史策

摘 要：以個(gè)體信念研究高等教育決策問題，拓展了高等教育決策問題的研究視角，使決策過程更契合實(shí)際。本文基于2010—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運(yùn)用傾向得分匹配方法驗(yàn)證了個(gè)體信念對高等教育決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)，首先，個(gè)體信念對高等教育決策有重要影響，對非精英家庭、農(nóng)業(yè)戶籍以及非重點(diǎn)高中的學(xué)生的影響相對更大。其次，樂觀偏差與高等教育決策的行為偏差之間呈現(xiàn)U型關(guān)系，當(dāng)樂觀偏差為0時(shí)，行為偏差最小;當(dāng)樂觀偏差大于以及小于0時(shí)，行為偏差越大。最后，正面信念通過激勵(lì)學(xué)生增加學(xué)習(xí)時(shí)間、培養(yǎng)良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣，有助于提升接受高等教育的概率，負(fù)面信念的作用則相反。母親的受教育程度以及陪伴影響子女的個(gè)體信念。本文的現(xiàn)實(shí)意義是對學(xué)生的正面信念進(jìn)行積極的引導(dǎo)，增加父母陪伴子女時(shí)間。

關(guān)鍵詞：高等教育決策;個(gè)體信念;樂觀偏差;行為偏差

中圖分類號：F062.6;F241.4? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2022）03-0103-10

一、引 言

高等教育是人力資本投資的重要內(nèi)容，因其對提升個(gè)人與社會發(fā)展質(zhì)量具有不可替代的作用，高等教育及決策成為學(xué)者持續(xù)關(guān)注的重要問題。對高等教育決策的研究軌跡總體上可以歸納為從關(guān)注教育轉(zhuǎn)變?yōu)殛P(guān)注人自身的主觀因素：明塞爾[1]通過比較接受教育的成本與收益，教育投資與其他投資的收益率確定教育投資決策;Spence[2]與張鳳林[3]將教育視為個(gè)人能力的信號，強(qiáng)調(diào)勞動(dòng)力市場信息不對稱條件下教育具有篩選或者信號功能;Cawley等[4]與Heckman等[5]研究了人的認(rèn)知與非認(rèn)知能力對教育決策的影響，發(fā)現(xiàn)認(rèn)知與非認(rèn)知能力對教育決策具有正向影響。盡管能力在早期人力資本理論研究已有研究，但并不是核心變量，同時(shí)所謂能力是單一維度的，即認(rèn)知能力[6]。Heckman等[7]關(guān)注教育的非貨幣收益，研究表明教育的非貨幣收益存在能力上的異質(zhì)性。從一般決策的過程來看，個(gè)體信念會顯著影響個(gè)體的行為與決策結(jié)果。高等教育決策并非“瞬間決策”，個(gè)體受到家庭背景乃至社會的影響并形成關(guān)于高等教育的信念;從人力資本的生產(chǎn)過程來看，信念影響個(gè)體在學(xué)習(xí)行為上的努力程度，因此，關(guān)于高等教育的個(gè)體信念是否“足夠堅(jiān)定”，將對高等教育決策產(chǎn)生不可忽視的影響;此外，關(guān)于高等教育的信念是偏向樂觀還是悲觀？也會影響個(gè)體的行為偏差。這是當(dāng)前高等教育決策問題研究的相對欠缺之處。

首先，本文研究了個(gè)體信念對高等教育決策的處理效應(yīng)，考慮到個(gè)體信念不可觀測，為了反映個(gè)體在排除家庭資源約束后對接受高等教育的信念是否堅(jiān)定，及其對高等教育的偏好程度，本文以個(gè)體預(yù)期的最低受教育程度作為個(gè)體信念的代理變量，在此基礎(chǔ)上，對家庭背景、戶籍性質(zhì)以及高中類型進(jìn)行異質(zhì)性分析。實(shí)證結(jié)果表明，在控制了個(gè)人能力、家庭背景等變量后，個(gè)體信念對高等教育決策有顯著影響，并且對農(nóng)業(yè)戶籍家庭、非重點(diǎn)高中以及非精英家庭的個(gè)體影響更大。借用心理學(xué)“樂觀偏差”的概念研究個(gè)體關(guān)于高等教育的信念偏差與行為偏差的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)樂觀偏差與行為偏差存在U型關(guān)系，對高等教育的信念相對客觀、理性時(shí)，個(gè)體不存在行為偏差;對高等教育的信念過于樂觀或者悲觀時(shí)，均會使個(gè)體的行為偏差增大。

其次，個(gè)體信念影響高等教育決策的機(jī)理包括增加學(xué)習(xí)時(shí)間的投入、維持較高的出勤率、培養(yǎng)良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣等。本人預(yù)期的最低受教育水平越高，會激勵(lì)其投入更多的時(shí)間進(jìn)行學(xué)習(xí)，較少請假或者曠課，更傾向于在課上認(rèn)真聽講、對作業(yè)檢查多次以及完成作業(yè)后再從事娛樂活動(dòng)。與對高等教育的信念相反，個(gè)體對“關(guān)系”的信念不能通過以上機(jī)理影響高等教育決策，甚至不利于培養(yǎng)良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣。

最后，榜樣效應(yīng)是個(gè)體關(guān)于高等教育信念的重要來源。母親的受教育程度越高、對個(gè)體的陪伴時(shí)間越長，則個(gè)體接受高等教育的信念越堅(jiān)定，從而有助于其作出接受高等教育的決策。

本文力圖在以下三個(gè)方面作出推進(jìn)：第一，從已有關(guān)于高等教育決策的文獻(xiàn)來看，本文另辟蹊徑，證實(shí)了個(gè)體信念對高等教育人力資本投資的影響。遵循從關(guān)注教育到個(gè)體，從客觀因素到主觀因素的研究軌跡，本文是研究以個(gè)體信念的主觀因素影響人力資本投資問題的有益嘗試。第二，進(jìn)一步檢驗(yàn)了個(gè)體信念屬性對行為偏差的影響。借用樂觀偏差的心理學(xué)概念研究高等教育的信念偏差對行為偏差的影響，研究發(fā)現(xiàn)關(guān)于高等教育的樂觀偏差與行為偏差存在U型關(guān)系，突出了客觀、理性信念的重要性。第三，本文為教育助學(xué)政策的實(shí)施提供了更有針對性的實(shí)證依據(jù)。根據(jù)本文成果可得到以下推論：通過正面信念的引導(dǎo)，增強(qiáng)個(gè)體關(guān)于高等教育的信念，資助對高等教育信念更為堅(jiān)定的受助者，可能會有助于進(jìn)一步提升高等教育助學(xué)政策的實(shí)施效果。

二、文獻(xiàn)綜述與理論分析

（一）信念對決策的影響

信念是一個(gè)心理學(xué)概念，有兩個(gè)屬性：第一，有代表性的內(nèi)容。第二，假定的真實(shí)性，被定義為主體相信某事件、原因、行為能力及其所使用的客體是真實(shí)的。在微觀行為分析中，信念常常是對不確定或者不可知事件（物質(zhì)結(jié)果）的估計(jì)，或?qū)ξ磥硎录?、博弈中他人行為與信念的預(yù)期或猜測，這兩種意義上的信念實(shí)質(zhì)上等同于主觀概率測度。由以上定義，信念通常對個(gè)體的行為與決策具有深刻的影響，因此，在與決策相關(guān)的經(jīng)濟(jì)學(xué)問題研究中得到較為廣泛的應(yīng)用。Boneva和Rauh[8]研究發(fā)現(xiàn)，信念可以解釋不同經(jīng)濟(jì)社會背景家庭學(xué)生入學(xué)意向差距的48%，其中，可預(yù)期的非金錢方面的回報(bào)可以解釋37% 。Delavande和Zafar[9]認(rèn)為，未來收入與職業(yè)前景在不同類型的大學(xué)選擇中僅起到很小的作用，而與金錢無關(guān)的因素，如學(xué)校的意識形態(tài)與個(gè)體信念是否一致的影響最為重要。國內(nèi)學(xué)者對信念的研究主要集中于金融投資領(lǐng)域以及經(jīng)濟(jì)增長，應(yīng)用于高等教育決策的研究則較為鮮見。

理論上，信念的作用與基于收益最大化的原則決定是否接受高等教育的傳統(tǒng)人力資本理論有著明顯的不同。從傳統(tǒng)人力資本理論的視角來看，如果不考慮家庭資源約束，個(gè)人能力越強(qiáng)，學(xué)習(xí)成本或者心理成本越低，越有可能接受高等教育。但是在個(gè)體關(guān)于高等教育的信念形成后，可能存在個(gè)人能力強(qiáng)，而對高等教育信念不堅(jiān)定的情況，這會對個(gè)體的學(xué)習(xí)行為產(chǎn)生影響，并最終影響其是否接受高等教育決策。由此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：個(gè)體信念能夠影響高等教育決策。

（二）樂觀偏差與高等教育決策的行為偏差

現(xiàn)有研究主要從人力資本理論、信號理論和教育機(jī)會公平理論研究個(gè)體的高等教育決策過程[1-2]?；谌肆Y本理論，通過比較高等教育未來收益現(xiàn)值與成本決定個(gè)體的決策，在實(shí)證研究中關(guān)注家庭背景、戶籍制度、城鄉(xiāng)差異等資源約束的影響。信號理論認(rèn)為，企業(yè)規(guī)模越大，畢業(yè)生出現(xiàn)過度教育的概率越大，而且過度教育的幅度也顯著更高。教育機(jī)會公平理論主要關(guān)注父母的受教育程度、勞動(dòng)力流動(dòng)等變量的影響。隨著人力資本理論的推進(jìn)，認(rèn)知與非認(rèn)知能力如何影響高等教育決策成為新的研究視角。高等教育決策問題研究從關(guān)注資源約束、制度等客觀因素，逐漸深入到個(gè)人能力等主觀因素的研究。但是，以上視角難以直觀反映高等教育決策的結(jié)果是否存在行為偏差，而應(yīng)用樂觀偏差的概念有助于衡量高等教育決策存在行為偏差的程度。本文將行為偏差定義為個(gè)體的認(rèn)知能力位于所在群體前50%，而實(shí)際上未接受高等教育的情況。

信念屬于人的主觀因素，可以進(jìn)一步區(qū)分為樂觀和悲觀兩種類型，由于二者均不屬于理性、客觀的信念，因而可能導(dǎo)致行為偏差?！安磺袑?shí)際的樂觀”的概念解釋了個(gè)體信念對客觀狀況的偏離，即人們傾向于認(rèn)為自己不會受到損害，而預(yù)期他人成為不幸的受害者，這樣的想法不僅僅意味著對生活抱有樂觀的態(tài)度，而且意味著錯(cuò)誤的判斷，樂觀偏差的含義與此一致。由于接受高等教育并不能保證對所有個(gè)體的未來均產(chǎn)生積極影響（例如順利畢業(yè)、擁有良好的勞動(dòng)力市場表現(xiàn)等），以及高等教育自身存在的問題均有可能帶來不確定性，因此，在高等教育決策上可能存在樂觀偏差。樂觀偏差可能導(dǎo)致個(gè)體在學(xué)習(xí)行為上僅付出相對較少的努力;與之相反，悲觀偏差可能使個(gè)體主動(dòng)放棄努力。由此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：樂觀偏差導(dǎo)致高等教育決策的行為偏差;當(dāng)樂觀偏差不存在時(shí)，高等教育決策行為偏差最小。

（三）父代的教育背景與高等教育決策

父代的教育背景對子女高等教育決策的影響包括兩方面：第一，父代受教育程度的高低代表了子女教育資源的多寡與優(yōu)劣。研究表明，教育獲得具有階層差異變化較小的特點(diǎn)，父母的受教育年限對子女教育獲得作用顯著，兩者呈正相關(guān)關(guān)系。

第二，父代的教育背景影響個(gè)體關(guān)于高等教育信念的形成，并影響其高等教育決策。父母的受教育程度越高，可能使子女對高等教育有更正面的看法，因而作出接受高等教育的決策。在一定程度上，父代的努力是子代的榜樣，努力顯著強(qiáng)化了父母教育對子女的影響。榜樣效應(yīng)得以發(fā)揮作用的重要渠道應(yīng)當(dāng)是父母對子女的陪伴，由于母親往往在照顧子女投入更多的時(shí)間，因此，母親的陪伴對于子女形成關(guān)于高等教育的正面信念應(yīng)當(dāng)具有更為重要的作用。由此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：父母的受教育程度會影響子女的信念，通過教育的榜樣效應(yīng)影響子女的高等教育決策。

決策理論以及高等教育決策問題研究是經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)、教育學(xué)乃至社會學(xué)等學(xué)科重要的研究領(lǐng)域，其中經(jīng)濟(jì)學(xué)和心理學(xué)的研究最為緊密。在理性人假定前提下，當(dāng)偏好一致時(shí)，個(gè)體依據(jù)信念和一定的約束條件使目標(biāo)函數(shù)最大化，進(jìn)行包括高等教育投資等一系列決策，從而實(shí)現(xiàn)個(gè)人效用最大化。這是收益與成本信息確定性的情境，個(gè)體的決策反映了對高等教育收益與成本的認(rèn)知。在理性人前提假設(shè)受到質(zhì)疑以后，個(gè)體對事件發(fā)生的概率被認(rèn)為是未知的，無法獲得接受高等教育的收益和成本的充分信息，換言之，個(gè)體信念被賦予關(guān)于某事件發(fā)生概率的不確定性，個(gè)體在進(jìn)行高等教育決策時(shí)對概率進(jìn)行判斷，這反映了決策所面臨的不確定性?；谝陨侠碚摲治觯瑹o論是確定性還是不確定性的情境，個(gè)體信念都會影響高等教育決策，二者的區(qū)別在于概率的性質(zhì)，因?yàn)閭€(gè)體關(guān)于概率的判斷不一定是客觀真實(shí)的，可能是“主觀概率”，也可能是“客觀概率”，這反映了心理學(xué)等學(xué)科的不同觀點(diǎn)。據(jù)此可推知，個(gè)體信念會影響高等教育決策，反映個(gè)體信念屬性的概率性質(zhì)決定了信念是否偏向樂觀，從而影響決策結(jié)果，因此，個(gè)體信念的樂觀偏差影響高等教育決策，從而導(dǎo)致行為偏差。

教育學(xué)和社會學(xué)基于家庭視角研究高等教育決策問題，最大化維持不平等假說（Maximally Maintained Inequality）是代表性觀點(diǎn)之一。該假說強(qiáng)調(diào)社會出身與教育之間的關(guān)系，認(rèn)為不同階層的社會出身與其子女升學(xué)結(jié)果之間存在穩(wěn)定的關(guān)系，除非通過提高錄取人數(shù)等外在因素迫使這種局面發(fā)生改變。父母的受教育程度是社會出身的重要標(biāo)志，具有高學(xué)歷的父母可以為子女接受高等教育創(chuàng)造更好的條件。此外，教育的代際聯(lián)系可以從選擇性和因果關(guān)系兩個(gè)層面來解釋。從選擇性的層面來看，使父母接受高等教育的自身特征能夠影響其教育子女的能力，或者是將基因以及環(huán)境因素遺傳給子女，從而使子女同樣可以接受高等教育;因果關(guān)系是指接受了高等教育的父母能夠?yàn)樽优峁└玫耐杲?jīng)歷與教育環(huán)境，子女能夠在學(xué)校表現(xiàn)得更好。以上假說和理論分析表明，父母的受教育程度對子女的高等教育決策具有不可忽視的影響。按照人力資本理論，父母的陪伴與時(shí)間投入是重要的影響機(jī)制，養(yǎng)育高質(zhì)量的子女是時(shí)間密集型的生產(chǎn)過程，接受高等教育恰恰反映了較高的養(yǎng)育質(zhì)量。

基于以上經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)、教育學(xué)以及社會學(xué)的理論分析可知，上述3個(gè)假設(shè)在理論上是成立的。本文將以我國的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，應(yīng)用傾向得分匹配法對以上假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建

（一）數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)主要來源于北京大學(xué)中國社會科學(xué)調(diào)查中心執(zhí)行的CFPS中國家庭追蹤調(diào)查，涵蓋了2010—2018年5輪調(diào)查數(shù)據(jù)。該項(xiàng)目始于2010年，在全國25個(gè)省、自治區(qū)和直轄市開展基線調(diào)查，在此基礎(chǔ)上完成2012—2018年4次追蹤調(diào)查，調(diào)查涵蓋教育、心理、認(rèn)知等領(lǐng)域。本文以2010—2014年就讀于高中階段（含中專、職高和技校）的樣本為基礎(chǔ)進(jìn)行篩選。由于2016年CFPS所詢問與信念相關(guān)的問題與2010—2014年的調(diào)查差異較大，同時(shí)2018年CFPS就讀于高中的樣本不存在是否接受高等教育的數(shù)據(jù)，因此，本文選取的樣本限定在2010—2014年。其中，2010年、2012年、2014年成人問卷總樣本量分別為33 600、35 719與37 147，當(dāng)年就讀于高中階段的樣本量分別為878、978與957。少兒問卷與成人問卷差異較大，與信念相關(guān)的核心變量缺失，因此，本文僅選取成人問卷的樣本。針對以上就讀于高中階段的樣本，本文將其分別與2012年 、2014年、2016年和2018年所處教育階段數(shù)據(jù)匹配并以其作為高等教育決策的結(jié)果。本文從就讀高中時(shí)最接近的年份開始匹配，未匹配成功的樣本繼續(xù)與下一輪調(diào)查數(shù)據(jù)匹配，直至所有就讀高中階段的樣本完成匹配過程。剔除未匹配成功的樣本、重復(fù)樣本、異常值后得到有效樣本1 657個(gè)。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量

高等教育決策（hed）。是指個(gè)體根據(jù)信念、認(rèn)知能力以及家庭資源約束等作出的是否接受高等教育的決定。本文將受教育程度為大專、本科、研究生的樣本歸類為高等教育組，其他樣本為非高等教育組，生成高等教育決策虛擬變量，取值為1時(shí)表示個(gè)體作出接受高等教育的決策，取值為0表示個(gè)體作出不接受高等教育的決策。

行為偏差（behavior）。該變量衡量了個(gè)體實(shí)際的高等教育決策結(jié)果與個(gè)人認(rèn)知能力分布的偏離程度。基于高考主要考察個(gè)體的認(rèn)知能力，筆者認(rèn)為，個(gè)體認(rèn)知能力的高低應(yīng)當(dāng)與接受高等教育的概率成正比。如果個(gè)人能力位于所在群體前50%，而實(shí)際上未接受高等教育，則視為存在高等教育決策的行為偏差，這種情況的取值為1;取值為0表示不存在行為偏差。表1顯示，高等教育決策的行為偏差取值為0.097，表明接近10%的個(gè)體認(rèn)知能力分布超過50%，但實(shí)際上并未接受高等教育，存在較為嚴(yán)重的高等教育決策行為偏差。

2.解釋變量

個(gè)體信念（belief）。是指個(gè)體對重要事情的觀點(diǎn)和看法。本文選取的信念是個(gè)體對本人預(yù)期接受的最低受教育水平以及本人作為學(xué)生對自身優(yōu)秀程度的判斷。本文將預(yù)期接受的最低受教育水平處理為虛擬變量，取值為0時(shí)表示預(yù)期自己不接受高等教育，取值為1時(shí)表示預(yù)期自己接受高等教育。本人作為學(xué)生對自身優(yōu)秀程度的取值越大，表示個(gè)體的信念越堅(jiān)定。

樂觀偏差（optimistic）。如果個(gè)體認(rèn)為教育問題很嚴(yán)重，但是仍然預(yù)期接受高等教育，表明個(gè)體認(rèn)為自己不會受到教育問題的負(fù)面影響，因此，視為存在樂觀偏差。本文根據(jù)Weinstein[10]設(shè)計(jì)樂觀偏差的基本原理，設(shè)定了樂觀偏差的公式，取值為1表示存在樂觀偏差，取值為0表示不存在樂觀偏差，取值為-1時(shí)表示存在悲觀偏差，本文主要討論樂觀偏差與不存在樂觀偏差的情形。Weinstein采用自陳量表的形式度量樂觀偏差的程度，在度量方法上包括直接比較測量和間接比較測量兩種方式，在計(jì)分方式上分為單級計(jì)分和雙級計(jì)分[11]。本文選取了直接比較測量與雙級計(jì)分相結(jié)合的方式。第一，以問卷問題“您認(rèn)為教育問題在我國的嚴(yán)重程度如何？”作為個(gè)體對教育問題負(fù)面程度的判斷，“您認(rèn)為自己最少應(yīng)該念完哪種教育程度”表明個(gè)體對教育問題影響到自己的程度的判斷。如果個(gè)體認(rèn)為教育問題越嚴(yán)重，仍然預(yù)期自己應(yīng)當(dāng)接受的最低受教育水平很高，則表明個(gè)體存在樂觀信念。第二，將以上兩個(gè)問題的取值調(diào)整為雙級計(jì)分形式，調(diào)整后的取值范圍為（-1，1），取值越大表明樂觀偏差越強(qiáng)，取值為0時(shí)表明不存在樂觀偏差。表1顯示，樂觀偏差均值為0.017，表明個(gè)體總體上存在樂觀偏差，即教育問題相對不會影響自己，但是方差顯示樂觀偏差在個(gè)體間的分布相差較大。

此外，本文控制了個(gè)體的認(rèn)知能力、性別、年份等虛擬變量，其中，認(rèn)知能力以個(gè)體接受數(shù)字測試得分為代理變量。以上變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

（三）模型構(gòu)建

1. 高等教育決策的基準(zhǔn)回歸方程

hedi=α0+α1belifeduci+λiDi+εi

其中，beliefeduc是關(guān)于本人最低受教育水平的信念，Di是控制變量，包括認(rèn)知能力、個(gè)體性別、戶籍性質(zhì)、母親的最高學(xué)歷等。

2. 行為偏差的基準(zhǔn)回歸方程

behaviori=β0+β1optimistici+β2optimistici2+ηiKi+υi

其中，behaviori是指個(gè)體的行為偏差，optimistici是指樂觀偏差，Ki是控制變量。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由表2可知，基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示個(gè)體預(yù)期接受的最低學(xué)歷的信念對高等教育決策的影響最大，明顯大于認(rèn)知能力

本文對認(rèn)知能力的數(shù)字測試得分進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。對高等教育決策的影響，作為學(xué)生的優(yōu)秀程度的信念對高等教育決策的影響同樣顯著。其次，代表家庭資源約束的戶籍性質(zhì)對高等教育決策同樣具有正向影響，來自非農(nóng)業(yè)戶籍家庭的個(gè)體更傾向于接受高等教育。此外，高等教育決策并不存在顯著的性別差異，但是存在著較為明顯的時(shí)間差異，2012年和2014年更多的個(gè)體傾向于作出接受高等教育的決策。

樂觀偏差以及母親較高的受教育程度可以緩解行為偏誤，表明個(gè)體對接受高等教育越樂觀，導(dǎo)致的行為偏差越小;母親較高的受教育程度可能為個(gè)體的高等教育決策提供了指導(dǎo)，從而降低了行為偏差。但是，較強(qiáng)的認(rèn)知能力反而會略微增加行為偏差的發(fā)生，體現(xiàn)了行為偏差主要發(fā)生在認(rèn)知能力較強(qiáng)，但實(shí)際上并未接受高等教育的情形。

（二）PSM估計(jì)結(jié)果

由于高等教育決策的因變量較個(gè)體信念等自變量至少滯后一期，而并非同一期，因此，能夠在一定程度上緩解內(nèi)生性問題。但是可能存在自選擇問題，本文使用PSM方法克服自選擇效應(yīng)的影響。

1.傾向匹配得分的估計(jì)結(jié)果

本文設(shè)定Logit回歸方程計(jì)算傾向得分，協(xié)變量包括個(gè)體認(rèn)知能力、對作為學(xué)生的優(yōu)秀程度的判斷、是否參加輔導(dǎo)班、性別、戶籍性質(zhì)以及父親的最高學(xué)歷等，以個(gè)體預(yù)期的最低受教育程度作為處理變量，即個(gè)體關(guān)于接受高等教育的信念，結(jié)果如表3所示。參加輔導(dǎo)班具有正向影響，這可能是因?yàn)檩o導(dǎo)班有助于提升認(rèn)知能力。認(rèn)知能力和父親的最高學(xué)歷同樣具有正向影響，與上文的理論分析結(jié)果一致。對個(gè)體作為學(xué)生優(yōu)秀程度的自我判斷的影響程度僅次于是否參加輔導(dǎo)班，體現(xiàn)了自信心的重要性。

2.個(gè)體信念影響高等教育決策的反事實(shí)估計(jì)結(jié)果

本文首先采用1對1匹配研究信念對個(gè)體是否接受高等教育的影響，出于穩(wěn)健性的考慮，本文也使用半徑匹配、核匹配、局部線性回歸匹配等多種匹配方法，以保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。上述匹配方法的平衡性檢驗(yàn)顯示，除個(gè)別變量在匹配后偏差為21.1%以外，其他匹配后的偏差均在20%以內(nèi)。 結(jié)果顯示，個(gè)體接受高等教育的信念對高等教育決策的結(jié)果有非常顯著的影響。如表4所示，反事實(shí)分析表明，如果實(shí)際上未接受高等教育的個(gè)體增強(qiáng)了接受高等教育的信念，那么其接受高等教育的概率會提升約27.5%—34%，假設(shè)1得證，證實(shí)了經(jīng)濟(jì)學(xué)和心理學(xué)關(guān)于高等教育決策的理論推斷。通過比較PSM與OLS的估計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)OLS對信念的作用有非常明顯的低估，可能是由于OLS沒有處理自選擇效應(yīng)所致。

（三）異質(zhì)性分析

依據(jù)家庭背景、戶籍性質(zhì)以及學(xué)校類型，本文將樣本分為三類，分別考察來自非精英家庭、農(nóng)業(yè)戶籍以及非重點(diǎn)學(xué)校個(gè)體的信念對高等教育決策的影響程度與總樣本的差異。

1.非精英家庭

如果父親沒有行政或者管理職務(wù)，則認(rèn)為個(gè)體處于非精英家庭。結(jié)果表明，相對于總體樣本，非精英家庭樣本對個(gè)體是否接受高等教育信念的影響仍然更大，平均處理效應(yīng)達(dá)到0.386（總體樣本的平均處理效應(yīng)為0.275），即如果非精英家庭個(gè)體的信念“堅(jiān)定”，那么有助于接受高等教育的概率提升約38.6%。非精英家庭個(gè)體等協(xié)變量的影響方向仍然與全樣本保持一致，但是在認(rèn)知能力、作為學(xué)生的自我評價(jià)方面的影響程度更深。在數(shù)據(jù)平衡性檢驗(yàn)方面，變量在匹配后的偏差均小于10%，達(dá)到了樣本平衡性的要求。

2.農(nóng)業(yè)戶籍

農(nóng)業(yè)戶籍樣本對個(gè)體是否接受高等教育信念的影響仍然更大，平均處理效應(yīng)達(dá)到0.402，反事實(shí)分析表明，如果農(nóng)業(yè)戶籍個(gè)體的信念“堅(jiān)定”，那么有助于接受高等教育的概率提升約40.2%。在協(xié)變量方面，認(rèn)知能力對農(nóng)業(yè)戶籍個(gè)體具有更強(qiáng)的作用，此外，對個(gè)人作為學(xué)生的評價(jià)，以及父親的受教育水平對個(gè)人的高等教育決策具有顯著影響，而教育支出的影響則較為微弱。相對非農(nóng)業(yè)戶籍，農(nóng)業(yè)戶籍勞動(dòng)者以上因素的影響水平更高。在數(shù)據(jù)平衡性檢驗(yàn)方面，所有變量在匹配后偏差均在20%以內(nèi)，基本達(dá)到了樣本平衡性的要求。

3.非重點(diǎn)學(xué)校

非重點(diǎn)學(xué)校樣本對個(gè)體是否接受高等教育信念的影響同樣更大，平均處理效應(yīng)達(dá)到0.374，如果非重點(diǎn)學(xué)校個(gè)體的信念“堅(jiān)定”，那么有助于接受高等教育的概率提升約37.4%。非重點(diǎn)學(xué)校個(gè)體的認(rèn)知能力等協(xié)變量仍保持了與全樣本回歸的影響方向，但是匹配后的協(xié)變量的影響水平相對更小。在數(shù)據(jù)平衡性檢驗(yàn)方面，僅有一個(gè)變量在匹配后偏差為27.4%，其他變量在匹配后的偏差均小于20%，總體上基本達(dá)到了樣本平衡性的要求。

綜合以上非精英家庭、農(nóng)業(yè)戶籍以及非重點(diǎn)學(xué)校樣本的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，堅(jiān)定接受高等教育的信念對家庭背景、經(jīng)濟(jì)條件以及教育條件處于相對弱勢地位的個(gè)體能夠發(fā)揮更大的作用。

（四）樂觀偏差對行為偏差的影響：U型關(guān)系

為了考察樂觀偏差的影響，本文分析了樂觀偏差與行為偏差之間的關(guān)系。高等教育的選拔機(jī)制主要以認(rèn)知能力為考察對象，理論上，個(gè)體認(rèn)知能力越高則越可能接受高等教育。但是個(gè)體對是否接受高等教育的信念可能存在一定的偏差，如自認(rèn)為教育存在嚴(yán)重的問題，但自己接受教育并不會受到這一問題的影響，或者恰恰相反，因此該偏差可能是樂觀的，或悲觀的。個(gè)體是否接受高等教育的決策結(jié)果與其認(rèn)知能力的不一致導(dǎo)致行為偏差，從而對個(gè)人的學(xué)習(xí)、工作選擇等方面產(chǎn)生重大影響。

表5回歸結(jié)果顯示，樂觀偏差的二次項(xiàng)系數(shù)為正，表明樂觀偏差與行為偏差整體上呈現(xiàn)U型的關(guān)系，即個(gè)體的樂觀偏差水平適中時(shí)，行為偏差最小，高等教育決策結(jié)果與其認(rèn)知能力的匹配最為恰當(dāng)，假設(shè)2得證。當(dāng)樂觀偏差過大，或者過小時(shí)，均不利于減少行為偏差。具體來看，在控制了戶籍性質(zhì)、父親受教育水平等變量后，樂觀偏差平方項(xiàng)的系數(shù)顯著為正，表明其與行為偏差呈現(xiàn)U型關(guān)系。樂觀偏差與認(rèn)知能力的交互項(xiàng)系數(shù)表明，二者的同時(shí)提高可以顯著降低行為偏差;如果不存在樂觀偏差，則認(rèn)知能力的提高使得行為偏差的程度加劇，這可能是與行為偏差的定義方式有關(guān)。作為學(xué)生時(shí)較高的自我評價(jià)、參加輔導(dǎo)班都有助于緩解行為偏差的程度，這可能是由于部分個(gè)體通過自我評價(jià)與參加輔導(dǎo)班，有助于形成對教育的正確認(rèn)識，從而降低了樂觀行為偏差的程度。

（五）個(gè)體信念的作用機(jī)理

1. 個(gè)體信念對學(xué)習(xí)時(shí)間投入與出勤的影響

Grave[12]研究發(fā)現(xiàn)，自學(xué)幾乎與所有學(xué)生的成績正相關(guān)，這一研究發(fā)現(xiàn)印證了Douglas與Sulock[13]關(guān)于花費(fèi)更長時(shí)間預(yù)習(xí)的學(xué)生傾向于取得更好的成績的觀點(diǎn)。Romer[14]研究發(fā)現(xiàn)，出勤率對學(xué)習(xí)成績存在正向影響，這一觀點(diǎn)也得到了Marburger[15]和Gottfried[16]等學(xué)者在研究中學(xué)教育的印證，強(qiáng)制出勤政策顯著降低了缺勤率，并提高了學(xué)習(xí)成績。信念能夠影響個(gè)體的行為，進(jìn)而影響高等教育決策。對高等教育持有正面的觀點(diǎn)與信念，會促使個(gè)體作出有利于提升受教育水平的行為，例如投入大量時(shí)間進(jìn)行復(fù)習(xí)與正規(guī)學(xué)習(xí)，從而有助于其作出接受高等教育決策，在學(xué)校保持較好的出勤情況。此外，本文也考察了負(fù)面信念：“關(guān)系如何影響個(gè)人成就”，即如“關(guān)系”等高等教育以外的因素是影響個(gè)人能否取得成就的重要原因，由表6可知，負(fù)面信念至少未對學(xué)習(xí)投入以及出勤情況起到正面作用，進(jìn)而不利于個(gè)體作出接受高等教育的決策。對高等教育的正面信念顯著提高了個(gè)體在假期內(nèi)投入更多時(shí)間進(jìn)行復(fù)習(xí)與正規(guī)學(xué)習(xí)，并且請假或者曠課的情況更少。對高等教育持有負(fù)面信念則不利于個(gè)體投入更多的時(shí)間學(xué)習(xí)。

2.個(gè)體信念對培養(yǎng)良好學(xué)習(xí)習(xí)慣的影響

相較于學(xué)習(xí)時(shí)間投入，良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣更能夠提高學(xué)習(xí)時(shí)間的效率，對學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生正向影響，從而有助于個(gè)體接受高等教育。 Cerna和Pavliushchenko[17]對比分析了成績高和成績低的兩組學(xué)生，研究發(fā)現(xiàn)良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣對個(gè)體的成績有正向影響。個(gè)體預(yù)期的受教育水平越高，越可能養(yǎng)成良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣，如認(rèn)真完成作業(yè)、完成作業(yè)后再進(jìn)行娛樂活動(dòng)等。本文選取了個(gè)體對“我會在完成家庭作業(yè)時(shí)核對數(shù)遍”“我只在完成家庭作業(yè)后玩”以及“我學(xué)習(xí)很努力”等問題的自我評價(jià)，衡量個(gè)體學(xué)習(xí)習(xí)慣程度的好壞，分析個(gè)體信念是否有助于培養(yǎng)良好學(xué)習(xí)習(xí)慣，并考察正面信念與負(fù)面信念的不同影響。其中，正面信念仍然考察個(gè)體預(yù)期接受的教育水平，負(fù)面信念考察個(gè)體對“關(guān)系”如何影響個(gè)人成就，對應(yīng)的問卷問題為“影響未來成就最重要的因素是關(guān)系”。如表7所示，個(gè)體預(yù)期的受教育水平越高，對個(gè)人學(xué)習(xí)習(xí)慣的正面影響越大，從而有利于其作出接受高等教育的決策。當(dāng)引入“負(fù)面”信念時(shí)，可以發(fā)現(xiàn)負(fù)面信念無益于養(yǎng)成良好學(xué)習(xí)習(xí)慣，甚至使個(gè)體的學(xué)習(xí)習(xí)慣變壞。

（六）個(gè)體信念的形成：榜樣效應(yīng)

父母的受教育水平對子女的高等教育決策具有重要的榜樣效應(yīng)，較高的受教育水平可能有助于子女堅(jiān)定接受高等教育的信念，從而提升接受高等教育的概率?！芭惆椤笔丘B(yǎng)育子女的重要形式，個(gè)體預(yù)期是否接受高等教育的信念在父母陪伴的過程中逐漸形成，本文分別選取了父親和母親“在休息日照顧家人的時(shí)長”衡量陪伴時(shí)間。另一影響個(gè)體是否接受高等教育信念的途徑是教育投資，本文以“上一年教育支出的累計(jì)金額”衡量教育投資金額。按此思路，研究父親和母親受教育水平的榜樣效應(yīng)，通過Probit方法檢驗(yàn)父母的陪伴與教育投資對子女接受高等教育信念的影響。

由表8可知：第一，父親受教育水平對子女接受高等教育信念的影響更大，但是通過陪伴來影響子女接受高等教育信念的效果并不明顯;盡管母親受教育水平的影響程度相對更小，但是通過陪伴影響子女接受高等教育信念是顯著的，這可能是因?yàn)槟赣H通常承擔(dān)了更多的養(yǎng)育責(zé)任，所以母親的陪伴是影響子女預(yù)期是否接受高等教育信念的重要因素。從以上分析可知，父母的受教育水平越高，子女接受高等教育的信念越強(qiáng)，可推知榜樣效應(yīng)越明顯，假設(shè)3得證。榜樣效應(yīng)的作用機(jī)理可以解釋為母親對子女的陪伴是一種言傳身教的教育過程，一方面能夠?qū)ψ优母黝惤逃龁栴}予以及時(shí)解決; 另一方面長期的陪伴有助于提升個(gè)體認(rèn)知能力等方面的發(fā)展，Doyle[18]關(guān)于陪伴可以提高嬰兒認(rèn)知能力和社會情感觀點(diǎn)即為佐證了這一結(jié)論。第二，相對于父母的陪伴，教育投資對子女接受高等教育信念的作用并不顯著。這說明母親的陪伴影響子女接受高等教育信念的重要性，即使投入大量的金錢，可能也無法真正促進(jìn)子女堅(jiān)定對接受高等教育的信念，相對而言，母親陪伴的效果則更佳。

五、結(jié)論與政策建議

本文研究了個(gè)體信念如何影響高等教育決策，從經(jīng)濟(jì)學(xué)、心理學(xué)和教育學(xué)的視角，運(yùn)用PSM方法，以CFPS數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進(jìn)行了檢驗(yàn)，考察高等教育決策的影響因素問題，研究發(fā)現(xiàn)：

第一，信念能夠直接影響高等教育決策。在控制了家庭教育資源等變量后，接受高等教育的信念對高等教育決策的影響程度超過認(rèn)知能力，應(yīng)用多種匹配方法得到的處理效應(yīng)介于27.5%—34%之間?？紤]到認(rèn)知能力是高等教育選拔機(jī)制中最為重要的內(nèi)容，因此，增強(qiáng)個(gè)體關(guān)于接受高等教育的信念具有非常重要的意義。對于農(nóng)業(yè)戶籍、非重點(diǎn)學(xué)校以及非精英家庭個(gè)體而言，在經(jīng)濟(jì)資源、學(xué)校教育資源以及家庭教育資源處于相對弱勢的情況下，信念對于高等教育決策的作用更為重要。

第二，樂觀偏差與行為偏差呈現(xiàn)U型關(guān)系。樂觀偏差過大或者過小都會引起個(gè)體的行為偏差，導(dǎo)致認(rèn)知能力超過平均水平的個(gè)體作出了不接受高等教育的決策，該決策對個(gè)體和社會而言都不是最恰當(dāng)?shù)?。通過樹立學(xué)生的自信心從而提高作為學(xué)生時(shí)的自我評價(jià)，以及參加輔導(dǎo)班都有助于個(gè)體縮小樂觀偏差，從而緩解行為偏差的程度。

第三，信念通過個(gè)體的學(xué)習(xí)等習(xí)慣影響高等教育決策。如果個(gè)體預(yù)期的最低受教育水平越高，越能夠促進(jìn)個(gè)體投入更多的時(shí)間學(xué)習(xí)、養(yǎng)成良好的習(xí)慣、提高學(xué)習(xí)的努力程度;但是，如果個(gè)體越認(rèn)同“關(guān)系對未來成就很重要”，其越會將更少的時(shí)間分配在學(xué)習(xí)上，這對于高等教育的決策是不利的，不利于養(yǎng)成良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣。

第四，父母的受教育程度能夠通過榜樣效應(yīng)影響子女接受高等教育決策的信念。榜樣效應(yīng)可以通過母親的陪伴堅(jiān)定子女接受高等教育的信念，而通過增加教育支出的金錢投資可能無法達(dá)到提升信念的目的。因此，在堅(jiān)定個(gè)體接受高等教育信念的方法上，以陪伴為代表的“時(shí)間投資”要可能優(yōu)于“金錢投資”的效果。該結(jié)論同時(shí)符合人力資本理論家庭生產(chǎn)函數(shù)的基本原理：在家庭生產(chǎn)中投入時(shí)間將產(chǎn)出幸福。這會對子女的信念產(chǎn)生正向影響，特別是母親在家庭生產(chǎn)中所付出時(shí)間，對子女的陪伴是最好的教育與投資方式。

基于上述結(jié)論，筆者提出以下政策建議：第一，著力提高全民族的教育文化水平，尤其是農(nóng)業(yè)戶籍、非精英家庭等相對弱勢群體，平衡城鄉(xiāng)教育資源，提高父母的學(xué)歷與學(xué)識，影響子女關(guān)于高等教育的信念，從而促進(jìn)子女接受高等教育。第二，應(yīng)當(dāng)在教育方針中增加關(guān)于信念教育的內(nèi)容，督促學(xué)校引導(dǎo)學(xué)生形成關(guān)于高等教育的正確認(rèn)知與積極信念，樹立正確的世界觀、價(jià)值觀和人生觀。第三，政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)勞動(dòng)保護(hù)方面的立法，不僅涵蓋工資等領(lǐng)域，還應(yīng)當(dāng)積極保障勞動(dòng)者在工作時(shí)間方面的正當(dāng)權(quán)益，為親子活動(dòng)和陪伴子女創(chuàng)造條件。第四，政府應(yīng)當(dāng)引導(dǎo)家風(fēng)文化建設(shè)，提倡傳承注重教育的傳統(tǒng)文化，樹立榜樣和典型家庭，在全社會形成關(guān)注教育、尤其是高等教育的良好氛圍。

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（責(zé)任編輯：劉 艷）