個體信念與高等教育決策

史策

摘 要：以個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際。本文基于2010—2018年中國家庭追蹤調(diào)查數(shù)據(jù)，運用傾向得分匹配方法驗證了個體信念對高等教育決策的影響。研究發(fā)現(xiàn)，首先，個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，當樂觀偏差為0時，行為偏差最小;當樂觀偏差大于以及小于0時，行為偏差越大。最后，正面信念通過激勵學(xué)生增加學(xué)習(xí)時間、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體信念。本文的現(xiàn)實意義是對學(xué)生的正面信念進行積極的引導(dǎo)，增加父母陪伴子女時間。

關(guān)鍵詞：高等教育決策;個體信念;樂觀偏差;行為偏差

中圖分類號：F062.6;F241.4? 文獻標識碼：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]將教育視為個人能力的信號，強調(diào)勞動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]研究了人的認知與非認知能力對教育決策的影響，發(fā)現(xiàn)認知與非認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，同時所謂能力是單一維度的，即認知能力[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，個體信念會顯著影響個體的行為與決策結(jié)果。高等教育決策并非“瞬間決策”，個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)于高等教育的個體信念是否“足夠堅定”，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？也會影響個體的行為偏差。這是當前高等教育決策問題研究的相對欠缺之處。

首先，本文研究了個體信念對高等教育決策的處理效應(yīng)，考慮到個體信念不可觀測，為了反映個體在排除家庭資源約束后對接受高等教育的信念是否堅定，及其對高等教育的偏好程度，本文以個體預(yù)期的最低受教育程度作為個體信念的代理變量，在此基礎(chǔ)上，對家庭背景、戶籍性質(zhì)以及高中類型進行異質(zhì)性分析。實證結(jié)果表明，在控制了個人能力、家庭背景等變量后，個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、非重點高中以及非精英家庭的個體影響更大。借用心理學(xué)“樂觀偏差”的概念研究個體關(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，個體不存在行為偏差;對高等教育的信念過于樂觀或者悲觀時，均會使個體的行為偏差增大。

其次，個體信念影響高等教育決策的機理包括增加學(xué)習(xí)時間的投入、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，會激勵其投入更多的時間進行學(xué)習(xí)，較少請假或者曠課，更傾向于在課上認真聽講、對作業(yè)檢查多次以及完成作業(yè)后再從事娛樂活動。與對高等教育的信念相反，個體對“關(guān)系”的信念不能通過以上機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、對個體的陪伴時間越長，則個體接受高等教育的信念越堅定，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方面作出推進：第一，從已有關(guān)于高等教育決策的文獻來看，本文另辟蹊徑，證實了個體信念對高等教育人力資本投資的影響。遵循從關(guān)注教育到個體，從客觀因素到主觀因素的研究軌跡，本文是研究以個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，進一步檢驗了個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)政策的實施提供了更有針對性的實證依據(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)，增強個體關(guān)于高等教育的信念，資助對高等教育信念更為堅定的受助者，可能會有助于進一步提升高等教育助學(xué)政策的實施效果。

二、文獻綜述與理論分析

（一）信念對決策的影響

信念是一個心理學(xué)概念，有兩個屬性：第一，有代表性的內(nèi)容。第二，假定的真實性，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，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質(zhì)上等同于主觀概率測度。由以上定義，信念通常對個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可以解釋37% 。Delavande和Zafar[9]認為，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，個人能力越強，學(xué)習(xí)成本或者心理成本越低，越有可能接受高等教育。但是在個體關(guān)于高等教育的信念形成后，可能存在個人能力強，而對高等教育信念不堅定的情況，這會對個體的學(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、信號理論和教育機會公平理論研究個體的高等教育決策過程[1-2]。基于人力資本理論，通過比較高等教育未來收益現(xiàn)值與成本決定個體的決策，在實證研究中關(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。教育機會公平理論主要關(guān)注父母的受教育程度、勞動力流動等變量的影響。隨著人力資本理論的推進，認知與非認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體的認知能力位于所在群體前50%，而實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?！安磺袑嶋H的樂觀”的概念解釋了個體信念對客觀狀況的偏離，即人們傾向于認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，悲觀偏差可能使個體主動放棄努力。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;當樂觀偏差不存在時，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，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)濟學(xué)和心理學(xué)的研究最為緊密。在理性人假定前提下，當偏好一致時，個體依據(jù)信念和一定的約束條件使目標函數(shù)最大化，進行包括高等教育投資等一系列決策，從而實現(xiàn)個人效用最大化。這是收益與成本信息確定性的情境，個體的決策反映了對高等教育收益與成本的認知。在理性人前提假設(shè)受到質(zhì)疑以后，個體對事件發(fā)生的概率被認為是未知的，無法獲得接受高等教育的收益和成本的充分信息，換言之，個體信念被賦予關(guān)于某事件發(fā)生概率的不確定性，個體在進行高等教育決策時對概率進行判斷，這反映了決策所面臨的不確定性。基于以上理論分析，無論是確定性還是不確定性的情境，個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)，因為個體關(guān)于概率的判斷不一定是客觀真實的，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。據(jù)此可推知，個體信念會影響高等教育決策，反映個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）是代表性觀點之一。該假說強調(diào)社會出身與教育之間的關(guān)系，認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為子女提供更好的童年經(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，父母的陪伴與時間投入是重要的影響機制，養(yǎng)育高質(zhì)量的子女是時間密集型的生產(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)進行實證檢驗。

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)。該項目始于2010年，在全國25個省、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。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量

高等教育決策（hed）。是指個體根據(jù)信念、認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時表示個體作出接受高等教育的決策，取值為0表示個體作出不接受高等教育的決策。

行為偏差（behavior）。該變量衡量了個體實際的高等教育決策結(jié)果與個人認知能力分布的偏離程度?；诟呖贾饕疾靷€體的認知能力，筆者認為，個體認知能力的高低應(yīng)當與接受高等教育的概率成正比。如果個人能力位于所在群體前50%，而實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%的個體認知能力分布超過50%，但實際上并未接受高等教育，存在較為嚴重的高等教育決策行為偏差。

2.解釋變量

個體信念（belief）。是指個體對重要事情的觀點和看法。本文選取的信念是個體對本人預(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時表示預(yù)期自己不接受高等教育，取值為1時表示預(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，表示個體的信念越堅定。

樂觀偏差（optimistic）。如果個體認為教育問題很嚴重，但是仍然預(yù)期接受高等教育，表明個體認為自己不會受到教育問題的負面影響，因此，視為存在樂觀偏差。本文根據(jù)Weinstein[10]設(shè)計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，在計分方式上分為單級計分和雙級計分[11]。本文選取了直接比較測量與雙級計分相結(jié)合的方式。第一，以問卷問題“您認為教育問題在我國的嚴重程度如何？”作為個體對教育問題負面程度的判斷，“您認為自己最少應(yīng)該念完哪種教育程度”表明個體對教育問題影響到自己的程度的判斷。如果個體認為教育問題越嚴重，仍然預(yù)期自己應(yīng)當接受的最低受教育水平很高，則表明個體存在樂觀信念。第二，將以上兩個問題的取值調(diào)整為雙級計分形式，調(diào)整后的取值范圍為（-1，1），取值越大表明樂觀偏差越強，取值為0時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體間的分布相差較大。

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

（三）模型構(gòu)建

1. 高等教育決策的基準回歸方程

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，包括認知能力、個體性別、戶籍性質(zhì)、母親的最高學(xué)歷等。

2. 行為偏差的基準回歸方程

behaviori=β0+β1optimistici+β2optimistici2+ηiKi+υi

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

四、實證分析

（一）基準回歸結(jié)果

由表2可知，基準回歸結(jié)果顯示個體預(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，明顯大于認知能力

本文對認知能力的數(shù)字測試得分進行了標準化處理。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間差異，2012年和2014年更多的個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，較強的認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)生在認知能力較強，但實際上并未接受高等教育的情形。

（二）PSM估計結(jié)果

由于高等教育決策的因變量較個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結(jié)果

本文設(shè)定Logit回歸方程計算傾向得分，協(xié)變量包括個體認知能力、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，以個體預(yù)期的最低受教育程度作為處理變量，即個體關(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，這可能是因為輔導(dǎo)班有助于提升認知能力。認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.個體信念影響高等教育決策的反事實估計結(jié)果

本文首先采用1對1匹配研究信念對個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顯示，除個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，反事實分析表明，如果實際上未接受高等教育的個體增強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，證實了經(jīng)濟學(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)戶籍以及非重點學(xué)校個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)，則認為個體處于非精英家庭。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體的信念“堅定”，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，但是在認知能力、作為學(xué)生的自我評價方面的影響程度更深。在數(shù)據(jù)平衡性檢驗方面，變量在匹配后的偏差均小于10%，達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)達到0.402，反事實分析表明，如果農(nóng)業(yè)戶籍個體的信念“堅定”，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，認知能力對農(nóng)業(yè)戶籍個體具有更強的作用，此外，對個人作為學(xué)生的評價，以及父親的受教育水平對個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)戶籍勞動者以上因素的影響水平更高。在數(shù)據(jù)平衡性檢驗方面，所有變量在匹配后偏差均在20%以內(nèi)，基本達到了樣本平衡性的要求。

3.非重點學(xué)校

非重點學(xué)校樣本對個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)達到0.374，如果非重點學(xué)校個體的信念“堅定”，那么有助于接受高等教育的概率提升約37.4%。非重點學(xué)校個體的認知能力等協(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)平衡性檢驗方面，僅有一個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)戶籍以及非重點學(xué)校樣本的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，堅定接受高等教育的信念對家庭背景、經(jīng)濟條件以及教育條件處于相對弱勢地位的個體能夠發(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。高等教育的選拔機制主要以認知能力為考察對象，理論上，個體認知能力越高則越可能接受高等教育。但是個體對是否接受高等教育的信念可能存在一定的偏差，如自認為教育存在嚴重的問題，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。個體是否接受高等教育的決策結(jié)果與其認知能力的不一致導(dǎo)致行為偏差，從而對個人的學(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，即個體的樂觀偏差水平適中時，行為偏差最小，高等教育決策結(jié)果與其認知能力的匹配最為恰當，假設(shè)2得證。當樂觀偏差過大，或者過小時，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。樂觀偏差與認知能力的交互項系數(shù)表明，二者的同時提高可以顯著降低行為偏差;如果不存在樂觀偏差，則認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)生時較高的自我評價、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體通過自我評價與參加輔導(dǎo)班，有助于形成對教育的正確認識，從而降低了樂觀行為偏差的程度。

（五）個體信念的作用機理

1. 個體信念對學(xué)習(xí)時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)于花費更長時間預(yù)習(xí)的學(xué)生傾向于取得更好的成績的觀點。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。信念能夠影響個體的行為，進而影響高等教育決策。對高等教育持有正面的觀點與信念，會促使個體作出有利于提升受教育水平的行為，例如投入大量時間進行復(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，本文也考察了負面信念：“關(guān)系如何影響個人成就”，即如“關(guān)系”等高等教育以外的因素是影響個人能否取得成就的重要原因，由表6可知，負面信念至少未對學(xué)習(xí)投入以及出勤情況起到正面作用，進而不利于個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體在假期內(nèi)投入更多時間進行復(fù)習(xí)與正規(guī)學(xué)習(xí)，并且請假或者曠課的情況更少。對高等教育持有負面信念則不利于個體投入更多的時間學(xué)習(xí)。

2.個體信念對培養(yǎng)良好學(xué)習(xí)習(xí)慣的影響

相較于學(xué)習(xí)時間投入，良好的學(xué)習(xí)習(xí)慣更能夠提高學(xué)習(xí)時間的效率，對學(xué)習(xí)成績產(chǎn)生正向影響，從而有助于個體接受高等教育。 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)慣對個體的成績有正向影響。個體預(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，如認真完成作業(yè)、完成作業(yè)后再進行娛樂活動等。本文選取了個體對“我會在完成家庭作業(yè)時核對數(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，衡量個體學(xué)習(xí)習(xí)慣程度的好壞，分析個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面信念的不同影響。其中，正面信念仍然考察個體預(yù)期接受的教育水平，負面信念考察個體對“關(guān)系”如何影響個人成就，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，個體預(yù)期的受教育水平越高，對個人學(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。當引入“負面”信念時，可以發(fā)現(xiàn)負面信念無益于養(yǎng)成良好學(xué)習(xí)習(xí)慣，甚至使個體的學(xué)習(xí)習(xí)慣變壞。

（六）個體信念的形成：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長”衡量陪伴時間。另一影響個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，這可能是因為母親通常承擔(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，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}予以及時解決; 另一方面長期的陪伴有助于提升個體認知能力等方面的發(fā)展，Doyle[18]關(guān)于陪伴可以提高嬰兒認知能力和社會情感觀點即為佐證了這一結(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子女堅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

本文研究了個體信念如何影響高等教育決策，從經(jīng)濟學(xué)、心理學(xué)和教育學(xué)的視角，運用PSM方法，以CFPS數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)進行了檢驗，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]到認知能力是高等教育選拔機制中最為重要的內(nèi)容，因此，增強個體關(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、非重點學(xué)校以及非精英家庭個體而言，在經(jīng)濟資源、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體的行為偏差，導(dǎo)致認知能力超過平均水平的個體作出了不接受高等教育的決策，該決策對個體和社會而言都不是最恰當?shù)?。通過樹立學(xué)生的自信心從而提高作為學(xué)生時的自我評價，以及參加輔導(dǎo)班都有助于個體縮小樂觀偏差，從而緩解行為偏差的程度。

第三，信念通過個體的學(xué)習(xí)等習(xí)慣影響高等教育決策。如果個體預(yù)期的最低受教育水平越高，越能夠促進個體投入更多的時間學(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，如果個體越認同“關(guān)系對未來成就很重要”，其越會將更少的時間分配在學(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到提升信念的目的。因此，在堅定個體接受高等教育信念的方法上，以陪伴為代表的“時間投資”要可能優(yōu)于“金錢投資”的效果。該結(jié)論同時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，從而促進子女接受高等教育。第二，應(yīng)當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知與積極信念，樹立正確的世界觀、價值觀和人生觀。第三，政府應(yīng)當加強勞動保護方面的立法，不僅涵蓋工資等領(lǐng)域，還應(yīng)當積極保障勞動者在工作時間方面的正當權(quán)益，為親子活動和陪伴子女創(chuàng)造條件。第四，政府應(yīng)當引導(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）