吳玲萍， 徐 超， 曹 陽

（1. 上海財經大學 人文學院，上海 200433； 2. 南京財經大學 財政與稅務學院，江蘇 南京 210023；3. 河南財政金融學院 工商管理系，河南 鄭州 451464）

一、引 言

近年來，我國家庭教育消費呈現(xiàn)不斷擴張的發(fā)展趨勢。根據(jù)全國婦聯(lián)發(fā)布的《中國和諧家庭建設狀況問卷調查報告》，當前城市家庭平均每年在子女教育方面的支出已占家庭子女總支出的76.1%，占家庭總支出的35.1%，占家庭總收入的30%?！冬F(xiàn)代教育報》聯(lián)合中國青少年研究中心家庭教育研究所進行的調查結果也顯示，中國城市家庭教育支出已超過家庭總收入的三成。與其他國家相比，我國家庭教育投入占居民收入的比例亦處于較高水平（沈百福和楊治平，2013）。

家庭教育消費的擴張無疑有利于緩解我國教育事業(yè)發(fā)展需求不斷上升和教育經費供給嚴重短缺之間的矛盾，但也產生了諸多負面效應。首先，過大的教育消費比重給低收入家庭帶來了日益嚴重的經濟負擔（陳燁，2005；劉潤秋和趙雁名，2011）。望子成龍的家長往往不惜花費重金投資子女教育，一些貧困家庭更是勒緊褲腰帶甚至傾其所有供養(yǎng)子女讀書，以期子女考上大學獲得更高收益（劉潤秋和趙雁名，2011）。這些不計成本的盲目投資所造成的“因教致貧”和“因教返貧”現(xiàn)象屢見不鮮①張國強（2007）指出，“因教致貧”是指接受教育的社會個體因教育成本的投入而影響了個體或家庭的正常生活，并因此造成家庭經濟貧困的現(xiàn)象；“因教返貧”是指家庭經濟狀況原本良好，因受教育子女較多或追求優(yōu)質教育資源，造成家庭經濟支出方向單一、額度過高，從而導致的家庭經濟貧困現(xiàn)象。，并最終引起家庭成員生活質量的下降。更重要的是，伴隨著教育消費總量及其在家庭總消費中的比重不斷提升，教育消費在全社會范圍內的不平等程度也在不斷擴大（遲巍等，2001）。而教育支出作為重要的人力資本投資，會對家庭未來的收入和社會地位產生重大影響，居民間教育消費差異的擴大很有可能成為固化社會分層、加劇社會不平等的重要原因（陳永偉等，2014）。因此，引導家庭在教育上的合理消費具有突出的現(xiàn)實意義。

那么，是何種激勵促使我國居民進行教育消費呢？尤其對于低收入家庭，盡管面臨著“因教致貧”和“因教返貧”的潛在風險，卻依舊表現(xiàn)出對教育消費的極大熱忱。一種解釋是將教育消費看成是對人力資本的投資。在預期投資收益率較高的情況下，家庭有動機增加教育類投入。遺憾的是相關調查和研究并未支持中國教育回報率較高的結論。據(jù)中國社科院發(fā)布的《2009人口與勞動綠皮書》報告，隨著大學畢業(yè)生數(shù)量的增加和有經驗的青年農民工的搶手，兩者工資待遇有所趨同，甚至剛出校門的畢業(yè)生工資不及同齡農民工。不僅如此，備受關注的大學生“就業(yè)難”問題也日益突出（辜勝阻和洪群聯(lián)，2010；喻名峰等，2012）。由此判斷，僅從投資收益率的視角來解釋教育消費的增加是行不通的。此外，一些學者認為家庭教育消費的快速增長源于公共教育經費的短缺（Becker和Lindsay，1994；袁誠等，2013）。國家財政性教育經費支出占國內生產總值的4%，是世界上衡量教育水平的基礎線。長久以來，我國財政性教育經費嚴重不足，直到2012年才首超4%。然而一個不容忽視的事實是，我國教育類經費支出呈現(xiàn)逐年遞增的態(tài)勢，2005年國家財政性教育經費支出占GDP的2.82%，2012年占4.08%，2014年占4.15%①相關數(shù)據(jù)來源于教育部歷年《全國教育經費執(zhí)行情況統(tǒng)計公告》。。若公共教育經費支出和私人教育支出之間存在互補性（Nordblom，2003；Das等，2004），那么私人教育支出便會隨公共教育經費的增加而下降，然而事實卻與此相悖。因此，將家庭教育消費的擴張完全或主要歸因于公共教育經費不足是站不住腳的。

對于家庭教育消費持續(xù)增長的解釋有待豐富，本文將從收入差距的視角予以補充。收入差距的變化往往引起家庭和居民社會地位的變化（金燁等，2011），產生改變社會階層的激勵效應，進而影響人們的教育投資決策。為驗證上述論斷，本文借助2014年中國家庭追蹤調查（CFPS）數(shù)據(jù)進行了實證檢驗，結果表明，收入差距對家庭教育消費產生了顯著的促進作用，但這一作用在不同組別呈現(xiàn)異質性：收入差距對教育消費的影響在低收入家庭組顯著，在高收入家庭組則不顯著；在有成員就讀高中及以下教育層級的家庭組顯著，在其他家庭組則不顯著。相應的穩(wěn)健性分析則進一步支持了本文基本結論。全文剩余部分安排如下：第二部分提出研究假說；第三部分對采用的微觀數(shù)據(jù)和具體變量進行了說明；第四部分報告了基本實證結果和分組回歸結果；穩(wěn)健性檢驗放在了第五部分，最后是全文總結。

二、研究假說

人們追求社會地位的動機是社會分層研究的重要問題（仇立平和肖日葵，2011）。國內外學者對此給出了不同的解釋。Cole等（1992）、Corneo和Jeanne（1999）認為，即使社會地位并不作為生產要素進入生產函數(shù)，但是具有更高社會地位的人群或者家庭往往享有更多的市場外資源并由此獲益，這將最終導致人們關心自身所處的社會階層。比如，社會地位較高的人群一般具有更廣泛的社會網絡關系和內部信息，有助于其在爭奪社會資源時勝出；與此同時，處于較高社會階層的人群往往也受到更多的社會信任、贊同和尊重，并獲得更多的合作機會。華紅琴和翁定軍（2013）則進一步指出，階級或階層結構不僅反映社會的性質，也影響個人和群體的社會心理以及社會行為。較低的社會地位將會引起人們更多的焦慮不安，降低其生活質量。

因而，在利益追求和社會心理作用下，人們將為獲得更高的社會地位付出努力。盡管可選擇的方式很多，但投資教育被廣泛認為是改變社會地位的主要途徑（錢民輝，2004；余秀蘭，2014）。首先，我國的社會分層主要體現(xiàn)在經濟方面（李強，1997），換言之，收入地位是社會地位的主要表現(xiàn)形式。作為重要的人力資本，教育程度的增加可以帶來更高水平的收入（Heckman和Li，2003；Chen 和 Hamori，2009；劉生龍等，2016），并由此帶動個體及家庭收入地位、進而社會地位的顯著提升。其次，教育本身就是一種社會階層劃分的客觀標準（Fallon，1999；金燁等，2011）。教育程度較高的社會成員，一般具備較高水平的學識、技能和道德素養(yǎng)，更易受到大眾群體的尊重，享有較高的社會地位。綜上可知，當人們的社會地位隨收入差距而下降時，出于對社會地位的追求，家庭在教育方面的支出也會隨之增加。據(jù)此，可以得到如下假說：

假說1：從平均意義上講，收入差距對家庭教育消費具有正向促進作用。

收入差距對教育消費的影響在不同收入階層存在異質性。首先，收入差距的擴大反映了高收入階層的收入變得相對更高，而低收入階層的收入變得相對更低。在此，存在兩種情況：其一，如果社會地位對教育消費的影響是線性的，當收入差距擴大時，低收入階層的社會地位也會隨之下降，這將對教育類消費產生較大的激勵效應；與此同時，高收入階層的社會地位會變得相對更高，對教育類消費的激勵效應便會減弱。其二，社會地位對于教育消費的激勵效應可能是非線性的。如果將社會地位看成是一種正常商品，那么隨著社會地位的提高，進一步增加社會地位的邊際收益將是遞減的（金燁等，2011）。這意味著，當收入差距使得所有家庭的社會地位降低同等幅度時，低收入者的邊際損失會更大，導致其增加教育投資、改變社會地位的動機更加強烈。由此可以提出本文的第二個假說。

假說2：收入差距對家庭教育消費的影響將隨著家庭收入階層的上升而下降。

“不能讓孩子輸在起跑線上”的思想在中國極為濃烈，家長有更大的傾向在孩子的早期教育階段投入更多的教育資源。相關研究也表明，家庭在早期階段的教育投入對子女后期的人力資本積累及收入的影響更大（楊娟等，2015）。在中國，高考成為孩子教育階段的明顯分水嶺，能否順利考上大學、考取什么質量的大學，對于學子們的一生將產生重大的影響；能否考上好大學也成為家長們望子成龍、望女成鳳之夙愿得以實現(xiàn)的最主要途徑。為了在高考中取得優(yōu)異的成績，家長們從中小學甚至幼兒園開始就在孩子身上投入大量的教育資源，如報各類培訓班和輔導班，購買各種課外讀物和學習軟件等。而一旦考上大學之后，家長努力在子女求學過程中扮演的角色大大減弱，子女的自身決策將占據(jù)主導地位。這意味著，收入差距會對那些家中有成員就讀高中及以下教育階段的家庭有較大影響，而對家中無子女就讀高中及以下階段的家庭而言無明顯作用。由此提出本文第三個假說。

假說3：對于家中有成員就讀高中及以下教育階段的家庭而言，收入差距對教育消費具有正向促進作用；對于家中僅有成員就讀大學及以上教育階段的家庭而言，收入差距對教育消費無顯著作用。

三、數(shù)據(jù)及變量說明

（一）數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于2014年中國家庭追蹤調查（China Family Panel Studies，CFPS）。中國家庭追蹤調查旨在通過跟蹤收集社區(qū)、家庭和個體三個層次的數(shù)據(jù)，反映中國社會、經濟、人口、教育和健康的變遷，為學術研究和公共政策分析提供微觀數(shù)據(jù)支持。數(shù)據(jù)的搜集、發(fā)布由北京大學中國社會科學調查中心和美國密歇根大學調查研究中心合作完成。該項目于2007年正式進入前期工作，于2008年和2009年在北京、上海及廣東三地展開工具性測試跟蹤調查，并于2010年進入正式訪問階段。2014年，CFPS項目進行了第三期全國調查，樣本覆蓋了除內蒙古、海南、西藏、青海、寧夏和新疆之外的25個省（直轄市、自治區(qū)）。CFPS2014內容包括家庭問卷數(shù)據(jù)庫、成人問卷數(shù)據(jù)庫以及少兒問卷數(shù)據(jù)庫等。家庭問卷的調查目的在于了解樣本個體生活的家庭環(huán)境，包括家庭的人口規(guī)模和結構、戶籍性質、財產狀況以及日常消費開支等；成人問卷和少兒問卷的調查目的在于考察家庭成員的基本狀況，包括家庭成員的個體特征、收入狀況、職業(yè)狀況、婚姻狀況以及教育狀況等。由于中國家庭教育消費主要集中于子女接受正規(guī)教育時期，因此，我們僅使用了有成員正在接受幼兒園到研究生教育的那一部分觀察值。最終采用的樣本涵蓋了全國162個縣的4 437戶家庭。

（二）變量說明

本文使用家庭教育消費傾向作為家庭教育消費狀況的測度（沈亞芳和沈百福，2012；張錦華等，2014），以反映教育消費與家庭收入的相對關系。CFPS2014家庭問卷中有這樣一個問題，“過去12個月，您家的教育支出是多少？”，受訪者的回答即為該家庭過去一年的教育消費支出。用家庭教育消費支出除以過去一年的家庭總收入便得到了家庭的教育消費傾向。

本文關心的核心解釋變量為家庭所處環(huán)境的收入差距。對收入差距的測度有許多種，其中應用最廣泛的當屬基尼系數(shù)（Gini coefficient），本文也將主要采取這一指標作為收入差距的測度，并在縣級層面進行計算，類似的做法可見于王鵬（2011）、周廣肅等（2014）等。由于基尼系數(shù)對中等收入水平的變化較為敏感，而對高等收入水平和低等收入水平的變化缺乏敏感度。相對而言，泰爾指數(shù)對高等收入和低等收入水平的變化則較為敏感，因此，本文采用泰爾指數(shù)（Theil index）對收入差距重新測度，并進行了相應的穩(wěn)健性檢驗①基尼系數(shù)和泰爾指數(shù)使用Stata軟件計算，具體指令為Inequal7。。

為了有效衡量收入差距對教育消費的影響，需要對影響教育消費的其他變量進行控制。參照Chung和Choe（2001）以及陳永偉等（2014），構造和控制了一系列的家庭特征變量，主要包括家庭總收入、家庭存款、家庭負債、家庭人口規(guī)模、社區(qū)類型以及家庭中處于各教育階段的人數(shù)等變量。除此之外，我們還使用了戶主特征變量來控制家庭異質性，包括戶主的性別、年齡、教育程度、就業(yè)狀況以及政治面貌等②CFPS（2014）數(shù)據(jù)并未提供戶主信息，本文使用“財務回答人”信息作為戶主信息的替代。。主要變量定義及描述性統(tǒng)計見表1。

表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

續(xù)表1 變量定義及描述性統(tǒng)計

四、實證結果

（一）基本回歸結果

為了便于解釋，本文對基尼系數(shù)和家庭教育消費傾向進行了乘以100的處理①基本回歸部分，收入差距用基尼系數(shù)表示。為了增強結論的可信性，我們將在后續(xù)使用泰爾指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。。表2為基本的回歸結果。其中，模型（1）未添加任何控制變量，模型（2）到模型（4）依次添加了戶主特征變量、家庭特征變量和省別虛擬變量。各模型結果基本保持不變，我們以模型（4）的結果進行解釋說明。

表2 基本回歸結果

續(xù)表2 基本回歸結果

Gini的回歸系數(shù)為1.359，且在1%的顯著性水平上顯著，說明收入差距對家庭教育消費傾向具有正向促進作用。具體來說，收入差距每提高1個百分點，家庭教育消費傾向將提高1.359個百分點。這一結果支持了假說1。

控制變量的解釋也以模型（4）進行說明。戶主特征變量中，僅有戶主性別（Head_gender）的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為負，說明女性戶主較男性戶主更愿意在子女教育上進行投資。家庭收入對數(shù)（lnIncome）系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明隨著家庭收入的上升，教育消費傾向有所下降，這與邊際消費遞減規(guī)律相吻合。具體地，家庭收入每上升1%，教育消費傾向將下降0.592個百分點。家庭人口規(guī)模（Size）系數(shù)為–7.574，且在1%的顯著性水平上顯著，表明家庭中每增加一個成員，教育消費傾向將下降7.574個百分點。對此的一種解釋是，家庭人口規(guī)模的擴大會增加食品、衣著等基本生活消費，從而對教育消費產出擠出作用。社區(qū)類型（Urban）變量系數(shù)在5%的顯著性水平上為負，說明生活在城市社區(qū)的家庭要比生活在農村社區(qū)的家庭邊際消費傾向更低?？赡艿慕忉屖?，盡管城市居民的教育消費要高于農村地區(qū)，但由于城市居民具有更高的收入水平，使得教育消費傾向有所下降。家庭中處于各教育階段的人數(shù)對家庭教育消費有著重要影響。具體來看，家庭中多一個成員就讀幼兒園將使得家庭教育消費傾向增加11.405個百分點，家庭中多一個成員就讀高中將使得家庭教育消費傾向增加26.129個百分點，家庭中多一個成員就讀大學將使得家庭教育消費傾向增加42.995個百分點。家庭中多一個成員就讀小學、初中或者研究生對教育消費傾向的影響不顯著。對此可能的解釋是小學和初中屬于義務教育，免除學雜費，多一個成員就讀對家庭教育開支影響不大；而研究生多屬于公費或獎學金制度，家庭投入也不會很高。

（二）異質性分析

1. 按收入階層劃分組別

要考察收入差距對家庭教育消費在不同收入階層產生的異質性影響，可以采取按照家庭人均收入對樣本進行分組的方式，分別對高收入家庭組和低收入家庭組進行考察。這種方式的缺點是過于粗糙，難以細致考察每一階層家庭的教育消費行為。而過多的分組會致使單組的樣本容量大幅下降，影響結果的穩(wěn)健性。另一可選擇的方式是在計量方程中添加家庭人均收入與收入差距的交互項。但這同樣面臨著問題：家庭人均收入的變化是否能夠反映出該家庭在當?shù)氐南鄬κ杖胨侥?？可以想象，如果其他家庭的人均收入發(fā)生變動，即便某家庭的人均收入上升了，該家庭在周圍人群中的相對收入也可能保持不變甚至有所下降。

更加可取的方式是獲取每一個家庭在當?shù)氐氖杖氲匚唬╥ncome status），并將收入地位與收入差距進行交互，考察不同收入地位的家庭其教育消費受收入差距的影響有何不同。本文將采用家庭收入在所處地區(qū)的對應累積密度值代表該家庭在該地區(qū)的收入地位①累積密度值為大于0且小于等于1的正數(shù)。為了便于系數(shù)解釋，我們將其乘以100。。對于特定地區(qū)而言，收入越高的家庭所對應的累積密度值越大，收入地位也越高，反映出收入地位為正向指標。

表3為對應的回歸結果。模型（1）中未添加任何控制變量，模型（2）到模型（4）依次添加了戶主特征變量、家庭特征變量和省別虛擬變量。各模型結果具有一致性。以模型（4）為例，交互項的系數(shù)為–0.072，且在1%的水平上顯著為負，說明隨著收入地位的上升，收入差距對教育消費傾向的影響是逐漸下降的。具體而言，收入地位每上升1個百分點，收入差距對教育消費的影響會下降0.072個百分點。這意味著，隨著收入差距的拉大，低收入階層在教育消費上的投資力度會高于高收入階層，這一結果支持了假說2。

表3 收入地位的調節(jié)作用

2. 按子女教育層級劃分組別

為了分析不同類型家庭受收入差距的影響有何不同，本文將所有的家庭分成了“家中有成員就讀高中及以下教育層級的家庭（簡稱中小學家庭組）”和“家中沒有成員就讀高中及以下教育層級的家庭（簡稱大學家庭組）”，并進行了分組回歸，結果見表4。

表4 家庭異質性檢驗

通過表4的結果可以發(fā)現(xiàn)，收入差距對教育消費傾向的影響僅在中小學家庭組有顯著正向作用，在大學家庭組未產生顯著效果。同樣，收入地位的調節(jié)作用僅在中小學家庭組顯著，在非中小學家庭組作用不顯著。假說3得以驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）排除消費的示范效應

消費者的消費行為會受周圍人群消費水準的影響，即存在所謂的示范效應①1949年美國經濟學家詹姆斯?S? 杜森貝里（James Stemble Duesenberry）在其博士論文《收入、儲蓄和消費者行為理論》中提出。。如果一個人收入增加了，周圍人收入也同比例增加了，則他的消費在收入中的比例并不會變化。而如果周圍其他人的收入、進而消費增加了，本人的收入并沒有增加，但因顧及在社會上的相對地位，也會“打腫臉充胖子”，提高自己的消費水平。這種心理會使短期消費函數(shù)隨社會平均收入的提高而整體上移。示范效應強調了其他人的消費變化所帶來的攀比或者炫耀心理，這與家庭借助教育來改變社會地位所產生的激勵效應有著明顯的不同。激勵效應并不受其他人消費水平的影響，而僅隨家庭社會地位的變化而變化。

若存在示范效應可能會導致收入差距對家庭教育消費的影響包含雙重效應。此時，必須要排除示范效應的干擾才能剝離出本文所要考察的激勵效應。有以下兩種方式可以嘗試：第一種方式，分步回歸，然后求差分。具體而言，分別使用家庭教育消費傾向和其他消費傾向對收入差距進行回歸，得到相應的回歸結果。前一結果包含激勵效應和示范效應，而后一結果僅包含示范效應，將二者進行差分便得到了收入差距對教育消費的激勵效應。這一方式的優(yōu)點在于可以得到具體的示范效應，方便比較示范效應和激勵效應的大小。但由于要將獨立進行的兩次回歸系數(shù)進行差分，而不是直接得到差分結果，使得差分結果的準確性大大降低。第二種方式是采取控制的方法。具體而言，將其他教育消費傾向作為控制變量添加到計量方程中，將收入差距對教育消費傾向的示范效應予以直接排除②不管采取第一種方式還是第二種方式，隱含的前提是其他消費與教育消費的示范效應是等同的，若不滿足這一條件，那么回歸結果可能因為排除了異質的示范效應而存在偏誤。。這一方式的缺點是無法得到具體的示范效應，但由于不必進行分步回歸，便增強了結果的穩(wěn)健性?？紤]到本文的重點是更有效地得到收入差距對家庭教育消費的激勵效應，而不必考察示范效應，宜選擇控制的方式。

本文分別選取了示范效應較大的食品消費傾向、衣著消費傾向和日用品消費傾向作為示范效應的控制變量，并對先前的計量方程進行了重新回歸③排除示范效應的分組回歸結果與表4保持一致，限于篇幅不再報告，下同。。表5回歸結果與表2、表3基本一致，增強了先前結論的穩(wěn)健性。

表5 排除示范效應

（二）排除政府質量的影響

由于CFPS2014年并未公布具體的縣（市）名稱或相關匹配信息，使得回歸過程中無法控制縣級層面的特征變量，這可能會引起遺漏變量偏誤。其中，一個重要的遺漏變量是政府質量。一般而言，政府質量下降會惡化當?shù)氐氖杖敕峙錉顩r（陳宗勝和周云波，2001；陳剛和李樹，2012）。同時，政府質量較差的地區(qū)，學校的亂收費現(xiàn)象也較嚴重。這讓我們懷疑收入差距對教育消費的影響可能是因未控制“政府質量”而導致的虛假關系。為了排除這一可能性，我們將家庭教育消費中的學雜費、食宿費、擇校費等由學校收取的費用予以剔除①剔除的教育支出主要包括學雜費、食宿費、擇校費等項目，這些費用大多由學校統(tǒng)一收取，容易受到政府治理水平的影響。校外教育支出項目主要包括參考書和課外書費、教育軟件費、課外輔導費等，這些項目支出主要由家庭自主決策，與政府質量無直接關系。，并使用剩余的教育消費（簡稱為校外教育消費）來考察收入差距對家庭教育消費的影響②由于CFPS2014只對15歲及以下子女的教育消費結構進行了調查，表6中的樣本僅涵蓋子女處于15歲及以下年齡的家庭，而這些子女絕大多數(shù)就讀于高中及以下教育階段。。

表6為使用校外教育消費傾向的回歸結果?？傮w來看，回歸系數(shù)與先前保持一致，說明我們的結果是穩(wěn)健的。具體來看，模型（1）和模型（2）中，收入差距（Gini）的回歸系數(shù)較之前有所增加，說明收入差距對教育消費傾向的影響更多地體現(xiàn)在校外支出上；模型（3）和模型（4）中，交互項的系數(shù)絕對值較先前的結果也有明顯的增加，反映出校外教育消費更大的調整彈性。

表6 收入差距對校外教育消費傾向的影響

（三）改變收入差距的測度指標

在此之前，本文僅使用了基尼系數(shù)來測度家庭之間的收入不平等。然而，作為最廣泛使用的收入差距指標，基尼系數(shù)也存在自身的不足之處。比如，基尼系數(shù)對在收入頂部的不平等（或測量錯誤）更加敏感（安格斯?迪頓，2016），這將夸大頂層收入階層收入變動對收入差距和家庭教育消費的影響。蒼玉權（2004）進一步指出，由于與基尼系數(shù)相對應的洛倫茲曲線的非唯一性，采用基尼系數(shù)來反映居民貧富差異程度就有可能出現(xiàn)高估或低估的問題。因此，有必要采取其他指標進行穩(wěn)健性檢驗。利用信息理論中“熵”的概念來計算的泰爾指數(shù)（Theil index）則提供了對基尼系數(shù)的有益替代。

使用泰爾指數(shù)作為收入差距的替代指標，我們對之前的各個方程進行了重新估計，結果見表7。除了控制省別固定效應、家庭特征變量和個體特征變量外，各模型還控制了日用品消費傾向以排除示范效應的干擾。模型（1）和模型（2）使用家庭教育消費傾向作為被解釋變量，考察了收入差距對家庭教育消費的影響，模型（3）和模型（4）使用家庭校外教育消費傾向作為被解釋變量，以消除因遺漏“政府質量”等縣級特征變量帶來的內生性偏誤。表7各方程的回歸結果與先前的結果保持了高度一致，說明先前的結論是可信的。

表7 泰爾指數(shù)對教育消費傾向的影響

六、結 論

收入差距的變化將通過引起家庭和個人社會地位的變化，對人們產生改變社會階層的激勵效應，并最終影響家庭教育投資。借助CFPS2014數(shù)據(jù)，本文實證考察了收入差距對家庭教育消費的影響。結果表明，收入差距對家庭教育消費產生了顯著的促進作用，且這一作用隨著家庭收入地位的上升而下降。進一步的分組回歸顯示，對于那些家中有子女就讀高中及以下教育階段的家庭而言，收入差距的影響顯著；而對于那些家中無子女就讀高中及以下教育階段的家庭而言，收入差距未有顯著影響。在排除消費的示范效應、克服因忽視政府質量而導致的內生偏誤以及更換指標測度方法后，結果依舊穩(wěn)健。

本文結論擴展了我國家庭教育消費持續(xù)增長的解釋范圍，同時也具有重要的政策參考價值。一方面，在收入不均等的情況下，家庭存在增加教育投資以提升收入階層的內在動力。因此應該保障公眾教育機會的可獲取性，尤其是教育機會向低收入階層傾斜，以此來實現(xiàn)社會階層的合理流動性，有效避免收入以及貧困的代際傳遞。另一方面，由于收入差距對教育消費存在正向激勵效應，這也意味著過大的收入差距可能造成家庭在教育方面的過度消費，進而加重居民的經濟負擔、降低家庭生活水平。因此，相關部門應將收入差距控制在合理范圍內，并加強公共教育投入，以規(guī)避家庭“因教致貧”“因教返貧”的潛在風險。

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