摘要：教育作为人力资本积累的基本途径，对居民收入增长、文化素养及认知能力的提升起着核心作用，并对经济增长与居民消费产生显着影响。基于2010—2020年中国家庭追踪调查（CFPS）数据，使用教育的代际次序相关性指标构建各省份教育代际流动指数，以消费相对剥夺指数从家庭层面表征居民消费不平等，实证检验教育代际流动对家庭消费不平等的影响效应及传导机制。研究发现：第一，地区教育代际流动提升可显着降低子代家庭消费不平等；第二，教育代际流动性提升对家庭消费不平等的改善作用对于城镇家庭、户主为男性、中青年和中低资产家庭影响显着，对农村家庭、户主为女性、老年和高资产家庭不具有统计显着性；第三，社会资本和创业行为是教育代际流动影响家庭消费不平等的两个重要渠道。因此提出畅通向上流通渠道，实施差异化人力资本培育政策，提升社会各阶层消费能力和消费意愿，强化数字普惠金融发展，优化创业环境，扩宽居民就业渠道等政策建议。
关键词：教育代际流动；消费不平等；家庭消费相对剥夺；社会资本；创业行为
文献标识码：A"""文章编号：100228482025（01）010314
[KH2]
一、问题提出
近年来，中国经济持续健康发展，居民消费水平不断提高。2023年最终消费支出对经济增长的贡献率高达82.5%[HT6][JX-*3]①[JX*3][HT]，成为经济增长的主要驱动力。因此，从消费视角审视经济增长和社会变迁愈加重要。同时，收入、职业和受教育水平的差异导致不同群体间在消费资源和消费能力上存在差异，随着居民消费总量的扩大，各群体间的消费不平等现象也被进一步扩大。张海洋等[1]基于中国家庭追踪调查（CFPS）数据测算发现，2012—2018年中国居民消费基尼系数始终在0.4以上，处于较高水平。范晶等[2]根据中国家庭金融调查数据测算，2013—2019年中国居民消费基尼系数在0.46～0.51间变化，且从2017年开始，消费基尼系数高于收入基尼系数。消费不平等逐渐成为居民经济生活不平等的主要方面。消费不平等是衡量社会经济成果分配公平性的重要维度，相比于收入不平等，消费不平等具有更广泛的内涵，更能反映居民福利水平[3]。消费不平等扩大将降低居民获得感和幸福感，不利于扎实推进共同富裕。如何降低居民消费不平等逐渐成为社会各界关注的焦点。
党的二十大报告指出，中国式现代化是全体人民共同富裕的现代化，着力维护和促进社会公平正义，着力促进全体人民共同富裕，坚决防止两极分化。公正、合理、有序的社会阶层流动，既是经济健康发展的有力保障，也是促进社会经济公平的有效途径。教育历来是社会阶层流动的主要途径，是阻断贫困代际传递的根本方法。教育不仅可以提升个体获取收入的能力，更在形塑消费者人际网络、生活习惯和价值取向等方面发挥重要作用，有利于缩小居民消费差距。然而，近年来重点高校中城市生源比例持续上升以及“寒门再难出贵子”等社会议题不断引起讨论，反映出教育代际流动性较弱趋势。人力资本积累的强延续性不利于低收入家庭子女提高受教育水平和收入，其受经济和社会资源限制，可能陷入劣势循环。党的二十届三中全会提出，教育、科技、人才是中国式现代化的基础性、战略性支撑。要深化教育综合改革，深化科技体制改革，深化人才发展体制改革。促进教育公平对于维护社会机会平等、实现经济发展成果人人共享以及改善居民消费不平等现象具有重要现实意义。
教育公平直接体现为较强的教育代际流动性，是从动态意义上考察社会机会公平程度，而消费不平等是从静态考察社会分配结果，运行机制中的过程公平程度与经济分配结果的平等性息息相关。基于此，本文利用2010—2020年CFPS微观数据，构建地区教育代际流动指数，以消费相对剥夺指数从微观个体层面表征居民消费不平等，实证检验教育代际流动对家庭消费不平等的具体影响及潜在路径，以期进一步探讨社会阶层流动性与经济公平度的内在关系。
本文可能的边际贡献在于三个方面。第一，现有研究在探讨家庭消费不平等成因时，多从社会保障制度和普惠金融发展等角度出发，鲜有考察教育代际流动对家庭消费不平等的纵向影响，本文既丰富了教育代际流动的经济社会影响研究，也为理解家庭消费不平等提供了新视角。第二，以往关于不平等的研究多采用基尼系数等指标从区域维度衡量社会不平等程度，本文从个体相对剥夺视角考察居民消费不平等，通过细化不平等的测量维度，更直观地反映家庭消费与组群内其他家庭的相对消费差距，体现教育机会不平等对居民福祉的影响。第三，本文分析了家庭社会资本和创业行为的中介机制作用，为理解不同路径下教育代际流动与家庭消费不平等之间的关系提供了微观视角。
二、文献回顾与研究假说
（一）文献回顾
代际机会不平等通常以社会代际流动性高低反映，从代际资源配置视角考察经济增长包容性，通过刻画父辈与子代收入、教育、职业等社会经济特征的关联度反映社会机会公平状况[4]。相比于收入代际流动需要解决个人收入度量的测量误差以及个体终生收入数据较难获取等挑战，教育数据能较为准确地获取，并且个体终生收入与自身受教育水平高度相关[5]。因此，越来越多学者从教育代际流动视角考察社会流动性。现有关于教育代际流动的相关研究主要集中于两方面。一方面是教育代际流动程度的测算、分解与动态分析。例如，Alesina等[6]利用覆盖非洲26个国家和2"800个地区的人口普查数据，考察了教育代际流动差异。另一方面是基于特定历史背景和社会制度揭示教育代际流动特点。李春玲[7]将中国1940—2001年的教育代际流动特征划分为以1978年为分界线的两个时期考察。在1978年之前，教育机会的不平等程度逐渐减弱；在1978年之后，社会结构和家庭背景导致的教育机会不平等程度又逐渐扩大。进入21世纪后，教育代际流动受教育扩张等社会宏观政策影响发生变化。罗楚亮等[8]根据2013年中国居民收入调查数据发现，教育扩张显着提升了教育代际流动性，且对不同受教育程度家庭的影响存在异质性。鄢杰等[9]将1999年“高校扩招”政策作为准自然实验，采用队列双重差分模型检验了高等教育扩张对个人收入流动的影响。
有关家庭消费不平等影响因素的研究主要从数字技术发展、家庭经济活动和社会制度等维度展开。杨碧云等[10]考察了数字鸿沟对家庭消费相对剥夺的影响，发现数字鸿沟通过收入不平等和消费平滑渠道影响个体消费不平等。Jiang等[11]从电子商务发展角度探究网络购物对个体消费不平等的影响。关于家庭经济活动对居民消费相对剥夺的影响研究，现有文献重点考察了家庭借贷行为对消费相对剥夺的影响。例如，张雅淋等[12]分析了家庭住房负债与非住房负债对消费相对剥夺的影响。李晓飞等[13]从社会保障制度考察了家庭消费相对剥夺的影响因素。
教育代际流动的相关研究重在考察其特征、趋势及其产生的效应，而家庭消费不平等的影响因素研究主要集中于从社会制度、基础设施建设和人口结构等横截面视角，以探究居民消费不平等的形成原因，鲜有文献将两者结合起来分析教育代际流动对居民家庭消费不平等的影响。即使有部分文献探究了教育资源差异对经济差距的影响，也仅限于宏观维度和收入差距。例如，薛进军等[14]利用2006年深圳住户调查数据，通过OaxacaBlinder分解发现，教育差异对城乡收入差距的贡献度达到40%。龙翠红[15]研究了收入差距、经济增长和教育不平等之间的关系，结果显示收入分配差距显着导致教育不平等，而教育不平等改善并没有减缓收入差距。
综上所述，教育代际流动描述了父代与子代的地位信息及变化，用以衡量特定经济指标的传递性，是一种结构性变量。消费相对剥夺反映了在消费差距扩大背景下，从个体福利出发，在“攀比心理”和“追赶琼斯”效应影响下，居民产生的相对剥夺感属于地位比较论范畴。本文将研究社会不平等的两大基本视角即地位比较和代际流动，统一到一个理论框架，以教育代际流动性反映社会机会公平程度，以家庭消费相对剥夺反映结果不平等，可以为社会不平等内在关系研究提供新的经验证据。
（二）理论分析与研究假说
教育是人力资本积累的基本途径，是居民实现收入增长、文化素养和认知能力提升的主要方式，对经济增长和居民消费有重要影响，最直接体现为教育提升了居民收入水平，使得商品的价格变得相对便宜，激发居民的消费欲望，最终增加消费支出[16]。最大化维持不平等理论指出，受教育水平高的家庭，父母总会利用自身的经济和社会资本，通过各种方式为其子女提供优质的教育资源，使子女受教育机会最大化。教育具有的社会流通功能和社会再生产特征有可能成为子代继承父辈优势或劣势地位的工具，从而加剧社会的经济不平等[17]。教育代际传递反映着父辈教育优势或劣势在子代受教育水平上的叠加，这种人力资本的延续性，最终体现为子代受教育程度、收入水平和消费能力的更大差距。家庭消费相对剥夺感源于个体将自身的消费水平与参照组内其他个体相比较。当代际流动不足时，消费支出总是处于低水平的家庭与高消费水平家庭进行比较，其消费水平在参照组内总处于弱势，这种相对剥夺感就会增加。高水平的教育代际流动性表现为社会机会公平度提升，通常体现为低收入群体通过教育途径提升其家庭社会地位的机会增多，最终改善社会收入分配结构，降低家庭消费不平等。据此，本文提出如下假说：
H1：教育代际流动提升可显着降低家庭消费不平等。
预防性储蓄理论认为，由于未来收入和支出的不确定性，消费者通常会进行预防性储蓄，从而减少当前消费。通常情况下，完善消费信贷体系和社会保障制度是缓解居民流动性约束和降低预防性储蓄的主要途径。然而，在金融体系不健全地区，当遇到收支风险时，居民主要依赖地缘和亲缘关系所构建的社会资本来抵御风险，以减轻收入波动的影响。在这种情况下，社会资本将扮演非正式保险的角色[18]。社会资本积极作用的有效发挥需要建立在紧密的社会网络、高度的群体信任和健全的社会规范之上，机会不平等会削弱社会资本的作用[19]。教育代际流动性作为直接反映社会机会公平度的重要指标，影响着人力资本、社会资本和经济资本的配置效率，是重要的社会激励机制，对微观家庭决策具有重要影响[20]。较低的教育代际流动性显示出社会交流和互动主要在相同阶层内部进行，不利于居民扩大社交范围和增加社会资本。低收入群体通常面临金融壁垒，因而更加依赖社会资本来降低流动性约束，以提升其当前消费，社会资本的不足增加了其面临消费相对剥夺的可能性。据此，本文提出如下假说：
H2：教育代际流动通过社会资本影响家庭消费不平等。
机会不平等的扩大有利于家庭背景更好的个体获得福利待遇更好的就业机会，同时限制了相对弱势群体发展[21]。教育代际流动程度是社会机会公平度的衡量标准之一，较低的教育代际流动性会显着降低居民的社会信任水平[22]。社会阶层向上流通渠道不足往往会削弱人们对国家治理和公共政策的信任。相反，高水平的教育代际流动性有助于社会各阶层提升信心，激励其积极参与经济活动，丰富收入来源，有利于降低家庭预防性储蓄并促进当前消费。低收入群体在收入来源和资源获取等方面的相对欠缺，使其能从创业行为中获得到更多的边际效用，从而降低家庭消费不平等。例如，杨晶等[23]从家庭生命周期视角考察人力资本和社会资本对居民消费不平等的影响，结果显示人力资本通过影响农户的非农就业可以显着降低农户消费不平等。因此，教育代际流动性的提升可能通过激发居民创业行为降低家庭消费不平等。据此，本文提出如下假说：
H3：教育代际流动通过创业行为影响家庭消费不平等。
三、研究设计
（一）数据来源
本文数据来自于北京大学中国社会科学调查研究中心开展的CFPS项目，涵盖了2010—2020年纵向微观数据。CFPS调查覆盖全国25个省份
25个省份分别为：北京市、天津市、河北省、山东省、山西省、陕西省、黑龙江省、吉林省、辽宁省、甘肃省、江苏省、安徽省、浙江省、福建省、上海市、广东省、广西壮族自治区、湖北省、河南省、江西省、四川省、云南省、贵州省、湖南省、重庆市。"，样本规模大、覆盖面广，具有较好的代表性。数据库包括家庭财产、年收入、个体和父母最高学历、各项消费支出等家庭库和个人年龄、学历、社会保险等个人信息库，可较好支持本研究。省级宏观变量数据来源于国家统计局和北京大学数字金融研究中心
由于CFPS数据库调查的是被访家庭过去一年的经济行为，因此，CFPS"2020年数据与2019年宏观数据匹配，CFPS"2018年数据与2017年宏观数据匹配，以此类推。。
（二）模型设定
本文的研究目的是探究教育代际流动对家庭消费不平等的影响，核心解释变量和被解释变量分别为地区教育代际流动指数和家庭消费相对剥夺指数，具体模型设定如下：
RD（c）pi=α0+α1Flop+∑nj=1γjCVji+μi+εi[JY]（1）
其中，RD（c）pi为家庭消费相对剥夺指数；Flop为各省份教育代际流动指数，表示p省教育代际流动指数；CVji为个体、家庭和省份层面相关控制变量；μi代表区县固定效应；εi为随机误差项。各个地区经济发展状况和消费偏好存在差异，因此本文加入区县层面固定效应。
（三）变量选取
1.被解释变量
消费相对剥夺基于社会比较论，指个体将自身消费水平与所在参照组消费水平更高的其他个体进行比较得到的相对消费地位，反映个体所期望情况与现实之间的差异程度。以消费相对剥夺水平作为个体层面度量消费不平等的指标，能够更直接地反映居民福利差距[18]。因此，本文以消费相对剥夺程度表征居民消费不平等。个体相对剥夺程度的测度方式包括Kakwani指数、Yitzhaki指数和Podder指数等，相比后两者，Kakwani指数克服了正规化和无量纲性的缺陷，其均值即为基尼系数[24]。因此，本文以Kakwani指数测度家庭消费相对剥夺，从家庭个体层面体现消费不平等，以期尽可能地扩大研究的样本量和细化颗粒度。参考李晓飞等[13]研究，家庭消费相对剥夺指数的计算公式如下：""""""""
RD（cj，ci）=cj－ci，如果cjgt;ci0，如果cj≤ci[JY]（2）
其中，RD（cj，ci）是第i个家庭面临第j个家庭消费cj对其消费ci的消费相对剥夺，将RD（cj，ci）对j求和，并除以组群内家庭消费均值，分解简化后可得：
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个家庭在组群内平均消费相对剥夺；μX是组群X所有家庭消费均值；n+ci是组群内消费水平超过ci的家庭数；μ+ci是组群内消费水平超过ci的家庭消费均值；γ+ci是组群X中消费水平超过ci的家庭数占总家庭数的百分比。RD（ci）是家庭消费在组群内排名的减函数，即排名越低，消费相对剥夺指数越高，说明个体受到的剥夺程度越大；RD（ci）最小值为0，最大值为1。
国家统计局将居民消费支出分为家庭设备及日用品、衣着鞋帽、文教娱乐、食品、居住、医疗保健、交通通信和其他消费支出8类，家庭人均年消费支出为这8类消费支出总和除以家庭人口数。本文以家庭人均年消费支出计算家庭消费相对剥夺指数，选取家庭所在省份样本为比较组，每个家庭的人均消费支出与同省份其他家庭的消费水平比较，测算该家庭的消费不平等程度。为了缓解不同比较维度可能引起的估计偏误，本文以区县维度计算的家庭消费相对剥夺指数进行稳健性检验。
2.解释变量
教育代际流动的测度主要采用两种方法。第一种是代际弹性法，即以子代受教育程度或年限对父辈受教育程度或年限对数化后进行回归，得到的回归系数即为教育代际弹性，是从宏观视角考察地区教育代际流动水平。第二种方法是构建教育代际流动表，以父辈受教育程度和子代受教育程度数据构建交叉列联表，重在考察微观个体教育代际流动方向。基于研究目的，本文采用教育代际流动弹性衡量各个省份的教育代际流动情况。由于经济增长、基础教育普及和大学扩招等原因，人们的受教育水平普遍提高，父子间的最高学历不具有直接可比性。
随着女性家庭地位的提高，仅选取父亲受教育水平并不能完全代表家庭经济社会地位。同时，由于样本信息缺失，为最大程度的利用样本量，本文选取父亲和母亲中的最高学历作为家庭父辈受教育程度。因此，参考刘小鸽等[25]估算地区教育代际弹性的做法，将父辈和子代的最高学历分别按省份排序，根据下式计算各省教育代际流动指数
地区教育代际流动指数构建的数据选取于CFPS"2010—2020年所有样本。经过将子代年龄控制在22岁以上、删除重复和关键变量缺失的样本等数据清理，最终获得17"621个样本。基于受访者最高学历，并根据式（4）即可求出中国25个省份教育代际流动指数。考虑到新冠病毒感染疫情对居民消费数据的影响，本文采用2018年数据考察教育代际流动性与家庭消费不平等关系研究。：
Ranspi=αi+∑np=1βpPROpi×Ranfpi+ωA+εi[JY]"（4）
其中，Ranspi为p省份第i个家庭子代受教育程度省内排名；αi为常数项；PROpi为虚拟变量，当家庭i属于p省份时，赋值1，否则赋值0；Ranfpi为p省份第i个家庭父辈受教育程度省内排名；A=（ageis，age2is，ageif，age2if），其中ageis和ageif分别为子代和父辈的年龄；εi为随机误差项；βp为p地区的教育代际流动弹性，1－βp即为p省份教育代际流动指数，1－βp越大表示该地区教育代际流动性越强，反之则越弱。
3.控制变量
参考现有对居民消费不平等影响因素的研究，本文加入了代表人口统计学特征的个体层面控制变量、代表社会经济特征的家庭层面控制变量以及可能影响到家庭消费行为的省级层面控制变量。具体以户主（问卷主要回答人）性别、年龄、年龄的平方、健康、受教育年限和婚姻状况作为个体控制变量。以家庭户籍、规模、少儿占比、老人占比、收入相对剥夺指数和总资产作为家庭控制变量。以省级人均国内生产总值（GDP）、数字普惠金融指数和一般公共服务支出作为地区控制变量。
4.机制变量
本文认为教育代际流动可能通过社会资本和创业行为影响家庭消费不平等。因此，参考杨碧云等[19]的研究，使用“礼金支出”作为家庭社会资本的代理变量，即以家庭过去一年人情礼金支出的对数值测度。参考王奇等[26]的研究，以CFPS调查问卷中“过去12个月，您家是否有家庭成员从事个体经营或开办私营企业”这一问题的回答识别家庭创业行为。
（四）描述性分析
根据以上对地区教育代际流动指数的测度方法，具体变量描述性统计结果如表1所示。家庭消费相对剥夺均值为0.440，表明样本家庭消费不平等程度较深。家庭收入相对剥夺的均值为0.453，根据Kakwani指数统计特征，其组群均值即为基尼系数，则家庭收入相对剥夺指数均值即为各省份居民收入基尼系数，与国家统计局公布的2017年居民人均可支配收入基尼系数0.467接近，说明本文数据具有一定的代表性。各省份教育代际流动指数均值为0.637，比刘小鸽等[25]利用CFPS"2010年数据计算的0680结果略低，侧面说明教育代际流动性的下降。居民创业行为的均值为0.108，表明居民收入来源较为单一。
四、实证结果分析
（一）基准回归结果
教育代际流动对家庭消费不平等的影响分析结果见表2。第（1）列为教育代际流动对家庭消费相对剥夺的普通最小二乘单变量回归，考虑到不同地区经济文化的差异，加入区县层面固定效应，且由于同一地区居民的消费行为具有相似性，采用区县层面的聚类分析。结果显示，教育代际流动对家庭消费相对剥夺的系数估计值为-0.528，并在1%的水平上显着，说明在不考虑其他控制变量的前提下，教育代际流动性每提高0.1个单位，家庭消费相对剥夺指数降低0.052"8，从描述性统计结果可知，地区教育代际流动指数和家庭消费相对剥夺指数分别约为0.64和0.44，如果教育代际流动指数提升到0.740，家庭消费相对剥夺指数均值将下降到约0.387，下降约12%。第（2）～（4）列依次将户主特征、家庭特征和地区特征加入方程，教育代际流动对家庭消费相对剥夺的影响系数最终为-0.398，在考虑所有控制变量后，教育代际流动系数仍显着，且教育代际流动性每提高0.1个单位会使家庭消费相对剥夺程度降低约9%，说明教育代际流动性提升对居民福利的影响在经济意义上显着，假说H1成立。
从个体控制变量来看，户主健康状况对家庭消费不平等有显着正向影响，户主身体健康越差家庭整体经济水平越低，消费支出水平随之降低，导致家庭消费相对剥夺指数上升；受教育程度对家庭消费相对剥夺的影响显着为负，受教育水平提高使得家庭收入增加，家庭消费相对剥夺水平降低；户主性别、年龄、是否有配偶对家庭消费相对剥夺并无显着影响。从家庭控制变量来看，相比于农村家庭，城镇家庭的消费相对剥夺水平更低；家庭规模越大，所受经济风险越多，越需要增加预防性储蓄、减少当前消费，从而加剧家庭消费相对剥夺；由于少儿抚养比和老人抚养比高的家庭需要更多消费支出，因此家庭少儿占比和老人占比较高的家庭消费相[JP]对剥夺水平较低；收入相对剥夺水平较高的家庭通常消费相对剥夺程度也比较严重，符合一般经济规律；家庭资产越多，支付能[JP]力越强，家庭消费相对剥夺水平越低；从地区控制变量来看，地区经济和普惠金融发展程度均对居民消费不平等有显着影响，而地区公共服务支出的影响不显着。
（二）内生性处理
本文所衡量的父辈与子代间的教育代际流动发生在前，子代家庭消费行为发生在后，因此教育代际流动降低家庭消费不平等的结论受反向因果影响的可能性较低。尽管如此，其他因素仍有可能造成估计结果偏差，为此进一步采用工具变量法克服潜在内生性问题。参考王乃合等[27]的研究，本文以各省份明朝进士数量作为衡量地区教育代际流动性的工具变量。一方面，文化具有传承性，学历追求和教育氛围具有代代相传的特征，满足与核心解释变量相关的要求；另一方面，历史数据具有强外生性特征，各省份明朝进士数量很难直接影响当前家庭消费行为，满足外生性要求。使用各省份明朝进士数量作为工具变量的两阶段最小二乘回归结果见表3。第一阶段的F值为416.08，大于临界值10。不可识别检验对应的P值小于0.001，拒绝工具变量不可识别的原假设。CraggDonald"Wald"F统计量也大于StockYogo的10%临界值的16.38，拒绝弱工具变量的原假设。根据两阶段最小二乘回归结果，核心解释变量的显着性和方向与基准回归结果一致，表明考虑内生性的可能影响后，研究结论依旧成立。
（三）稳健性检验
为进一步考察研究结论的可靠性，本文从替换核心解释变量、变更样本和改变估计方法等角度对以上实证结果进行稳健性检验。
1.替换核心变量
Yitzhaki指数和Podder指数是度量微观个体相对剥夺程度的另外两种重要方法，表4第（1）（2）列分别以Yitzhaki/1"000和Podder指数代替Kakwani指数衡量家庭消费相对剥夺程度作为因变量进行稳健性检验，结果依然支持教育代际流动增加显着降低家庭消费不平等这一结论。目前关于教育代际流动的文献，除本文使用的方法外，主要还有以下两种方法计算地区教育流动弹性。一种是采用基于父辈与子代受教育年限构建地区教育代际流动指标（而非排序）[20]。另一种是直接以父辈与子代受教育程度地区排名构建教育代际流动指数（不控制父辈与子代年龄）[22]。表4第（3）（4）列分别以这两种方法构建新的地区教育代际流动指数，估计其对家庭消费不平等的影响。结果显示，教育代际流动指数对家庭消费不平等的影响依旧显着为负。第（5）列分别在区县维度根据式（3）（4）计算家庭消费相对剥夺和各区县教育代际流动指数，以排除不同测量维度可能引起的估计偏误，回归结果表明，即使从不同维度考察教育代际流动与消费不平等的关系，教育代际流动性对消费不平等的影响方向和大小同样是稳健的。
2.替换样本和改变估计方法
为缓解样本选择偏误对结果造成的影响，通过剔除部分样本和更换样本的方式进行检验。35岁以下个体的受教育阶段主要在高等教育扩张政策实施后，而55岁以上个体受教育水平普遍较低，以上原因可能导致样本选择偏误，进而影响研究结果。因此，本文剔除户主年龄在35岁以下和55岁以上的样本后再重新检验。同时，考虑到家庭消费行为可能受当年经济形势和消费政策影响，本文进一步选取2020年度调查数据进行检验。表5第（1）（2）列分别为户主年龄为[35，55]岁样本和2020年调查数据的估计结果，核心解释变量的显着性和方向均未发生变化。基准回归中控制了区县固定效应，排除了区县差异，但考虑到本文核心解释变量的测度在省份维度，因此在第（3）列中控制省份固定效应，结果依然支持前文研究结论。
（四）异质性分析
1.基于子代户籍和性别的异质性分析
城镇和农村家庭在社会资本积累方式上的差异可能导致其储蓄意愿和流动性约束受教育代际流动性影响程度的不同，这种差异可能会进一步导致家庭消费不平等的不同影响。因此，可以针对子代户籍类型考察教育代际流动对居民消费不平等影响的异质性。表6第（1）（2）列的回归结果显示，教育代际流动对城镇家庭消费不平等的影响显着为负，而对农村家庭消费不平等的影响不显着。这种差异可能源于两种家庭社会资本积累方式有关，农村家庭的社会网络形成主要基于血缘和地缘关系，而城镇家庭的社会网络构成可能更多由同学或同事组成，是基于相同教育经历或者工作关系。因此，教育代际流动性对城镇家庭消费不平等影响更为显着。
传统重男轻女的观念可能会挤占家庭对女性的教育投资，进而影响她们一生的受教育程度和消费能力。因此，表6第（3）（4）列考察了教育代际流动对家庭消费不平等影响的性别异质性。结果显示，教育代际流动性提升显着改善户主为男性的家庭消费不平等，对户主为女性的家庭消费不平等影响不显着。这可能与传统的性别教育有关，在教育资源有限的背景下，男性通常被优先考虑，因此受教育代际流动性影响显着。
2.基于户主年龄的异质性分析
个体的消费观念、收入来源和生活压力随着年龄变化存在较大差异，教育代际流动对子代家庭经济行为影响可能因户主年龄差异存在异质性。根据社会历史变迁，并结合本文样本年龄分组考察教育代际流动对家庭消费不平等影响的差异。表7回归结果显示，教育代际流动对家庭消费不平等的影响在户主年龄小于54岁及以下分组均显着为负，且从回归系数来看，教育代际流动对户主年龄在（16，44]岁的家庭消费不平等作用最强。54岁及以下群体均在1964年或之后出生（2018年为调查年度），该群体学龄期大多处于20世纪70年代及之后，这一时期社会经济技术迅速发展，教育代际流动性的影响逐渐显着。对于（16，44]岁群体而言，他们可能面临较低且不稳定的收入，或者正处于抚育子女并赡养老人的阶段，生活压力较大，家庭拥有的社会资本较少，因此，教育代际流动对该年龄群体消费不平等影响最大。
3.基于家庭经济状况的异质性分析
“中产焦虑”是指，相比于低资产和高资产群体，中产家庭希望子代社会经济地位进一步向上流动的心态更迫切，并且担心子辈无法继承和维系现有社会地位而产生患得患失的焦虑心态[20]。因此，有必要考察教育代际流动对不同资产组家庭消费不平等的影响。根据家庭净资产排序将样本分为四等份，数值最低的样本为低资产组，依次划分。表8回归结果显示，教育代际流动提升显着降低了除高资产组以外的其他家庭的消费不平等。从回归系数绝对值来看，教育代际流动对低资产组家庭的消费不平等影响最大，这说明对于低资产家庭而言，教育仍旧是该群体实现阶层向上流动的主要途径，因此其家庭消费行为受教育代际流动性影响最大。此外，教育代际流动性对资产中上家庭组的影响也处于较高水平，这间接印证了“中产焦虑”现象，地区教育流动性提升，中产家庭越愿意为子女投入更多教育花费，最终有利于降低该群体消费相对剥夺感。
五、影响机制分析
（一）中介效应模型
基准回归结果表明，教育代际流动可以显着缓解家庭消费不平等，接下来进一步探究教育代际流动影响家庭消费不平等的具体机制。参考温忠麟等[28]的中介效应检验方法，构建如下实证模型，检验教育代际流动、中介变量与居民消费不平等之间的关系。
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为地区教育代际流动对居民消费不平等影响的总效应，a为教育代际流动对中介变量M的效应，b是在控制了地区教育代际流动后，中介变量M对家庭消费不平等的影响，c′是在控制了中介变量的影响后，消费代际流动对家庭消费不平等的直接效应。中介效应成立的前提是c显着，上文的分析结果已经表明教育代际流动显着影响家庭消费不平等。因此，下面主要检验a和b的显着性，若a和b都显着，则中介效应显着。
（二）中介效应检验
1.社会资本
社会资本作为缓解居民流动性约束的非正式保险，对家庭抵御风险和平滑消费有着积极的影响。表9考察了家庭社会资本在教育代际流动影响家庭消费不平等中的作用。第（1）列为基准回归结果，第（2）列为以“家庭过去一年的礼金支出对数”作为家庭社会资本的代理变量考察教育代际流动对社会资本的影响分析，结果显示，教育代际流动指数对家庭礼金支出的影响显着为正，说明教育代际流动性提[JP+2]高有利于增强家庭社会资本。第（3）列是在基础回归上加入社会资本变量的回归结果，发现社会资本对家庭消费相对剥夺的影[JP]响显着为负，且教育代际流动对消费不平等影响的绝对值变小。对比第（1）～（3）列的回归结果可知，教育代际流动通过提升家庭社会资本降低消费不平等，假说H2成立。为进一步增进估计结果的稳健性，在第（4）（5）列中使用“家庭过去一年是否有礼金支出”作为社会资本的代理变量，再次检验社会资本的中介机制作用，结果依然支持教育代际流动通过社会资本影响家庭消费不平等这一结论。
教育代际流动性是社会机会公平度的重要体现，地区代际公平性可能通过影响家庭的创业选择，进而决定家庭收入来源和资产构成的稳定性和多样性，最终影响家庭消费行为。因此，创业行为的中介效应检验结果见表10。第（2）列结果显示，地区教育代际流动性提升显着促进家庭创业，表明社会机会公平度的提升可促进居民积极创业。第（3）列在基础回归上加入家庭是否创业变量，发现创业行为对家庭消费相对剥夺的影响显着为负，说明收入来源的多样性有利于降低家庭消费不平等。分析第（1）～（3）列的回归结果可知，教育代际流动性提升可显着促进居民的创业行为，从而降低家庭消费不平等，假说H3成立。
六、研究结论与政策启示
在持续缩小居民收入和实际消费水平差距，着力维护和促进社会公平正义等新的时代背景和发展要求下，考察社会不同维度公平性之间的关系是实现经济健康有序发展的内在要求，也是满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数据，通过构建地区层面的教育代际流动指标，考察教育代际流动对居民消费不平等的影响。研究结果主要有三个方面。第一，地区教育代际流动对子代家庭消费不平等的影响显着为负，即提高社会机会公平度可显着降低居民消费不平等。第二，教育代际流动性提升对家庭消费不平等的改善作用在城镇和户主为男性的家庭中显着，但对农村和户主为女性的家庭消费不平等影响不显着；基于子代出生组的异质性分析表明，教育代际流动主要影响了中青年家庭的消费不平等，而对老年家庭的消费不平等影响不显着；从家庭资产来看，教育代际流动对低资产和中产家庭消费不平等的影响显着。第三，较高的社会资本水平和创业行为有利于缓解居民流动性约束和丰富收入来源，教育代际流动通过社会资本和创业行为影响家庭消费不平等。
资源优势或劣势在跨代中的累积现象对居民消费不平等的负向影响反映了社会经济差距背后的机会不平等因素。因此，要实现经济发展成果人人共享，提升人民群众获得感、幸福感和安全感需要提升社会流动性，以教育机会公平畅通社会流通渠道，促进社会分配公平。据此，本文提出以下政策建议：
第一，提升教育机会公平性，畅通向上流通渠道。进一步缩小因教育资源、地区政策和家庭背景等因素造成的教育机会不平等程度，改善居民消费差距。一是确保教育资源在城乡及不同区域间均衡分配，提高对农村及贫困地区公共教育财政投入，包括优质师资、现代化教学设施和高质量教材的投入。二是推行更加公平的招生政策，减少地区和家庭背景对入学机会的影响，确保所有学生均基于能力和成绩获得教育机会。三是利用互联网和信息技术，打破地理空间限制，促进资源丰富的学校或地区与资源匮乏的地区共享数字化教育资源。[JP]
第二，实施差异化人力资本培育政策，满足不同群体教育需求，提升社会各阶层消费能力和消费意愿。教育机会和资源应更多地向低资产群体倾斜，帮助低资产家庭子女获得更好的教育，实现社会流动。对于中产家庭，政策应关注其对财富保值增值的关切，通过提供更多样化的财富管理和投资途径，缓解中产焦虑现象。此外，鉴于教育代际流动性提升对家庭消费不平等的改善作用在户主为男性的家庭中显着，政策应特别关注女性就业创业，提供培训指导和专项资金支持，以促进家庭消费平等。
第三，强化数字普惠金融发展，发挥普惠经济扩大内需的作用。机会不平等降低了家庭通过社会网络抵御风险的可能，从而降低了居民当期消费，因此，应大力推进普惠金融发展，提升居民从正规金融渠道获得消费信贷的可能，从而减轻教育代际流动性低对居民消费不平等的消极影响。既[JP3]要持续推进农村和偏远地区数字普惠金融基础设施建设，扩大金融服务覆盖面，提高弱势群体获取金融服务的可能，也要加强[JP]数字普惠金融知识宣传引导，通过政策解读和讲解典型案例，破除消费者金融排斥，提升消费平滑能力。
第四，优化创业环境，扩宽居民就业渠道。为了缓解居民流动性约束和丰富收入来源，政策应鼓励居民社会资本的积累和创业行为，发挥创业活动对提升社会就业率、丰富居民收入来源的积极作用。通过完善创业培训、金融支持和税收优惠等创业扶持政策，激发居民创业热情，实现自主就业和高质量就业。重点优化中西部地区创业环境，实施有针对性的财政、金融和社会公共服务等创业支持计划，推动地区经济均衡发展。针对低收入家庭，政府应提供有效的职业技能培训，提高他们的就业能力和市场竞争力，从而改善家庭消费结构和减少消费不平等。"
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编辑：郑雅妮，高原
