蘇冬蔚，葉菁菁

(暨南大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，廣東 廣州 510000)

一、引言

改革開放以來，伴隨著中國家庭收入水平的提升，收入差距問題日益凸顯。據(jù)官方數(shù)據(jù)顯示，2003—2018年全國居民人均可支配收入基尼系數(shù)由0.479攀升到2008年的0.491，之后逐漸下降，但2015年之后又有所回升，且近十五年以來中國基尼系數(shù)一直處在0.4～0.5之間，已超過國際貧富差距警戒線數(shù)值0.4。(1)數(shù)據(jù)來源《中國住戶調(diào)查年鑒》。收入差距的擴(kuò)大不僅不利于社會(huì)穩(wěn)定，影響經(jīng)濟(jì)增長，而且對家庭消費(fèi)行為產(chǎn)生重要影響。在構(gòu)建雙循環(huán)發(fā)展格局的背景下，探究收入不平等對家庭消費(fèi)行為的影響既是暢通國內(nèi)大循環(huán)的關(guān)鍵，也是逐步縮小人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間矛盾的基本前提。

收入不平等是影響家庭消費(fèi)及消費(fèi)結(jié)構(gòu)變動(dòng)的重要因素。部分學(xué)者依據(jù)凱恩斯絕對收入假說理論和杜森貝利相對收入假說理論從宏觀層面和微觀層面證實(shí)了擴(kuò)大的收入不平等將抑制居民消費(fèi)(李軍，2003；Jin et al.，2011)，[1] 5-11, [2] 191-204并從微觀“社會(huì)地位尋求”的角度給出了合理解釋。但是也有部分學(xué)者認(rèn)為收入不平等的擴(kuò)大提高了進(jìn)入高社會(huì)地位群體的門檻，居民有可能放棄追尋高社會(huì)地位(Corneo & Jeanne, 2001)。[3] 283-293還有學(xué)者依據(jù)持久收入假說理論發(fā)現(xiàn)收入不平等與消費(fèi)無關(guān)(吳忠群和王虎峰，2013)，[4] 10-19或者兩者的關(guān)系取決于其他經(jīng)濟(jì)條件和不同發(fā)展階段(鞏師恩和范從來，2012)。[5] 4-14

收入不平等的“結(jié)構(gòu)”特征可能是引起上述分歧的原因。Roemer(1998)將影響經(jīng)濟(jì)主體的因素劃分為環(huán)境變量和努力變量，由家庭背景、個(gè)體特征等不可控的外生環(huán)境因素引起的收入不平等視為機(jī)會(huì)不平等，而由個(gè)體職業(yè)選擇、受教育水平、工作時(shí)間等可控的努力因素引起的收入不平等視為努力不平等。[6]90-156機(jī)會(huì)不平等和努力不平等對家庭消費(fèi)行為可能存在反方向作用。一方面，機(jī)會(huì)不平等可能抑制居民消費(fèi)。首先，家庭、社會(huì)背景較好的個(gè)體可以通過“潛規(guī)則”“關(guān)系戶”獲得高于自己能力的崗位，一定程度上降低了有能力無背景個(gè)體的工作積極性，導(dǎo)致人力資本投資和積累不足，對個(gè)體收入和經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生負(fù)向影響(Fishman & Simhon，2002)。[7] 117-136例如，Song & Zhou(2019)利用中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)機(jī)會(huì)不平等對家庭教育支出有顯著的負(fù)面影響。[8] 85-98其次，機(jī)會(huì)不平等的上升容易提高社會(huì)不公平感，引發(fā)社會(huì)沖突和危機(jī)事件，進(jìn)一步抑制經(jīng)濟(jì)增長。因此，機(jī)會(huì)不平等程度越高，不公平感就越高，人們工作意愿也就越低，越不利于居民消費(fèi)升級(jí)。相反，努力不平等可能促進(jìn)家庭消費(fèi)。以“按勞分配”為導(dǎo)向的市場經(jīng)濟(jì)體制，個(gè)體可以通過努力獲取高額報(bào)酬。人力資本投資越高，居民收入差距就越小(陳斌開等，2010)，[9] 36-43越有利于提升家庭消費(fèi)升級(jí)。雷欣等(2017)發(fā)現(xiàn)努力不平等提高了經(jīng)濟(jì)主體的勞動(dòng)和投資行為，一定程度上抵消了機(jī)會(huì)不平等對經(jīng)濟(jì)主體生產(chǎn)性行為帶來的逆向激勵(lì)。[10] 26-51因此，收入不平等對居民消費(fèi)的影響取決于機(jī)會(huì)不平等和努力不平等的相對大小。

收入不平等結(jié)構(gòu)分解為深入分析不平等影響家庭消費(fèi)升級(jí)的內(nèi)因提供了一個(gè)全新視角。然而國內(nèi)學(xué)者對收入不平等結(jié)構(gòu)分解的研究才剛剛起步，主要側(cè)重于機(jī)會(huì)不平等的測度以及計(jì)算機(jī)會(huì)不平等對收入不平等的影響程度，尚未有文獻(xiàn)從收入不平等結(jié)構(gòu)分解角度研究其對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響。關(guān)于機(jī)會(huì)不平等測度方面，國內(nèi)學(xué)者主要基于中國綜合社會(huì)調(diào)查數(shù)據(jù)(CGSS)，采用參數(shù)法計(jì)算中國收入分配中機(jī)會(huì)不平等程度(江求川等，2014)。[11] 111-138但是，參數(shù)法受制于模型選定，且環(huán)境變量與努力變量存在相關(guān)性，一般估計(jì)難以獲得環(huán)境或者努力的凈效應(yīng)。因此，需要選用新的數(shù)據(jù)和方法重新估計(jì)機(jī)會(huì)不平等。在已有收入不平等影響家庭消費(fèi)升級(jí)的文獻(xiàn)中，學(xué)者側(cè)重于分析城鄉(xiāng)收入差距的消費(fèi)效應(yīng)，如胡日東等(2014)、李江一和李涵(2016)基于城鄉(xiāng)收入差距視角研究其對居民消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響。[12]75-87, [13]97-112當(dāng)然，楊程博等(2019)從收入變遷角度發(fā)現(xiàn)適度的收入差距有利于居民消費(fèi)升級(jí)。[14]50-59紀(jì)園園和寧磊(2020)發(fā)現(xiàn)收入差距抑制居民消費(fèi)升級(jí)，但并未進(jìn)一步考察收入不平等的分解對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響。[15] 53-66

基于此，本文使用2014和2016年兩期中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)，利用非參數(shù)法將收入不平等分解為機(jī)會(huì)不平等和努力不平等，并檢驗(yàn)兩類不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響。本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，從收入不平等結(jié)構(gòu)視角考察收入不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響，并進(jìn)一步分析這種效應(yīng)在不同區(qū)域、戶籍以及家庭社會(huì)地位的差異性影響，不僅有助于理解收入不平等影響家庭消費(fèi)升級(jí)的成因，而且為政府制定收入分配政策提供更具有針對性的啟示；第二，使用CLDS數(shù)據(jù)，采用非參數(shù)法將收入不平等分解為機(jī)會(huì)不平等和努力不平等，避免因個(gè)體特征與環(huán)境特征相關(guān)導(dǎo)致的模型估計(jì)偏誤，同時(shí)選取合適的工具變量以降低模型內(nèi)生性問題引起的估計(jì)偏誤，進(jìn)一步確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

二、數(shù)據(jù)來源、變量選取與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用的數(shù)據(jù)為中山大學(xué)中國勞動(dòng)力動(dòng)態(tài)調(diào)查數(shù)據(jù)(CLDS)。該數(shù)據(jù)自2012年開始對全國城鄉(xiāng)家庭、勞動(dòng)力個(gè)體開展兩年一次的動(dòng)態(tài)追蹤調(diào)查，系統(tǒng)地檢測家庭人口、收入、消費(fèi)、農(nóng)業(yè)生產(chǎn)、工作等情況，為研究家庭經(jīng)濟(jì)行為提供優(yōu)質(zhì)的數(shù)據(jù)支持。當(dāng)前，可獲得的數(shù)據(jù)包括2012、2014、2016年三期截面數(shù)據(jù)，樣本覆蓋全國各大省份和地區(qū)。數(shù)據(jù)處理方面，本文剔除了戶主年齡小于18周歲或者年齡大于85周歲的樣本，同時(shí)為確保變量測算結(jié)果的準(zhǔn)確性，剔除了家庭收入小于1 000的樣本。本文所使用的是2014、2016年CLDS兩期數(shù)據(jù)，經(jīng)過整理最終所得有效樣本為13 969個(gè)。當(dāng)然，部分變量仍存在一些缺失值，下文在進(jìn)行實(shí)證分析時(shí)樣本個(gè)數(shù)有所差異。

(二)變量選取

1.消費(fèi)升級(jí)。消費(fèi)升級(jí)一般指家庭各類消費(fèi)支出在消費(fèi)總支出中的結(jié)構(gòu)升級(jí)和層次升級(jí)，反映家庭消費(fèi)水平和發(fā)展趨勢。本文沿用大多數(shù)學(xué)者構(gòu)建消費(fèi)升級(jí)的方法(李江一和李涵，2016；祝仲坤，2020)，[13] 97-112, [16] 68-81將家庭消費(fèi)支出依次劃分為生存型消費(fèi)、發(fā)展型消費(fèi)與享受型消費(fèi)，并將發(fā)展型和享受型消費(fèi)支出占比視為家庭消費(fèi)升級(jí)的代理變量。(2)食品支出、居住常規(guī)支出記為生存型消費(fèi)，醫(yī)療保健支出、家庭裝修支出、交通設(shè)備支出、家庭教育支出、家庭社交支出記為發(fā)展型消費(fèi)，旅游支出記為享受型消費(fèi)支出。其次，借鑒徐敏和姜勇(2015)構(gòu)建產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)系數(shù)的方法，本文構(gòu)建了消費(fèi)升級(jí)系數(shù)指代家庭消費(fèi)升級(jí)(3)具體計(jì)算公式為：消費(fèi)升級(jí)系數(shù)=生存型消費(fèi)占比+發(fā)展型消費(fèi)占比×2+享受型消費(fèi)占比×3。。[17] 3-21

2.收入不平等及其分解。參數(shù)法和非參數(shù)法是分解收入不平等的兩種常見方法(Bourguignon et al.，2007；Checchi & Peragine，2010；Ferreira et al.,2011)。[18] 585-618, [19] 429-450,[20] 651-680非參數(shù)法不需要設(shè)定收入與變量之間的函數(shù)方程，但當(dāng)依照環(huán)境因素或者努力因素分組時(shí)，會(huì)由于變量因素過多而導(dǎo)致分組成倍增加，造成部分組別內(nèi)部樣本量過小。參數(shù)法雖然不存在這樣的問題，但其對樣本數(shù)據(jù)質(zhì)量要求非常高，且存在由于擬合不足導(dǎo)致的內(nèi)生問題等。綜合考慮，本文選用不依賴于模型設(shè)定的事前非參數(shù)法對收入不平等進(jìn)行分解。

環(huán)境因素選取是分解收入不平等的關(guān)鍵。借鑒Singh(2012)、陳曉東和張衛(wèi)東(2017)的做法，并結(jié)合CLDS數(shù)據(jù)庫中環(huán)境變量的可得性，[21] 79-106, [22] 35-44本文設(shè)定如下四個(gè)環(huán)境變量：父親教育水平、母親教育水平、父親政治背景、母親政治背景。(4)父母教育水平分為四類：未上過學(xué)、小學(xué)和初中、高中和中專、大專及以上；父母政治背景主要是指父母是否為黨員。根據(jù)這四個(gè)環(huán)境變量，本文將家庭劃分為64個(gè)組別，每個(gè)組別內(nèi)部環(huán)境相似，不同組之間環(huán)境存在差異。然后，采用泰爾指數(shù)將收入不平等分解為組間不平等和組內(nèi)不平等，組間不平等為機(jī)會(huì)不平等，組內(nèi)不平等為努力不平等。本文還計(jì)算了歷年各省份家庭人均收入基尼系數(shù)與泰爾指數(shù)指代家庭收入不平等指標(biāo)。此外，為確保收入不平等分解不會(huì)因分組改變而發(fā)生變動(dòng)，本文在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分將家庭父母工作背景加入環(huán)境因素中，重新分組并計(jì)算機(jī)會(huì)不平等和努力不平等，以提高實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。

3.其他控制變量。基于部分學(xué)者的研究，本文主要選取了戶主的個(gè)體特征變量、家庭特征變量以及地市級(jí)層面變量。家庭戶主個(gè)體特征變量選取了戶主的年齡、性別、健康狀況三個(gè)變量。(5)戶主性別為男性，則賦值為1，反之為0；家庭健康狀況劃分五個(gè)等級(jí)，1表示非常不健康，2表示比較健康，3表示一般，4表示健康，5表示非常健康。家庭特征變量主要包括家庭人口特征與家庭經(jīng)濟(jì)特征兩個(gè)方面。其中，家庭人口變量選取了家庭規(guī)模和家庭老人占比兩個(gè)變量。(6)家庭規(guī)模是指同住家庭總?cè)藬?shù)，家庭老人占比是指家中65歲及區(qū)域內(nèi)以上老人占家庭勞動(dòng)人口的比例。家庭經(jīng)濟(jì)變量選取了家庭債務(wù)、人均收入水平以及相對收入水平三個(gè)變量。(7)相對收入是影響家庭消費(fèi)升級(jí)的重要因素。本文將同一個(gè)縣級(jí)區(qū)域內(nèi)除自身以外其余家庭人均收入的均值視為相對收入。地市級(jí)層面變量，本文選取了工業(yè)企業(yè)個(gè)數(shù)、城鎮(zhèn)失業(yè)率、數(shù)字普惠金融三個(gè)變量。借鑒郭峰等(2020)使用地級(jí)市層面普惠金融深度指標(biāo)指代數(shù)字普惠金融變量。[23] 35-44需要指出的是，以上所有價(jià)值型變量均以2011年為基期進(jìn)行CPI平減，并進(jìn)行對數(shù)化處理。

(三)模型設(shè)定

依據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果(P值0.003 2)，本文采用面板固定效應(yīng)模型考察收入不平等及其分解對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響，基準(zhǔn)模型表達(dá)式為：

Conupgradeijt=α0+α1Inequalityjt+α2Xijt+θi+yeart+provj+μijt

(1)

Conupgradeijt=β0+β1OIijt+β2EIijt+β3Xijt+θi+yeart+provj+μijt

(2)

其中，式(1)為收入不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響，式(2)為機(jī)會(huì)不平等和努力不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響。Conupgradeijt表示第t年j省份i家庭的消費(fèi)升級(jí)水平，Inequalityjt表示t年j省份的收入不平等指數(shù)，包括收入基尼系數(shù)和收入泰爾指數(shù)；OIijt表示第t年j省份i家庭的機(jī)會(huì)不平等指數(shù)；EIijt表示第t年j省份i家庭的努力不平等指數(shù)；prov表示省份固定效應(yīng)；year表示年份固定效應(yīng)；θi表示家庭固定效應(yīng)，μijt表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

三、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸

1. 收入不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響

表1匯報(bào)了式(1)和式(2)的估計(jì)結(jié)果。其中，表1第(1)(4)列為采用基尼系數(shù)計(jì)算的收入不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的估計(jì)結(jié)果，第(2)(5)列為采用泰爾指數(shù)計(jì)算的收入不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的估計(jì)結(jié)果，第(3)(6)列為機(jī)會(huì)不平等和努力不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的估計(jì)結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，收入不平等的擴(kuò)大不利于家庭消費(fèi)升級(jí)，與紀(jì)園園和寧磊(2020)所得結(jié)論一致。[15] 53-66將收入不平等分解后發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)具有顯著的抑制作用，而努力不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)存在不顯著的負(fù)向影響。綜上所述，收入不平等的擴(kuò)大確實(shí)不利于居民消費(fèi)升級(jí)，且機(jī)會(huì)不平等引致的收入不平等起主要作用。雖然努力不平等估計(jì)系數(shù)不顯著，但通過對比整體收入泰爾指數(shù)和機(jī)會(huì)不平等指數(shù)的估計(jì)系數(shù)可知，機(jī)會(huì)不平等的抑制效果大于整體收入不平等的抑制效果。也就是說，努力不平等一定程度上提高了居民消費(fèi)升級(jí)水平，縮小了整體收入不平等的抑制效果。

表1 收入不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響(面板固定效應(yīng)模型)

2.收入不平等分解對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響(8)受限于篇幅，表2～6并未報(bào)告所有的估計(jì)結(jié)果，有興趣的讀者可聯(lián)系筆者獲取。

考慮到收入不平等對不同類消費(fèi)項(xiàng)目存在差異性影響，故需進(jìn)一步考察收入不平等分解對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響，表2匯報(bào)了相關(guān)估計(jì)結(jié)果。由表2可知，機(jī)會(huì)不平等與努力不平等程度的擴(kuò)大對家庭各類消費(fèi)的影響效果存在差異性影響。研究發(fā)現(xiàn)，擴(kuò)大的機(jī)會(huì)不平等抑制了家庭教育支出，不利于家庭人力資本投資。但有意思的是，相對收入提高了家庭教育支出的規(guī)模，即其他人收入水平越高，家庭教育投資支出規(guī)模越高，這意味著低收入家庭會(huì)通過提高家庭教育投資支出追趕高收入家庭。同時(shí)機(jī)會(huì)不平等的上升還降低了家庭住房裝修、家庭耐用品購買支出以及社會(huì)關(guān)系支出。努力不平等提高了家庭食品支出，但降低了家庭通信設(shè)備支出。努力不平等對家庭教育支出影響不顯著，但降低了家庭社會(huì)關(guān)系支出，不利于社會(huì)資本積累。努力不平等對社會(huì)關(guān)系支出的抑制效果要弱于機(jī)會(huì)不平等，這可能是因?yàn)橐揽孔陨砼Φ膫€(gè)體希望通過一定的社交網(wǎng)絡(luò)，為自身創(chuàng)造機(jī)會(huì)，因而社會(huì)關(guān)系支出降低幅度相對較低。

表2 收入不平等分解對家庭消費(fèi)結(jié)構(gòu)的影響(面板固定效應(yīng)模型)

(二)異質(zhì)性檢驗(yàn)

考慮到不同區(qū)域、戶籍、家庭社會(huì)地位享有的社會(huì)資源有所差異，有必要對其分組進(jìn)行討論。故本文依據(jù)家庭樣本所處區(qū)域、戶口狀況、家庭當(dāng)前主觀社會(huì)地位進(jìn)行分組回歸，討論機(jī)會(huì)不平等和努力不平等對不同家庭消費(fèi)升級(jí)的差異性影響。

1.區(qū)域異質(zhì)性分析(9)東部：北京、上海、天津、山東、廣東、江蘇、河北、浙江、福建、遼寧；中部：吉林、安徽、山西、江西、河南、湖北、湖南、黑龍江；西部：云南、內(nèi)蒙古、四川、寧夏、廣西、新疆、甘肅、貴州、重慶、陜西、青海。

表3匯報(bào)了機(jī)會(huì)不平等和努力不平等影響家庭消費(fèi)升級(jí)的區(qū)域異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果，通過對比表3前三列和后三列的估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)不平等和努力不平等對不同區(qū)域家庭消費(fèi)升級(jí)存在明顯的差異性影響。首先，從機(jī)會(huì)不平等的估計(jì)結(jié)果來看，機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大不利于東部地區(qū)和中部地區(qū)居民消費(fèi)升級(jí)，對西部地區(qū)影響不顯著。這是因?yàn)殡m然東部和中部地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平更高、社會(huì)資源更加豐富、社會(huì)保障更加全面，但其資源競爭更加激烈。隨著機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大，家庭背景好的家庭擠占了家庭背景較差家庭的資源，進(jìn)一步拉大了兩類家庭的收入差距，提高了家庭背景較差家庭的收入不確定性。在物價(jià)水平較高的東部和中部地區(qū)，家庭背景較差家庭不得不縮減開支以應(yīng)對未來收入風(fēng)險(xiǎn)。其次，從努力不平等估計(jì)結(jié)果來看，努力不平等顯著抑制了中部地區(qū)居民消費(fèi)升級(jí)，但促進(jìn)了西部地區(qū)居民消費(fèi)升級(jí)。可見，努力不平等程度越高，越有利于居民消費(fèi)升級(jí)。這是因?yàn)榕Σ黄降瘸潭仍酱?，個(gè)體通過更大的努力將獲得相對更高的收益，越有利于家庭消費(fèi)升級(jí)。但是，由于東部和中部地區(qū)機(jī)會(huì)不平等較高，背景較差家庭想通過努力獲取的應(yīng)有收益大打折扣，不利于家庭消費(fèi)升級(jí)。

表3 收入不平等分解對家庭消費(fèi)升級(jí)的區(qū)域異質(zhì)性影響(面板固定效應(yīng)模型)

2.戶籍異質(zhì)性分析

相比非農(nóng)業(yè)戶口，農(nóng)業(yè)戶口家庭所面臨的環(huán)境優(yōu)勢明顯較弱，機(jī)會(huì)不平等程度更高。本文依據(jù)CLDS數(shù)據(jù)按家庭主事者的戶籍劃分為農(nóng)業(yè)戶口和非農(nóng)業(yè)戶口，(10)CLDS家庭調(diào)查問卷中將家庭成員的戶口類型劃分為四類，依次為農(nóng)業(yè)戶口、非農(nóng)戶口、農(nóng)轉(zhuǎn)居民戶口(農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)變?yōu)榫用駪艨?以及非農(nóng)轉(zhuǎn)居民戶口(非農(nóng)業(yè)戶口轉(zhuǎn)變?yōu)榫用駪艨?，本文將農(nóng)業(yè)戶口記為0，其他三個(gè)類型歸為非農(nóng)戶口，記為1。進(jìn)一步考察了機(jī)會(huì)不平等和努力不平等對不同戶籍家庭消費(fèi)升級(jí)的差異性影響，估計(jì)結(jié)果如表4。

通過對比表4前兩列和后兩列的估計(jì)結(jié)果可知，機(jī)會(huì)不平等抑制農(nóng)業(yè)戶口家庭消費(fèi)升級(jí)，但對非農(nóng)業(yè)戶口家庭消費(fèi)升級(jí)存在不顯著的影響。以第(2)列為例，機(jī)會(huì)不平等指數(shù)每提高一個(gè)單位，農(nóng)業(yè)戶口家庭消費(fèi)升級(jí)水平降低0.124%。相比非農(nóng)業(yè)戶口，農(nóng)業(yè)戶口家庭背景較差，城鎮(zhèn)社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)簡單，可獲得的資源相對較少，難以通過自身努力獲得應(yīng)有的發(fā)展機(jī)會(huì)，家庭收入水平較低。因此，當(dāng)機(jī)會(huì)不平等程度擴(kuò)大時(shí)，其對農(nóng)業(yè)戶口家庭消費(fèi)升級(jí)的抑制效果更顯著。從努力不平等的影響來看，無論是農(nóng)業(yè)戶口還是非農(nóng)業(yè)戶口，努力不平等均對其存在不顯著影響。

表4 收入不平等分解對家庭消費(fèi)升級(jí)的戶口異質(zhì)性影響(面板固定效應(yīng)模型)

3.家庭社會(huì)地位異質(zhì)性分析

社會(huì)地位是家庭財(cái)富、權(quán)利、聲望的象征。社會(huì)地位越高的家庭，其聲望越高，享有的社會(huì)資源更好，通過社會(huì)交換所獲取的利益更高。因此，社會(huì)地位較低的家庭更愿意跨越到更高的社會(huì)階層。本文通過構(gòu)建主觀社會(huì)地位變量，(11)CLDS個(gè)人調(diào)查問卷中設(shè)置了“您認(rèn)為您自己目前在哪個(gè)等級(jí)上？”的問題。1代表最底層，10代表最高層。本文構(gòu)建主觀社會(huì)地位虛擬變量，其中將答案為1～5的家庭視為低社會(huì)地位家庭，將答案為6～10的家庭視為高社會(huì)地位家庭。進(jìn)一步檢驗(yàn)收入不平等分解對不同主觀社會(huì)地位家庭消費(fèi)升級(jí)的差異性影響，表5匯報(bào)了相關(guān)估計(jì)結(jié)果。

表5 收入不平等分解對不同主觀社會(huì)地位家庭消費(fèi)升級(jí)的異質(zhì)性影響(面板固定效應(yīng)模型)

首先，從機(jī)會(huì)不平等角度看，主觀社會(huì)地位較低家庭的機(jī)會(huì)不平等估計(jì)系數(shù)在1%置信水平下顯著為負(fù)，而主觀社會(huì)地位較高家庭機(jī)會(huì)不平等估計(jì)系數(shù)不顯著。一方面可能是因?yàn)橹饔^社會(huì)地位較低家庭對機(jī)會(huì)不平等更敏感，當(dāng)機(jī)會(huì)不平等擴(kuò)大時(shí)，低社會(huì)地位家庭難以通過自身努力獲得應(yīng)有的回報(bào)。另一方面，主觀社會(huì)地位較低家庭可能存在“地位追求”動(dòng)機(jī)，當(dāng)機(jī)會(huì)不平等擴(kuò)大時(shí)，社會(huì)地位較低家庭因其難以獲得更多的收入將進(jìn)一步提高家庭儲(chǔ)蓄，降低消費(fèi)。其次，從努力不平等角度來看，主觀社會(huì)地位較低家庭努力不平等估計(jì)系數(shù)在5%的置信水平下顯著為負(fù)，即努力不平等的擴(kuò)大顯著抑制了主觀社會(huì)地位較低家庭消費(fèi)升級(jí)。這可能是因?yàn)橹饔^社會(huì)地位較低家庭的社會(huì)資本有限，繼而不利于其家庭消費(fèi)升級(jí)水平的提升。

(三)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

收入不平等的擴(kuò)大提高了家庭不公平感，基于“地位追求”理論，低收入家庭可能會(huì)提高儲(chǔ)蓄以早日跨越到高地位群體行列。從收入不平等的分解來看，家庭背景差異造成的機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大會(huì)提高家庭不公平感，抑制家庭成員工作的積極性和人力資本投資，進(jìn)而影響家庭消費(fèi)升級(jí)水平。因此，公平感可能是收入不平等影響家庭消費(fèi)升級(jí)的傳導(dǎo)渠道之一。故本文進(jìn)一步驗(yàn)證了收入不平等分解對家庭消費(fèi)升級(jí)的中介效應(yīng)，表6匯報(bào)了估計(jì)結(jié)果。(12)由CLDS問卷中設(shè)置了“您認(rèn)為您目前的生活水平和您在工作上的努力比起來是否公平？”，答案設(shè)置為五個(gè)階層：1表示完全不公平，2表示比較公平，3表示說不上公平但也不能說不公平，4表示比較公平，5表示完全公平。

鑒于公平感變量為排序變量，本文采用面板有序概率模型進(jìn)行估計(jì)。(13)由于該模型僅有隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)方法，本文在控制時(shí)間和省份虛擬變量的同時(shí)，對家戶進(jìn)行聚類以降低估計(jì)偏誤。表6前兩列匯報(bào)了公平感影響家庭消費(fèi)升級(jí)的估計(jì)結(jié)果，研究發(fā)現(xiàn)社會(huì)的公平感越高，家庭消費(fèi)升級(jí)的速度越快。表6第(3)列匯報(bào)了機(jī)會(huì)不平等和努力不平等影響家庭公平感的回歸結(jié)果。研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)不平等和努力不平等的估計(jì)系數(shù)均在10%置信水平下顯著為負(fù)，即機(jī)會(huì)不平等和努力不平等的提升降低了家庭公平感，且機(jī)會(huì)不平等的抑制效果大于努力不平等。由此可見，機(jī)會(huì)不平等和努力不平等可以通過公平感間接影響消費(fèi)升級(jí)。為了進(jìn)一步保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文在式(2)基礎(chǔ)上加入公平感進(jìn)行檢驗(yàn)，機(jī)會(huì)不平等估計(jì)系數(shù)在1%的置信水平下顯著為負(fù)，而努力不平等估計(jì)系數(shù)負(fù)向不顯著，公平感估計(jì)系數(shù)在5%置信水平下顯著為正，且機(jī)會(huì)不平等估計(jì)系數(shù)絕對值由表1第(3)列的0.111下降為表6第(4)列的0.109?？梢?，公平感確實(shí)為機(jī)會(huì)不平等影響家庭消費(fèi)升級(jí)的作用機(jī)制，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為2.96%。此外，本文采用消費(fèi)升級(jí)系數(shù)重新對公平感中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)，估計(jì)結(jié)果一致。

表6 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)(14) 限于篇幅，本文未對穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果進(jìn)行報(bào)告，有興趣的讀者可聯(lián)系筆者獲取。

1.工具變量法

考慮到收入不平等、機(jī)會(huì)不平等、努力不平等與消費(fèi)升級(jí)可能會(huì)受到某些不可觀測因素的影響，從而使模型存在遺漏變量或者反向因果問題，本文將采用工具變量法對上文實(shí)證結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，將居住在同一縣級(jí)區(qū)域內(nèi)除自身以外其余家庭的平均收入不平等、機(jī)會(huì)不平等與努力不平等的均值作為工具變量，使用兩階段最小二乘法對上文實(shí)證結(jié)果重新估計(jì)。(15)同一縣級(jí)區(qū)域內(nèi)除自身以外其余家庭的收入不平等、機(jī)會(huì)不平等與努力不平等會(huì)影響自身的收入不平等、機(jī)會(huì)不平等與努力不平等程度，但其對自身家庭消費(fèi)升級(jí)不存在影響，滿足工具變量的相關(guān)性和排他性要求。

二階段回歸顯示，收入不平等、機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大不利于居民消費(fèi)升級(jí)水平的提高，而努力不平等對其影響不顯著。具體來說，收入不平等、機(jī)會(huì)不平等每提高一個(gè)單位，家庭消費(fèi)升級(jí)水平分別降低0.091、0.110個(gè)單位，略低于表1第(2)(3)列估計(jì)結(jié)果?？梢?，未使用工具變量法的面板固定效應(yīng)回歸結(jié)果高估了收入不平等、機(jī)會(huì)不平等的估計(jì)效果，但兩者相差不大。同時(shí)還發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)不平等的抑制效果仍然高于整體收入不平等的抑制效果，故上文表1的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。異質(zhì)性分析結(jié)果顯示機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大抑制東部地區(qū)、中部地區(qū)、農(nóng)業(yè)戶口、自評(píng)地位較低家庭消費(fèi)升級(jí)水平，努力不平等的擴(kuò)大抑制了中部地區(qū)和自評(píng)地位較低家庭的消費(fèi)升級(jí)水平，促進(jìn)了西部地區(qū)的家庭消費(fèi)升級(jí)，與上文表3～5的估計(jì)結(jié)果一致。

中介效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)，本文將CMP估計(jì)方法與工具變量相結(jié)合，重新估計(jì)機(jī)會(huì)不平等和努力不平等對家庭公平感的影響。(16)CMP估計(jì)過程與兩階段估計(jì)過程相反，CMP估計(jì)法也同時(shí)估計(jì)兩個(gè)方程，第一個(gè)方程為機(jī)會(huì)不平等、努力不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響，第二個(gè)方程則以工具變量為核心解釋變量，機(jī)會(huì)不平等與努力不平等為被解釋變量，其他控制變量與第一個(gè)方程一致。為此，本文將機(jī)會(huì)不平等、努力不平等割裂開來分別采用CMP估計(jì)法對其進(jìn)行檢驗(yàn)。CMP估計(jì)結(jié)果顯示機(jī)會(huì)不平等和努力不平等在10%置信水平下顯著為負(fù)，即機(jī)會(huì)不平等、努力不平等提高了家庭不公平感，且機(jī)會(huì)不平等對家庭不公平感的影響程度更大。其次，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示公平感是機(jī)會(huì)不平等影響家庭消費(fèi)升級(jí)的中間機(jī)制，其中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為2.61%，與上文表6計(jì)算的數(shù)值相差不大，估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

2.更換解釋變量

父母職業(yè)背景也是重要的環(huán)境分組變量。本文將戶主職業(yè)階層納入到環(huán)境變量中，重新分組并計(jì)算家庭機(jī)會(huì)不平等和努力不平等。(17)CLDS個(gè)體問卷中調(diào)查了父母的職業(yè)單位，本文將其劃分為3組。第一類包括國家機(jī)關(guān)、黨群組織、企事業(yè)單位負(fù)責(zé)人、專業(yè)技術(shù)人員；第二類包括辦事人員和有關(guān)人員、商業(yè)與服務(wù)業(yè)人員、生產(chǎn)、運(yùn)輸設(shè)備操作人員及有關(guān)人員、軍人、不便分類其他從業(yè)人員；第三類包括農(nóng)、林、牧、漁、水利業(yè)生產(chǎn)人員。回歸結(jié)果顯示：總體來看，機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大確實(shí)抑制家庭消費(fèi)升級(jí)，而努力不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)存在不顯著的正向影響。具體來看，機(jī)會(huì)不平等每提高一個(gè)單位，家庭消費(fèi)升級(jí)水平降低0.054個(gè)單位，故表1估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的；異質(zhì)性分析來看，機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大抑制了東部地區(qū)、中部地區(qū)、農(nóng)業(yè)戶口以及自評(píng)地位較低家庭消費(fèi)升級(jí)水平，而努力不平等的擴(kuò)大抑制了中部地區(qū)和自評(píng)地位較低家庭的消費(fèi)升級(jí)水平，促進(jìn)了西部地區(qū)家庭消費(fèi)升級(jí)。因此，上文表3～5的估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的；中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果來看，機(jī)會(huì)不平等降低了家庭公平感，抑制了家庭消費(fèi)升級(jí)，表6估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。可見，收入不平等分解結(jié)果并未因分組規(guī)模的改變而發(fā)生變動(dòng)，估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、結(jié)論與政策建議

刺激居民消費(fèi)，深度挖掘內(nèi)需潛力是形成國內(nèi)大循環(huán)的關(guān)鍵所在，本文從收入不平等“結(jié)構(gòu)”分解角度考察其對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響，為中國探尋如何跨越“中等收入陷阱”提供新視角。研究表明：(1)總體來看，收入不平等、機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大不利于家庭消費(fèi)升級(jí)，努力不平等對家庭消費(fèi)升級(jí)的影響不顯著；(2)從消費(fèi)支出項(xiàng)目來看，機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大抑制了家庭教育、住房裝修、家電耐用品以及社會(huì)關(guān)系支出，努力不平等的提高不利于家庭交通設(shè)備和社會(huì)關(guān)系支出，卻提高了家庭食品支出；(3)異質(zhì)性估計(jì)結(jié)果表明，機(jī)會(huì)不平等的擴(kuò)大顯著抑制了東部地區(qū)、中部地區(qū)、農(nóng)業(yè)戶口以及家庭主觀社會(huì)地位較低家庭的消費(fèi)升級(jí)，而努力不平等的擴(kuò)大不利于中部和社會(huì)等級(jí)地位較低家庭的消費(fèi)升級(jí)，卻提高了西部地區(qū)家庭消費(fèi)升級(jí)；(4)中介效應(yīng)結(jié)果表明，機(jī)會(huì)不平等通過提高家庭不公平感間接抑制了家庭消費(fèi)升級(jí)。

本文提出以下兩點(diǎn)政策性建議：(1)進(jìn)一步完善收入分配方式，構(gòu)建更加公開透明的勞動(dòng)力市場競爭規(guī)則和秩序，縮小由機(jī)會(huì)不平等導(dǎo)致的收入不平等。研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)不平等是收入不平等抑制家庭消費(fèi)升級(jí)的主要內(nèi)因，因此，政府在完善收入分配政策時(shí)，應(yīng)當(dāng)以構(gòu)建機(jī)會(huì)均等、公平競爭的就業(yè)環(huán)境為著力點(diǎn)，盡可能消除勞動(dòng)力市場歧視，降低家庭背景對個(gè)人就業(yè)發(fā)展的影響；(2)進(jìn)一步優(yōu)化民生財(cái)政支出結(jié)構(gòu)和規(guī)模，提高弱勢群體人力資本積累，減少教育代際固化現(xiàn)象。研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)會(huì)不平等抑制家庭教育支出，不利于人力資本積累。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步提高弱勢群體社會(huì)保障、醫(yī)療保障、教育保障、住房保障等民生財(cái)政支出，為弱勢群體構(gòu)建良好的生存和發(fā)展環(huán)境，鼓勵(lì)弱勢群體通過教育以及自身的努力來縮小因先天環(huán)境差異帶來的不平等，提高社會(huì)整體收入水平。