（2）：126142.

[18]"[DW]易行健，張波，楊汝岱，等.家庭社會網絡與農戶儲蓄行為：基于中國農村的實證研究[J].管理世界，2012（5）：4351.

[19]"[DW]楊碧云，梁子昊，易行健，等.機會不平等影響居民消費的機制與效應：基于CFPS數據的經驗研究[J].南開經濟研究，2024（3）：2040.

[20]"[DW]靳振忠，李子聯，嚴斌劍.地區(qū)代際流動與家庭人力資本投資：來自中小學階段家庭校外教育支出的證據[J].經濟評論，2022（3）：7290.

[21]"[DW]KNUDSEN"E"I，"HECKMAN"J"J，"CAMERON"J"L，"et"al."Economic，"neurobiological，"and"behavioral"perspectives"on"building"America’s"future"workforce[J]."Proceedings"of"the"National"Academy"of"Sciences，"2006，"103（27）：1015510162.

[22][DW]呂煒，郭曼曼，王偉同.教育機會公平與居民社會信任：城市教育代際流動的實證測度與微觀證據[J].中國工業(yè)經濟，2020（2）：8099.

[23][DW]楊晶，黃云.人力資本、社會資本對農戶消費不平等的影響[J].華南農業(yè)大學學報（社會科學版），2019（4）：111126.

[24]"[DW]WALKER"I，"SMITH"H"J."Relative"deprivation："specification，"development，"and"integration[M]."Cambridge："Cambridge"University"Press，"2002.

[25]"[DW]劉小鴿，司海平，龐嘉偉.地區(qū)代際流動與居民幸福感：基于代際教育流動性的考察[J].世界經濟，2018"（9）：171192.

[26]"[DW]王奇，謝凱，秦芳，等.市場可達性與農村家庭消費：來自“快遞下鄉(xiāng)”工程的證據[J].中國農村經濟，2022（12）：106123.

[27]"[DW]王乃合，黃祺雨.客觀相對收入與主觀收入差距容忍度：基于集體主義視角的經驗研究[J].南開學報（哲學社會科學版），2022（5）：6376.

[28]"[DW]溫忠麟，葉寶娟.中介效應分析：方法和模型發(fā)展[J].心理科學進展，2014（5）：731745.[ZK）]

編輯：鄭雅妮，高原