收入不平等对家庭消费升级的影响——基于机会不平等与努力不平等的视角*

苏冬蔚，叶菁菁

(暨南大学 经济学院，广东 广州 510000)

一、引言

改革开放以来，伴随着中国家庭收入水平的提升，收入差距问题日益凸显。据官方数据显示，2003—2018年全国居民人均可支配收入基尼系数由0.479攀升到2008年的0.491，之后逐渐下降，但2015年之后又有所回升，且近十五年以来中国基尼系数一直处在0.4～0.5之间，已超过国际贫富差距警戒线数值0.4。(1)数据来源《中国住户调查年鉴》。收入差距的扩大不仅不利于社会稳定，影响经济增长，而且对家庭消费行为产生重要影响。在构建双循环发展格局的背景下，探究收入不平等对家庭消费行为的影响既是畅通国内大循环的关键，也是逐步缩小人民日益增长的美好生活需要和不平衡不充分发展之间矛盾的基本前提。

收入不平等是影响家庭消费及消费结构变动的重要因素。部分学者依据凯恩斯绝对收入假说理论和杜森贝利相对收入假说理论从宏观层面和微观层面证实了扩大的收入不平等将抑制居民消费(李军，2003；Jin et al.，2011)，[1] 5-11, [2] 191-204并从微观“社会地位寻求”的角度给出了合理解释。但是也有部分学者认为收入不平等的扩大提高了进入高社会地位群体的门槛，居民有可能放弃追寻高社会地位(Corneo & Jeanne, 2001)。[3] 283-293还有学者依据持久收入假说理论发现收入不平等与消费无关(吴忠群和王虎峰，2013)，[4] 10-19或者两者的关系取决于其他经济条件和不同发展阶段(巩师恩和范从来，2012)。[5] 4-14

收入不平等的“结构”特征可能是引起上述分歧的原因。Roemer(1998)将影响经济主体的因素划分为环境变量和努力变量，由家庭背景、个体特征等不可控的外生环境因素引起的收入不平等视为机会不平等，而由个体职业选择、受教育水平、工作时间等可控的努力因素引起的收入不平等视为努力不平等。[6]90-156机会不平等和努力不平等对家庭消费行为可能存在反方向作用。一方面，机会不平等可能抑制居民消费。首先，家庭、社会背景较好的个体可以通过“潜规则”“关系户”获得高于自己能力的岗位，一定程度上降低了有能力无背景个体的工作积极性，导致人力资本投资和积累不足，对个体收入和经济增长产生负向影响(Fishman & Simhon，2002)。[7] 117-136例如，Song & Zhou(2019)利用中国家庭追踪调查数据发现机会不平等对家庭教育支出有显著的负面影响。[8] 85-98其次，机会不平等的上升容易提高社会不公平感，引发社会冲突和危机事件，进一步抑制经济增长。因此，机会不平等程度越高，不公平感就越高，人们工作意愿也就越低，越不利于居民消费升级。相反，努力不平等可能促进家庭消费。以“按劳分配”为导向的市场经济体制，个体可以通过努力获取高额报酬。人力资本投资越高，居民收入差距就越小(陈斌开等，2010)，[9] 36-43越有利于提升家庭消费升级。雷欣等(2017)发现努力不平等提高了经济主体的劳动和投资行为，一定程度上抵消了机会不平等对经济主体生产性行为带来的逆向激励。[10] 26-51因此，收入不平等对居民消费的影响取决于机会不平等和努力不平等的相对大小。

收入不平等结构分解为深入分析不平等影响家庭消费升级的内因提供了一个全新视角。然而国内学者对收入不平等结构分解的研究才刚刚起步，主要侧重于机会不平等的测度以及计算机会不平等对收入不平等的影响程度，尚未有文献从收入不平等结构分解角度研究其对家庭消费升级的影响。关于机会不平等测度方面，国内学者主要基于中国综合社会调查数据(CGSS)，采用参数法计算中国收入分配中机会不平等程度(江求川等，2014)。[11] 111-138但是，参数法受制于模型选定，且环境变量与努力变量存在相关性，一般估计难以获得环境或者努力的净效应。因此，需要选用新的数据和方法重新估计机会不平等。在已有收入不平等影响家庭消费升级的文献中，学者侧重于分析城乡收入差距的消费效应，如胡日东等(2014)、李江一和李涵(2016)基于城乡收入差距视角研究其对居民消费结构的影响。[12]75-87, [13]97-112当然，杨程博等(2019)从收入变迁角度发现适度的收入差距有利于居民消费升级。[14]50-59纪园园和宁磊(2020)发现收入差距抑制居民消费升级，但并未进一步考察收入不平等的分解对家庭消费升级的影响。[15] 53-66

基于此，本文使用2014和2016年两期中国劳动力动态调查数据(CLDS)，利用非参数法将收入不平等分解为机会不平等和努力不平等，并检验两类不平等对家庭消费升级的影响。本文可能的贡献在于：第一，从收入不平等结构视角考察收入不平等对家庭消费升级的影响，并进一步分析这种效应在不同区域、户籍以及家庭社会地位的差异性影响，不仅有助于理解收入不平等影响家庭消费升级的成因，而且为政府制定收入分配政策提供更具有针对性的启示；第二，使用CLDS数据，采用非参数法将收入不平等分解为机会不平等和努力不平等，避免因个体特征与环境特征相关导致的模型估计偏误，同时选取合适的工具变量以降低模型内生性问题引起的估计偏误，进一步确保实证结果的稳健性。

二、数据来源、变量选取与模型设定

(一)数据来源

本文使用的数据为中山大学中国劳动力动态调查数据(CLDS)。该数据自2012年开始对全国城乡家庭、劳动力个体开展两年一次的动态追踪调查，系统地检测家庭人口、收入、消费、农业生产、工作等情况，为研究家庭经济行为提供优质的数据支持。当前，可获得的数据包括2012、2014、2016年三期截面数据，样本覆盖全国各大省份和地区。数据处理方面，本文剔除了户主年龄小于18周岁或者年龄大于85周岁的样本，同时为确保变量测算结果的准确性，剔除了家庭收入小于1 000的样本。本文所使用的是2014、2016年CLDS两期数据，经过整理最终所得有效样本为13 969个。当然，部分变量仍存在一些缺失值，下文在进行实证分析时样本个数有所差异。

(二)变量选取

1.消费升级。消费升级一般指家庭各类消费支出在消费总支出中的结构升级和层次升级，反映家庭消费水平和发展趋势。本文沿用大多数学者构建消费升级的方法(李江一和李涵，2016；祝仲坤，2020)，[13] 97-112, [16] 68-81将家庭消费支出依次划分为生存型消费、发展型消费与享受型消费，并将发展型和享受型消费支出占比视为家庭消费升级的代理变量。(2)食品支出、居住常规支出记为生存型消费，医疗保健支出、家庭装修支出、交通设备支出、家庭教育支出、家庭社交支出记为发展型消费，旅游支出记为享受型消费支出。其次，借鉴徐敏和姜勇(2015)构建产业结构升级系数的方法，本文构建了消费升级系数指代家庭消费升级(3)具体计算公式为：消费升级系数=生存型消费占比+发展型消费占比×2+享受型消费占比×3。。[17] 3-21

2.收入不平等及其分解。参数法和非参数法是分解收入不平等的两种常见方法(Bourguignon et al.，2007；Checchi & Peragine，2010；Ferreira et al.,2011)。[18] 585-618, [19] 429-450,[20] 651-680非参数法不需要设定收入与变量之间的函数方程，但当依照环境因素或者努力因素分组时，会由于变量因素过多而导致分组成倍增加，造成部分组别内部样本量过小。参数法虽然不存在这样的问题，但其对样本数据质量要求非常高，且存在由于拟合不足导致的内生问题等。综合考虑，本文选用不依赖于模型设定的事前非参数法对收入不平等进行分解。

环境因素选取是分解收入不平等的关键。借鉴Singh(2012)、陈晓东和张卫东(2017)的做法，并结合CLDS数据库中环境变量的可得性，[21] 79-106, [22] 35-44本文设定如下四个环境变量：父亲教育水平、母亲教育水平、父亲政治背景、母亲政治背景。(4)父母教育水平分为四类：未上过学、小学和初中、高中和中专、大专及以上；父母政治背景主要是指父母是否为党员。根据这四个环境变量，本文将家庭划分为64个组别，每个组别内部环境相似，不同组之间环境存在差异。然后，采用泰尔指数将收入不平等分解为组间不平等和组内不平等，组间不平等为机会不平等，组内不平等为努力不平等。本文还计算了历年各省份家庭人均收入基尼系数与泰尔指数指代家庭收入不平等指标。此外，为确保收入不平等分解不会因分组改变而发生变动，本文在稳健性检验部分将家庭父母工作背景加入环境因素中，重新分组并计算机会不平等和努力不平等，以提高实证结果的稳健性。

3.其他控制变量。基于部分学者的研究，本文主要选取了户主的个体特征变量、家庭特征变量以及地市级层面变量。家庭户主个体特征变量选取了户主的年龄、性别、健康状况三个变量。(5)户主性别为男性，则赋值为1，反之为0；家庭健康状况划分五个等级，1表示非常不健康，2表示比较健康，3表示一般，4表示健康，5表示非常健康。家庭特征变量主要包括家庭人口特征与家庭经济特征两个方面。其中，家庭人口变量选取了家庭规模和家庭老人占比两个变量。(6)家庭规模是指同住家庭总人数，家庭老人占比是指家中65岁及区域内以上老人占家庭劳动人口的比例。家庭经济变量选取了家庭债务、人均收入水平以及相对收入水平三个变量。(7)相对收入是影响家庭消费升级的重要因素。本文将同一个县级区域内除自身以外其余家庭人均收入的均值视为相对收入。地市级层面变量，本文选取了工业企业个数、城镇失业率、数字普惠金融三个变量。借鉴郭峰等(2020)使用地级市层面普惠金融深度指标指代数字普惠金融变量。[23] 35-44需要指出的是，以上所有价值型变量均以2011年为基期进行CPI平减，并进行对数化处理。

(三)模型设定

依据豪斯曼检验结果(P值0.003 2)，本文采用面板固定效应模型考察收入不平等及其分解对家庭消费升级的影响，基准模型表达式为：

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

(1)

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

(2)

其中，式(1)为收入不平等对家庭消费升级的影响，式(2)为机会不平等和努力不平等对家庭消费升级的影响。Conupgradeijt表示第t年j省份i家庭的消费升级水平，Inequalityjt表示t年j省份的收入不平等指数，包括收入基尼系数和收入泰尔指数；OIijt表示第t年j省份i家庭的机会不平等指数；EIijt表示第t年j省份i家庭的努力不平等指数；prov表示省份固定效应；year表示年份固定效应；θi表示家庭固定效应，μijt表示随机扰动项。

三、实证分析

(一)基准回归

1. 收入不平等对家庭消费升级的影响

表1汇报了式(1)和式(2)的估计结果。其中，表1第(1)(4)列为采用基尼系数计算的收入不平等对家庭消费升级的估计结果，第(2)(5)列为采用泰尔指数计算的收入不平等对家庭消费升级的估计结果，第(3)(6)列为机会不平等和努力不平等对家庭消费升级的估计结果。回归结果表明，收入不平等的扩大不利于家庭消费升级，与纪园园和宁磊(2020)所得结论一致。[15] 53-66将收入不平等分解后发现，机会不平等对家庭消费升级具有显著的抑制作用，而努力不平等对家庭消费升级存在不显著的负向影响。综上所述，收入不平等的扩大确实不利于居民消费升级，且机会不平等引致的收入不平等起主要作用。虽然努力不平等估计系数不显著，但通过对比整体收入泰尔指数和机会不平等指数的估计系数可知，机会不平等的抑制效果大于整体收入不平等的抑制效果。也就是说，努力不平等一定程度上提高了居民消费升级水平，缩小了整体收入不平等的抑制效果。

表1 收入不平等对家庭消费升级的影响(面板固定效应模型)

2.收入不平等分解对家庭消费结构的影响(8)受限于篇幅，表2～6并未报告所有的估计结果，有兴趣的读者可联系笔者获取。

考虑到收入不平等对不同类消费项目存在差异性影响，故需进一步考察收入不平等分解对家庭消费结构的影响，表2汇报了相关估计结果。由表2可知，机会不平等与努力不平等程度的扩大对家庭各类消费的影响效果存在差异性影响。研究发现，扩大的机会不平等抑制了家庭教育支出，不利于家庭人力资本投资。但有意思的是，相对收入提高了家庭教育支出的规模，即其他人收入水平越高，家庭教育投资支出规模越高，这意味着低收入家庭会通过提高家庭教育投资支出追赶高收入家庭。同时机会不平等的上升还降低了家庭住房装修、家庭耐用品购买支出以及社会关系支出。努力不平等提高了家庭食品支出，但降低了家庭通信设备支出。努力不平等对家庭教育支出影响不显著，但降低了家庭社会关系支出，不利于社会资本积累。努力不平等对社会关系支出的抑制效果要弱于机会不平等，这可能是因为依靠自身努力的个体希望通过一定的社交网络，为自身创造机会，因而社会关系支出降低幅度相对较低。

表2 收入不平等分解对家庭消费结构的影响(面板固定效应模型)

(二)异质性检验

考虑到不同区域、户籍、家庭社会地位享有的社会资源有所差异，有必要对其分组进行讨论。故本文依据家庭样本所处区域、户口状况、家庭当前主观社会地位进行分组回归，讨论机会不平等和努力不平等对不同家庭消费升级的差异性影响。

1.区域异质性分析(9)东部：北京、上海、天津、山东、广东、江苏、河北、浙江、福建、辽宁；中部：吉林、安徽、山西、江西、河南、湖北、湖南、黑龙江；西部：云南、内蒙古、四川、宁夏、广西、新疆、甘肃、贵州、重庆、陕西、青海。

表3汇报了机会不平等和努力不平等影响家庭消费升级的区域异质性估计结果，通过对比表3前三列和后三列的估计结果发现，机会不平等和努力不平等对不同区域家庭消费升级存在明显的差异性影响。首先，从机会不平等的估计结果来看，机会不平等的扩大不利于东部地区和中部地区居民消费升级，对西部地区影响不显著。这是因为虽然东部和中部地区的经济发展水平更高、社会资源更加丰富、社会保障更加全面，但其资源竞争更加激烈。随着机会不平等的扩大，家庭背景好的家庭挤占了家庭背景较差家庭的资源，进一步拉大了两类家庭的收入差距，提高了家庭背景较差家庭的收入不确定性。在物价水平较高的东部和中部地区，家庭背景较差家庭不得不缩减开支以应对未来收入风险。其次，从努力不平等估计结果来看，努力不平等显著抑制了中部地区居民消费升级，但促进了西部地区居民消费升级。可见，努力不平等程度越高，越有利于居民消费升级。这是因为努力不平等程度越大，个体通过更大的努力将获得相对更高的收益，越有利于家庭消费升级。但是，由于东部和中部地区机会不平等较高，背景较差家庭想通过努力获取的应有收益大打折扣，不利于家庭消费升级。

表3 收入不平等分解对家庭消费升级的区域异质性影响(面板固定效应模型)

2.户籍异质性分析

相比非农业户口，农业户口家庭所面临的环境优势明显较弱，机会不平等程度更高。本文依据CLDS数据按家庭主事者的户籍划分为农业户口和非农业户口，(10)CLDS家庭调查问卷中将家庭成员的户口类型划分为四类，依次为农业户口、非农户口、农转居民户口(农业户口转变为居民户口)以及非农转居民户口(非农业户口转变为居民户口)，本文将农业户口记为0，其他三个类型归为非农户口，记为1。进一步考察了机会不平等和努力不平等对不同户籍家庭消费升级的差异性影响，估计结果如表4。

通过对比表4前两列和后两列的估计结果可知，机会不平等抑制农业户口家庭消费升级，但对非农业户口家庭消费升级存在不显著的影响。以第(2)列为例，机会不平等指数每提高一个单位，农业户口家庭消费升级水平降低0.124%。相比非农业户口，农业户口家庭背景较差，城镇社会关系网络简单，可获得的资源相对较少，难以通过自身努力获得应有的发展机会，家庭收入水平较低。因此，当机会不平等程度扩大时，其对农业户口家庭消费升级的抑制效果更显著。从努力不平等的影响来看，无论是农业户口还是非农业户口，努力不平等均对其存在不显著影响。

表4 收入不平等分解对家庭消费升级的户口异质性影响(面板固定效应模型)

3.家庭社会地位异质性分析

社会地位是家庭财富、权利、声望的象征。社会地位越高的家庭，其声望越高，享有的社会资源更好，通过社会交换所获取的利益更高。因此，社会地位较低的家庭更愿意跨越到更高的社会阶层。本文通过构建主观社会地位变量，(11)CLDS个人调查问卷中设置了“您认为您自己目前在哪个等级上？”的问题。1代表最底层，10代表最高层。本文构建主观社会地位虚拟变量，其中将答案为1～5的家庭视为低社会地位家庭，将答案为6～10的家庭视为高社会地位家庭。进一步检验收入不平等分解对不同主观社会地位家庭消费升级的差异性影响，表5汇报了相关估计结果。

表5 收入不平等分解对不同主观社会地位家庭消费升级的异质性影响(面板固定效应模型)

首先，从机会不平等角度看，主观社会地位较低家庭的机会不平等估计系数在1%置信水平下显著为负，而主观社会地位较高家庭机会不平等估计系数不显著。一方面可能是因为主观社会地位较低家庭对机会不平等更敏感，当机会不平等扩大时，低社会地位家庭难以通过自身努力获得应有的回报。另一方面，主观社会地位较低家庭可能存在“地位追求”动机，当机会不平等扩大时，社会地位较低家庭因其难以获得更多的收入将进一步提高家庭储蓄，降低消费。其次，从努力不平等角度来看，主观社会地位较低家庭努力不平等估计系数在5%的置信水平下显著为负，即努力不平等的扩大显著抑制了主观社会地位较低家庭消费升级。这可能是因为主观社会地位较低家庭的社会资本有限，继而不利于其家庭消费升级水平的提升。

(三)中介效应检验

收入不平等的扩大提高了家庭不公平感，基于“地位追求”理论，低收入家庭可能会提高储蓄以早日跨越到高地位群体行列。从收入不平等的分解来看，家庭背景差异造成的机会不平等的扩大会提高家庭不公平感，抑制家庭成员工作的积极性和人力资本投资，进而影响家庭消费升级水平。因此，公平感可能是收入不平等影响家庭消费升级的传导渠道之一。故本文进一步验证了收入不平等分解对家庭消费升级的中介效应，表6汇报了估计结果。(12)由CLDS问卷中设置了“您认为您目前的生活水平和您在工作上的努力比起来是否公平？”，答案设置为五个阶层：1表示完全不公平，2表示比较公平，3表示说不上公平但也不能说不公平，4表示比较公平，5表示完全公平。

鉴于公平感变量为排序变量，本文采用面板有序概率模型进行估计。(13)由于该模型仅有随机效应估计方法，本文在控制时间和省份虚拟变量的同时，对家户进行聚类以降低估计偏误。表6前两列汇报了公平感影响家庭消费升级的估计结果，研究发现社会的公平感越高，家庭消费升级的速度越快。表6第(3)列汇报了机会不平等和努力不平等影响家庭公平感的回归结果。研究发现，机会不平等和努力不平等的估计系数均在10%置信水平下显著为负，即机会不平等和努力不平等的提升降低了家庭公平感，且机会不平等的抑制效果大于努力不平等。由此可见，机会不平等和努力不平等可以通过公平感间接影响消费升级。为了进一步保证结果的稳健性，本文在式(2)基础上加入公平感进行检验，机会不平等估计系数在1%的置信水平下显著为负，而努力不平等估计系数负向不显著，公平感估计系数在5%置信水平下显著为正，且机会不平等估计系数绝对值由表1第(3)列的0.111下降为表6第(4)列的0.109。可见，公平感确实为机会不平等影响家庭消费升级的作用机制，其中介效应占总效应的比例为2.96%。此外，本文采用消费升级系数重新对公平感中介效应进行检验，估计结果一致。

表6 中介效应检验

(四)稳健性检验(14) 限于篇幅，本文未对稳健性检验的结果进行报告，有兴趣的读者可联系笔者获取。

1.工具变量法

考虑到收入不平等、机会不平等、努力不平等与消费升级可能会受到某些不可观测因素的影响，从而使模型存在遗漏变量或者反向因果问题，本文将采用工具变量法对上文实证结论进行稳健性检验，将居住在同一县级区域内除自身以外其余家庭的平均收入不平等、机会不平等与努力不平等的均值作为工具变量，使用两阶段最小二乘法对上文实证结果重新估计。(15)同一县级区域内除自身以外其余家庭的收入不平等、机会不平等与努力不平等会影响自身的收入不平等、机会不平等与努力不平等程度，但其对自身家庭消费升级不存在影响，满足工具变量的相关性和排他性要求。

二阶段回归显示，收入不平等、机会不平等的扩大不利于居民消费升级水平的提高，而努力不平等对其影响不显著。具体来说，收入不平等、机会不平等每提高一个单位，家庭消费升级水平分别降低0.091、0.110个单位，略低于表1第(2)(3)列估计结果。可见，未使用工具变量法的面板固定效应回归结果高估了收入不平等、机会不平等的估计效果，但两者相差不大。同时还发现，机会不平等的抑制效果仍然高于整体收入不平等的抑制效果，故上文表1的实证结果是稳健的。异质性分析结果显示机会不平等的扩大抑制东部地区、中部地区、农业户口、自评地位较低家庭消费升级水平，努力不平等的扩大抑制了中部地区和自评地位较低家庭的消费升级水平，促进了西部地区的家庭消费升级，与上文表3～5的估计结果一致。

中介效应检验时，本文将CMP估计方法与工具变量相结合，重新估计机会不平等和努力不平等对家庭公平感的影响。(16)CMP估计过程与两阶段估计过程相反，CMP估计法也同时估计两个方程，第一个方程为机会不平等、努力不平等对家庭消费升级的影响，第二个方程则以工具变量为核心解释变量，机会不平等与努力不平等为被解释变量，其他控制变量与第一个方程一致。为此，本文将机会不平等、努力不平等割裂开来分别采用CMP估计法对其进行检验。CMP估计结果显示机会不平等和努力不平等在10%置信水平下显著为负，即机会不平等、努力不平等提高了家庭不公平感，且机会不平等对家庭不公平感的影响程度更大。其次，中介效应检验结果显示公平感是机会不平等影响家庭消费升级的中间机制，其中介效应占总效应的比例为2.61%，与上文表6计算的数值相差不大，估计结果是稳健的。

2.更换解释变量

父母职业背景也是重要的环境分组变量。本文将户主职业阶层纳入到环境变量中，重新分组并计算家庭机会不平等和努力不平等。(17)CLDS个体问卷中调查了父母的职业单位，本文将其划分为3组。第一类包括国家机关、党群组织、企事业单位负责人、专业技术人员；第二类包括办事人员和有关人员、商业与服务业人员、生产、运输设备操作人员及有关人员、军人、不便分类其他从业人员；第三类包括农、林、牧、渔、水利业生产人员。回归结果显示：总体来看，机会不平等的扩大确实抑制家庭消费升级，而努力不平等对家庭消费升级存在不显著的正向影响。具体来看，机会不平等每提高一个单位，家庭消费升级水平降低0.054个单位，故表1估计结果是稳健的；异质性分析来看，机会不平等的扩大抑制了东部地区、中部地区、农业户口以及自评地位较低家庭消费升级水平，而努力不平等的扩大抑制了中部地区和自评地位较低家庭的消费升级水平，促进了西部地区家庭消费升级。因此，上文表3～5的估计结果是稳健的；中介效应检验结果来看，机会不平等降低了家庭公平感，抑制了家庭消费升级，表6估计结果是稳健的。可见，收入不平等分解结果并未因分组规模的改变而发生变动，估计结果是稳健的。

四、结论与政策建议

刺激居民消费，深度挖掘内需潜力是形成国内大循环的关键所在，本文从收入不平等“结构”分解角度考察其对家庭消费升级的影响，为中国探寻如何跨越“中等收入陷阱”提供新视角。研究表明：(1)总体来看，收入不平等、机会不平等的扩大不利于家庭消费升级，努力不平等对家庭消费升级的影响不显著；(2)从消费支出项目来看，机会不平等的扩大抑制了家庭教育、住房装修、家电耐用品以及社会关系支出，努力不平等的提高不利于家庭交通设备和社会关系支出，却提高了家庭食品支出；(3)异质性估计结果表明，机会不平等的扩大显著抑制了东部地区、中部地区、农业户口以及家庭主观社会地位较低家庭的消费升级，而努力不平等的扩大不利于中部和社会等级地位较低家庭的消费升级，却提高了西部地区家庭消费升级；(4)中介效应结果表明，机会不平等通过提高家庭不公平感间接抑制了家庭消费升级。

本文提出以下两点政策性建议：(1)进一步完善收入分配方式，构建更加公开透明的劳动力市场竞争规则和秩序，缩小由机会不平等导致的收入不平等。研究发现，机会不平等是收入不平等抑制家庭消费升级的主要内因，因此，政府在完善收入分配政策时，应当以构建机会均等、公平竞争的就业环境为着力点，尽可能消除劳动力市场歧视，降低家庭背景对个人就业发展的影响；(2)进一步优化民生财政支出结构和规模，提高弱势群体人力资本积累，减少教育代际固化现象。研究发现，机会不平等抑制家庭教育支出，不利于人力资本积累。因此，政府应进一步提高弱势群体社会保障、医疗保障、教育保障、住房保障等民生财政支出，为弱势群体构建良好的生存和发展环境，鼓励弱势群体通过教育以及自身的努力来缩小因先天环境差异带来的不平等，提高社会整体收入水平。