高等教育對主觀幸福感的凈效應評估
——基于多組傾向得分匹配的準實驗研究

房敏 孫穎

一、問題提出

幸福是人類存在的唯一目標，教育是促進個體發展和增進社會福祉的重要手段，是影響個體與集體幸福的關鍵因素[1](P348)。相較基礎教育，高等教育對個體就業、收入、新生家庭結構、生活質量及穩定幸福觀的形成具有更深刻的影響，因此成為探討教育對幸福感作用時頗受關注的學段。高等教育通常能夠為個體帶來更高的經濟回報率和更加安全穩定的工作，改善生存條件，也更容易找到學歷和職業性質相當的生活伴侶，促進家庭和諧。此外，高等教育經歷能夠有效促進個體的主體性意識發展及其與客觀世界聯系意義的理性反思[2]，產生高層次的精神需求，形成超越樸素享樂主義的理性幸福觀念。因此，從理論上來看，高等教育確實有助于提高幸福感。然而，一些更為現實的社會調查揭示了高等教育群體不幸福的一面：《自然》發布的調查發現，研究生的焦慮幾率高于一般人6倍[3]；衛生統計年鑒表明，二十年來我國自殺率大幅降低，但大城市高學歷人群自殺率出現明顯上升。近年來，社會生活中也不斷出現與高學歷人群有關的負面話題，諸如教育內卷、小鎮做題家等社會現象，讓人不禁發問，高等教育真的提高了幸福感嗎？

對這一問題的回答，多數學者嘗試從高等教育與幸福感之間的直接或中介作用機制進行理論探討，但出現了分歧性結論。其原因在于，一方面，個體選擇接受高等教育的重要動機是改善未來生活的期望，高等教育在多大程度上滿足了這種期望，需要結合所處環境進行檢視，這就引入了外部因素的復雜性。另一方面，高等教育對幸福觀的影響使個體更加關注高水平的需要，削弱對物質滿足的幸福敏感度，當高等教育實現了個體改善生存條件的期望之后，很有可能會因新期望的引入而對幸福感產生新的影響。許多實證研究結果也支持了高等教育對幸福感影響的復雜性。如克拉克發現，接受高等教育的個體對職業和收入期望更高，但巨大的壓力會降低他們的幸福感[4]；邁克洛斯發現，高等教育對不同國家不同人群的致幸福能力顯著不同[1](P359)。我國也有研究發現，高等教育能夠正向預測幸福感，但隨著高等學歷進一步提升，這種預測水平反而降低[5-7]。

可以看到，高等教育與幸福感之間關系甚為復雜，且存在國家地區、歷史時期等因素造成的異質性效應。因此，在準確回答我國高等教育致幸福能力的問題上，仍有一些研究短板需要彌補：一是研究方法上，需要一種有效克服回歸分析缺陷的研究方法提供因果證據。既往研究多采用普通最小二乘法（OLS）的多元線性回歸，但是，這一技術方法會因納入的解釋變量以及構建的回歸模型不同而造成結論的差異，而且在解決內生性問題上明顯不足[8]。事實上，在分析高等教育與幸福感的關系時，確實存在互為因果和自選擇偏誤等內生性問題[9](P5)。例如，個體的幸福感能夠影響其是否接受高等教育，具有較低幸福感的基礎教育階段的學生，更容易中斷后續學業，而高幸福感能夠使學生在日常表現上更加積極，更容易獲得高等教育機會[10-11]。此外，一些能夠同時對高等教育機會和幸福感產生影響的因素也會造成樣本自選擇偏誤，如父母職業對個體的高等教育機會和幸福感均有預測作用[12]。二是在研究視角上，需要前因變量切入和縱向分析的立體視角提供補充。既往研究多采用一種探索個體接受高等教育進而產生何種變化的后續型和整體性分析視角，主要關注物質回報、工作與婚姻狀態等幾個后續關鍵變量，而少有研究注意到樣本接受高等教育的時間跨度過大，使得這一重要變量未能被科學處理，導致研究結論難以規避社會發展帶來的異質效應。三是研究對象上，需要聚焦完成高等教育之后并有一定社會生活經歷的群體。一些研究探討了不同年級大學生的幸福感，但這一群體既未完成大學學業，也并未在社會磨礪中產生穩定的幸福情感認知。另有一些研究確實將對象限定在完成高等教育之后的群體，但也會發現研究設計未能有效控制中等及以下學段變量，難以真正呈現高等教育對幸福感的凈效應。這些都導致了既往研究在回答本研究的核心問題——高等教育是否以及多大程度上影響了幸福感上存在乏力。

綜上所述，為準確揭示我國高等教育致幸福效果，本研究采用能夠有效控制內生性的社會實驗方法，針對已完成高等教育和已完成中等教育卻未接受高等教育（均具備一定社會經歷）的群體在同質區間進行配對比較，通過縱向時間分組分析我國高等教育在總體歷史時期與不同分段時期對個體主觀幸福感的凈效應。我們希望這樣的設計能夠克服當前研究存在的一些不足，并提供一種不同于以往研究范式的實證證據，使結論更具說服力。

二、文獻回顧

（一）主觀幸福感

主觀幸福感（Subjective Well-being）是個體根據自身設定的標準，對當前個人狀態、人際關系、家庭生活等要素的情感性和認知性評估，是對幸福感受的直接心理反映，常與幸福感（Happiness）替代使用[13-14]。主觀幸福感概念的出現，是對幸福感研究何以實證化的解答，極大地推動了經濟學、社會學及教育學等領域的幸福感研究。長久以來，經濟被視為重要的幸福感影響因素。從最早的享樂主義幸福論開始，物質滿足就被認為能夠對幸福感帶來直接而顯著的影響，即使是在后續出現的諸多幸福理論框架中，經濟要素都占據一席之地，與經濟緊密相關的個體/家庭收入、工作性質、政府支出、通貨膨脹等因素均被證明對幸福感能夠產生影響[15]。然而，伴隨著研究者們對幸福悖論的進一步解讀，經濟要素的作用得到更加理性的看待，遺漏變量所造成的悖論現象促使非經濟要素被廣泛納入到對幸福感的解釋模型中。邁克洛斯、任志洪等在回顧幸福感研究時均指出，幸福感同時受年齡、性別、種族、個體特質、家庭環境、社會環境乃至自然環境等諸多因素的影響[1](P361)[16]。此外，個體受教育經歷與上述領域諸多要素緊密相關，因此也成為重要的幸福感預測指標。雖然教育能夠促進社會的整體福祉，但許多針對發展中國家的研究發現，教育一方面顯著預測個體的經濟狀況，另一方面卻又負向調節了經濟對幸福感的預測作用[17-19]。因此，有必要對我國高等教育的致幸福能力進行科學的凈效應分析，以做出診斷預測與教育調整。

（二）高等教育

高等教育是在完成中等教育之后進行的職業教育和專業教育，可分為高等教育非學歷教育與學歷教育兩種，一般研究中若無特殊說明，均將高等教育限定在學歷教育類型中進行探討。與基礎教育的性質不同，高等教育屬于準公共產品，具有有限競爭性和自主選擇性等特點，并以個體的教育投資來實現服務[20-21]。從經濟屬性看，高等教育投資價值的最終實現是否滿足了個體的回報期望，對于個體幸福感至關重要。但接受高等教育所帶來的各種收益，又受到人口特征、家庭情況、國家政策等因素影響。如有研究發現，高考擴招政策雖然普遍提高了高等教育入學率，但在回報率提升上僅在東部地區作用明顯[22]。此外，高等教育在城鄉、性別、家庭背景等變量的回報率上也存在顯著不同，鄉鎮、女性以及家庭條件相對薄弱的群體回報率明顯偏低[23-24]。與此相矛盾的是，經濟薄弱區域的群體對高等教育賦予的期望更高，也更容易因條件改善而產生幸福感，但他們缺少高等教育機會。而那些易于接受高等教育的群體，卻對經濟回報相對不敏感。

從文化屬性看，以育人為目的的高等教育應然引領個體的精神幸福。高等教育建立在幫助學生精神得到發展和完善的承諾之上，它使學生實現對積極情感和消極情感的正視、體驗與反思，促進其對幸福觀的探索和幸福感的實現[25]。相對短暫的情緒感受是個體產生幸福感的直接來源，而高等教育經歷能夠促進對這些感受的理性解讀，形成對幸福更加深刻的理解。有研究發現，高等教育的持續作用能夠使個體更為關注對自我價值實現的追求，這種逐漸穩定下來的幸福觀對幸福感的預測效應會持續增加[26]。也有批判者認為，從現實情況來看，高等教育有意回避甚至壓制了對諸如失落、焦慮、悲傷、痛苦一類的消極情感的體驗和解讀，忽視了幸福之路的兩面性認識，反而增加了不幸感受的風險[27]。這種人文精神培育缺失而導致高等教育致幸福乏力的現象，同樣得到我國學者的關注。胡文龍、歐陽鵬等先后指出我國高等教育在科學主義和工具理性的影響下，存在背離精神幸福教育目標的現象[28-29]。另有研究發現，我國大學生幸福感未能與接受高等教育的累積時間產生線性相關，但卻與民族、家庭、生活環境等人口學變量顯著相關[30]，這一方面削弱了高等教育致幸福直接效應的可信度，也表明幸福感很大程度上受到了接受高等教育之前許多因素的影響。

（三）研究模型

自我決定理論是較有影響力的用于分析主觀幸福感與教育之間作用關系的框架模型。該理論認為，人們能否擁有主觀幸福感，取決于身心需要的滿足情況以及實現滿足的過程中自主性動機和自主性體驗的強度，最終統一于自主性、能力感和歸屬感[31]。在物質需要滿足背后隱藏的是享樂主義主導的幸福認知判斷，這種觀念會讓人感到更多的外部控制感，因此通常預測短暫的幸福體驗。精神需要滿足與物質需要滿足密切相關，通常來說，精神需要滿足是在物質需要滿足的基礎上得到發展，其背后是理性主義主導的幸福認知判斷。這種觀念有助于個體能力感和歸屬感的發展，因而可以預測持久的幸福感受[32]。在該理論看來，教育所帶來的理性智慧是發展內部動機和自主性的重要驅動力之一，能夠促進幸福認知的變化，進而調節物質需求與精神需求的滿足感對主觀幸福感的預測。可以看出，自我決定理論不僅回應了上文關于高等教育雙重基本屬性對幸福感影響的相關論述，而且提供了更加深刻的心理學解釋途徑。因此，本研究在自我決定理論基礎之上，結合已梳理的主觀幸福感和高等教育關系的實證發現構建關系分析模型（如圖1），并嘗試在得出數據結果和研究結論后，借助這一模型進行思考。

三、研究方法

（一）傾向得分匹配

從上述分析可以看出，高等教育與主觀幸福感之間存在著交互因果和多路徑影響關系，其中還存在一些根本性因素對個體的高等教育機會、高等教育選擇、幸福理解和感知發揮著顯著作用，這些都是分析高等教育對主觀幸福感凈效應時存在的內生性控制難題。鑒于OLS在內生性控制上明顯不足，有必要引入其它方法以得到更加精確的評估結果。目前常用于對內生性進行控制的方法有兩種[33]，第一種是工具變量法，即引入一個與自變量高度相關但與其它擾動項不相關的工具變量，然而這樣的變量并不容易找到，即使找到也常因其正交性條件是否完全滿足而受到質疑。如有學者曾嘗試使用配偶學歷反映和替代個體接受高等教育的情況來計算高等教育對主觀幸福感的凈效應[9](P4-5)，然而配偶學歷依然受到雙方父母、社會環境等多種因素的影響，特別是在東亞國家。第二種是社會實驗，又可分為隨機實驗和自然實驗。隨機實驗要求基于實驗設計對實驗個體進行嚴格的隨機分組和干預，但現實操作難度大，且在教育研究中存在較大的倫理問題。自然實驗為自然發生，幾乎不存在實驗成本和倫理問題，但由于實驗分組只能部分由自然實驗而決定，特別是對于教育培訓一類的干預研究，存在個體自我選擇是否接受教育培訓的難題而干擾研究效度。為了有效解決上述問題，本研究采用傾向得分匹配方法（Propensity Score Matching，簡稱PSM）。

PSM采用反事實推斷模型，通過匹配估計量找到個體在反事實組的匹配對象來計算處理效應。因此，PSM本質上屬于一種準自然實驗，同時也是控制樣本自選擇偏差、解釋因果關系和呈現處理凈效應的有效方法。這一操作方法的基本思路是，對處理組（接受高等教育）的個體i，找到處于控制組（未接受高等教育）的個體j，使得i與j在可測變量（接受高等教育前就存在的同時影響個體高等教育和主觀幸福感的變量）取值盡可能相似，此時i與j在條件獨立假設的基礎上進入處理組的概率相似，而yj可作為i的反事實案例的估計量，即如此可將（yi-）=yi-yj視為個體i處理效應的度量，進而實現差異比較，得出接受高等教育對主觀幸福感的平均處理效應（Average Treatment Effect on Treated，簡稱ATT）。計算方法如公式（1）所示。其中，N1=∑iDi為處理組個體數，∑i:Di=1為僅對處理組個體進行加總。

（二）數據來源

本研究所使用的數據來源于中國學術數據資料庫2020年10月發布的《中國綜合社會調查2017》（CGSS2017）。該調查項目由中國人民大學主持，在學界具有權威性。調查樣本涵蓋我國28個省級行政區的1萬余戶家庭，其中東部地區6 040戶，中部地區4 121戶，西部地區2 421戶，農村8 279戶，城鎮4 303戶。調查內容既包含能夠反映個體、家庭、社會等歷史性變遷的主客觀數據，還包含對主觀幸福感的專門調研數據。鑒于本研究關注的是高等教育對主觀幸福感的凈效應水平，因此按如下條件對原始樣本進行了篩除：（1）未對主觀幸福感版塊題項進行作答；（2）未完成中等教育；（3）取得最高學歷時間不足1年；（4）關鍵變量數據前后存在明顯邏輯矛盾。最終保留樣本 1 403個。

（三）變量確定

1.因變量

本研究的因變量為主觀幸福感，采用CGSS2017主觀幸福感版塊的全部21個題項（每題分值1～6分）評分加和作為因變量數據，這些題項主要測量了個體對個人狀態、人際關系、家庭生活等維度幸福感受的情感性認知。對于個別缺失數據，由于CGSS2017同時提供了樣本的幸福感總體評分和幸福認可標準評分，因此本研究采用同類均值插補法進行了填補處理，以保證填補數據能夠科學反映受訪者真實的主觀幸福感水平，插補算法如公式（2）所示。

2.自變量

本研究的自變量為“接受高等教育”，為CGSS2017中受訪者填寫的“最高教育程度”題項信息。在“最高教育程度”題項中，勾選大學專科及以上條目的樣本均被視為接受了高等教育的個體，即本研究的處理組，其它為控制組。

3.協變量

借鑒相關研究及經驗，本研究選擇協變量如下：（1）個體特征，包括年齡、性別和民族三個變量；（2）原生家庭，包括成長環境、父母受教育水平、父母工作性質、獨生子女、原生家庭階層七個變量；（3）主觀認知，包括社會信念（信任與公平感）、父母權威認同（教養方式）和自我健康感知（身心狀態）三個變量。CGSS2017提供的對原生家庭環境若干變量的題設條件為受訪者于14歲前的狀態。按照我國學制，這一節點是受訪者自然選擇是否接受高等教育變量處理的時期，因而相關數據適合作為協變量參與計算。協變量的具體說明如表1所示。

表1 協變量說明

（四）分組設計

高等教育招生政策與國內外經濟態勢同樣是不可忽視的外部影響要素。高等教育招生政策的調整往往與經濟發展需求耦合，共同對個體的受教育機會、教育回報以及主觀幸福感產生影響。但與協變量不同，這兩種因素并不因受訪者的差異而變化，這就要求研究進行時間序列的分組設計。立足本研究目的，我們期望在準確得到總體的高等教育對主觀幸福感凈效應的基礎上，進一步了解近一段時期高等教育致幸福的能力，便于借鑒相關的幸福理論做出科學解釋和形成教育建議。這也對分組設計提出了需求。

從招生政策看，我國于1998年和2008年前后提出高校擴招與適當控制招生增長的要求。從經濟發展看，2002年至2010年間，我國GDP增速基本保持在兩位數以上，進入高速發展期，并在2010年左右進入經濟轉型期。基于以上分析，本研究以2000年和2009年為界，設計了三個研究分組：（1）G1組，為全體樣本組，以反映高等教育對主觀幸福感的總體影響；（2）G2組，為2000年后樣本組，以反映高等教育擴招后高等教育對主觀幸福感的影響；（3）G3組，為2009年后樣本組，以反映近一段時期高等教育對主觀幸福感的影響。

四、研究結果

（一）主觀幸福感在主要變量上的差異分析

1.描述性統計與匹配前平衡性檢驗

為檢驗協變量和因變量在控制組與處理組之間是否存在顯著差異，我們對全部樣本進行了描述性統計，并對組間差異進行了顯著性檢驗，結果如表2所示。

表2 描述性統計與匹配前平衡性檢驗

可以看出，個體在完成中等教育之后是否繼續接受高等教育，在原生家庭、主觀認知兩個維度的諸多變量上存在明顯異質性。除社會信念變量外，個體童年時的父母受教育水平、家庭結構、成長環境以及逐漸形成的親子關系認識，都極有可能影響個體是否接受高等教育。具體來說，那些繼續接受高等教育的個體，更多的是來自父母受教育水平相對較高、工作性質更加穩定也更受社會大眾認可、實力較強、生活環境較好、子代結構簡單的家庭，并且這些個體表現出了更多的親社會和民主家庭關系認知傾向。在個體特征維度上，年輕人接受高等教育比例更大，但在男女占比與少數民族占比上并沒有表現出明顯差異。在主觀幸福感上，處理組評分略低于控制組，這種差異呈現出顯著性（p＜0.05），非常值得我們進一步采用PSM的方法來探究高等教育對主觀幸福感的影響凈效應究竟如何。

描述性統計與匹配前平衡性檢驗數據結果表明，絕大多數變量在控制組與處理組之間存在顯著差異，證明了協變量選擇具有科學合理性。但是，單純的獨立樣本檢驗結果并不能可靠地說明造成接受高等教育差異的因素是哪些，以及這些因素的影響程度如何。因此，本研究繼續使用Logit模型進行回歸計算。

2.傾向指數估計：Logit 模型

進行Pearson相關檢驗和VIF共線性診斷，確定變量間不存在明顯多重共線。對G1、G2、G3三個組的協變量進行Logit回歸，以估計偏差程度，數據結果如表3所示。

表3 Logit估計結果

結果表明，Logit回歸擬合度良好，說明本研究所選擇的協變量對個體是否接受高等教育具有較強的解釋力。在個體特征維度上，年齡依然是唯一的顯著性變量，即出生越晚的個體，接受高等教育的可能性越高，但這種預測能力在后兩組特別是G2組較低，反映了擴招以來，高等教育更具開放性與包容性；在原生家庭維度上，父母受教育水平明顯高于父母工作性質帶來的影響，而母親方面的影響顯著高于父親方面的影響，特別是母親的受教育水平對個體是否接受高等教育的影響系數和顯著水平始終保持在高位（p＜0.001）。此外，是否獨生子女和成長環境對是否接受高等教育的預測水平逐漸減弱，并在G3組呈現完全不顯著結果，說明近年來多子女家庭和鄉鎮區域學子的求學條件和高等教育機會得到明顯改善；在主觀認知維度上，社會信念所反映的親社會意識傾向對個體是否接受高等教育預測明顯，父母權威的影響在逐漸降低。Logit估計結果既表明了所選取協變量的合理性，又表明了在不同的時期協變量產生著不同的作用。因此，如果采用傳統的OLS進行回歸分析，必然存在嚴重的自選擇問題，導致回歸結果偏誤，非常有必要以上述協變量計算得到的傾向值為依據進行匹配分析，以有效解決自選擇偏差。

（二）高等教育對主觀幸福感的凈效應估計：PSM模型

1.匹配效果：平衡性檢驗與共同支撐域檢驗

本研究以Stata15為計算工具，采用1∶1近鄰匹配法對樣本進行匹配。為檢驗匹配結果的可靠性以確保匹配質量，需進行協變量平衡性檢驗和共同支撐檢驗。首先使用pstest命令檢驗平衡性，可以發現三個樣本組協變量標準化偏差大幅度縮小，組內偏差均值小于10%，且絕大多數t檢驗結果不拒絕處理組與控制組無系統差異的原假設，滿足平衡性檢驗要求。然后使用kdensity命令生成傾向指數擬合值的分布圖（如圖2），以檢驗匹配后的共同支撐域。可以看出，匹配后的處理組與控制組之間的重合區域有了更大范圍的重疊，而且多數觀測值處于共同的范圍之間。G1、G2、G3三個組的總體匹配情況如表4所示。

表4 PSM匹配情況

2.匹配結果：效應量估計與穩健性檢驗

PSM使用平均處置效應（ATT）來反映處理組與控制組的樣本匹配后自變量對因變量的影響程度，在本研究中，即為接受高等教育對主觀幸福感的效應量。傾向匹配估計結果如表5所示。

表5 傾向匹配估計結果

數據表明，首先，三個組內部的匹配前后效應值出現了明顯變化。當未進行傾向匹配時，各組平均處置效應ATT和t值均為負值，而進行傾向匹配后則全部變為正值，這意味著當控制了個體特征、原生家庭、主觀認知等一系列可能造成內生性和自選擇問題的變量時，高等教育對主觀幸福感呈現出正向積極的預測趨勢，然而這一預測關系在非傾向匹配的實證研究中很有可能是負向消極的。其次，G1組匹配后的處理組主觀幸福感數值平均高過未處理組2.8%，并在5%水平上達到顯著，且接近1%的水平，這說明從長期來看，我國高等教育確實起到了顯著提升個體主觀幸福感的作用。再次，相比G1組結果，后兩組樣本匹配后的ATT和t值依次降低且逐漸不顯著，特別是G3組的ATT僅有0.4%，這表明近年來高等教育對主觀幸福感的積極預測上出現了弱化傾向，這一結果為高等教育敲起警鐘。在新的歷史時期，高等教育已然走到一個重要的變革關口。

為保證結果的穩定性，需要在使用一種匹配方法得到ATT后再次使用其它類型匹配方法進行穩健性檢驗，如果結果差異不大，則說明研究具有良好的可信度。本研究采用一對多（1∶2）近鄰匹配、半徑匹配和核匹配三種方法進行穩健性檢驗，結果如表6所示。可以看出，三種穩健性檢驗方法產生的匹配后結果與匹配前依然存在上文所述的現象，且與1∶1近鄰匹配后的結果在預測方向、顯著性水平上保持一致，效應值差別也不大。因此，可以認為本研究結果具有良好的穩定性。

表6 穩健性檢驗結果

五、結論與思考

（一）結論

本研究嘗試以社會實驗的研究思路，使用PSM對內生性問題進行有效控制，在不同時間序列上計算高等教育對主觀幸福感的作用量，以直接得到兩者之間的凈效應。通過研究，我們獲得了以下結論：

結論一：我國的高等教育事業整體上促進了居民的主觀幸福感。

對三個組的檢驗結果表明，高等教育對主觀幸福感的影響均為正向效應，雖然后兩組的檢驗結果并未達到更加理想的顯著性水平，但考慮到G1組涵蓋了本研究全部樣本，且G2組的效應值與G1組相接近，并在0.1的水平上達到顯著，我們得出這一結論。借助前兩組數據可以推斷，高等教育在過去相當長的歷史時期內，為主觀幸福感的增長提供了不低于2.7%的貢獻率。本研究還發現，如果不進行匹配處理，就相當于是在忽視自選擇等內生性問題的情況下研究這一話題，則會得出負向效應或非顯著性影響的結論。試想，如果沿著這樣的數據結果而得出“幸福悖論”的結論，貌似和社會上存在的一些對高等教育的負面認知相吻合，但實則是不恰當的數據處理造成的。正如許多學者所認為的，經濟條件從來不是主觀幸福感的決定性因素，而個體在成長過程中所處的文化背景和形成的幸福觀更為重要[34-35]。這些成長過程中的因素，對個體的高等教育機會同樣產生了重要作用，因此也是在探討本話題時最應當被控制的，而社會上存在的對高等教育的一些諸如讀書無用、越學越累的偏頗印象，也自然成為自選擇偏誤所造成的認知怪圈結果。

結論二：擴招后高等教育致幸福能力呈現先升后降的作用趨勢。

從主觀幸福感均值看，三個組匹配后未處理組數值先降低后升高，處理組則依次降低，這種變化也反映在效應值、標準誤和顯著性水平上。可以看到，G2組（ATT=2.7%）高等教育貢獻率雖然保持了與G1組（ATT=2.8%）近乎相同的水平，但由于G2組主觀幸福感波動過大，造成標準誤差較高（SE=1.106），進而導致了顯著性偏低。而從G3組的數據可以發現，高等教育的貢獻率大幅度降低，且呈現更嚴重的波動性（SE=1.367），這些影響都造成了G2組效應值降低和檢驗不顯著的結果。結合樣本量情況可以推斷，擴招實施后到2009年前的一段時期，高等教育對主觀幸福感的作用能力呈現了先上升、后下降的趨勢。這一結果在一定程度上削弱了文憑貶值必然導致主觀幸福感降低觀點的現實可信性。擴招雖然引發了文憑貶值[36]，卻也同時促進了高等教育普及和更多元的文化價值認同。不難想象，相比較富裕家庭，貧困家庭對教育回報降低更敏感，但縱向的同質化比較，貧困家庭相較未擴招時更容易獲得教育機會，伴隨交往群體的擴大和高等教育的持續影響，也更容易使這些個體逐漸降低對經濟回報的期望，或是形成一種不以經濟回報為主要幸福衡量指標的幸福觀。本研究選擇了控制這些更具外部性的因素，以使個體能夠在高度同質性的區間進行比較，進而能夠得出這一結論。

結論三：近年來高等教育致幸福能力處于歷史較低水平，需警惕幸福陷阱。

G3組效應值（ATT=0.4%）表明，高等教育對主觀幸福感的正向影響效應非常微弱。為進一步確保這一結果具備可信性，本研究在完成穩健性檢驗的同時，另采用了兩種措施進行延伸探索：一是增加了對2010、2011和2012年后取得最高學歷的樣本分組，并對分組進行了簡單PSM分析（匹配數量N＞300），結果發現ATT均在0.5%以下，甚至出現負向結果；二是采用多元線性回歸對G3組樣本進行分析，同時增加受高等教育影響的個體工作性質、收入、保險及新生家庭情況等9個后續型變量，按原協變量和新增協變量分組，采用步進方法納入回歸方程，發現高等教育對主觀幸福感存在負向不顯著影響（β=-0.088，t=-0.813）。由此可見，近一段時期以來，高等教育未能充分發揮促進個體幸福的功能，同時也表明，在我國的不同歷史時期和社會發展階段，高等教育在促進個體幸福感上發揮的作用存在明顯差異。

（二）思考

上述結論表明，我國高等教育在擴招前和擴招后的十年內，對主觀幸福感的貢獻率保持在一定的高位水平上，并曾一度在擴招前期呈現上升趨勢，后逐漸下滑，近年來保持在較低水平上。結合我國經濟發展態勢以及高等教育回報趨勢看，這一現象看似并不合理。因為即使是在近十年的經濟調整期，我國的經濟增速和教育回報率依然不低于擴招前相當長的一段歷史時期。為此，我們借助自我決定理論為基礎的幸福感分析框架，就本研究結論所反映的現象尋找答案。

自我決定理論認為主觀幸福感的產生通常首先依靠外控刺激，在短時期內產生積極情緒，而后主要依靠內部動機促進個體精神完滿，獲得持續的幸福感受。可見，這一理論并不割裂享樂主義的物質需求滿足與理性主義的精神需求滿足之間的關系。就高等教育而言，它不僅賦予了個體滿足需要的能力，而且帶來的理性智慧同時促進了內部動機的發展和自主意識的生長，使個體突破原始的享樂主義幸福觀念，在發展為理性主義幸福觀的過程中獲得持久幸福感。基于這樣的理解，我們從物質滿足、精神滿足和幸福判斷三個角度分析個體心理、教育環境和社會文化層面發生的變化，呈現上述看似矛盾的現象背后存在的原因。這也是本文在對高等教育致幸福的凈效應評估研究基礎上產生的一些有益的思考。

首先，從物質需求滿足角度看，存在高等教育回報紅利的心理適應現象。研究表明，擴招政策的實施使高等教育回報在短期內得到快速提升，之后出現一定程度下降。但相較擴招前，即使是在擴招后期，高等教育回報率的提升依然明顯，且城鄉回報差異得到有效縮小[37]。然而，這種更高的回報率并沒有長期預測生活滿意度的提升。也就是說，在經歷了高等教育高回報紅利之后，社會大眾產生了高水平的高等教育回報適應心理，即使高等教育維持著高回報率，卻依然難以在物質需求滿足上維持個體的主觀幸福感。甚者，一旦回報出現下降趨勢，則會顯著拉低主觀幸福感。此外，由于擴招造成的高等教育人才積累，于普通高校畢業的學生難以建立對中等學歷畢業勞動力的就業優勢[38]。這意味著個體如果想要維持預期的教育回報，則需要付出更多努力和接受勞動市場篩選，會感受到更多外部控制壓力，更難以感受到物質滿足帶來的積極情緒和產生追求精神滿足的欲望。因此，在紅利適應心理現象以及外部控制壓力增大的條件加持下，擴招后高等教育致幸福能力呈現了先升后降的趨勢。

其次，從精神需求滿足角度看，存在高等教育品鑒效應放大問題。品鑒效應（Connoisseur Effect）是由邁克洛斯在教育領域發現并得到認可的一種知識供應量、個體學習量與個體教育滿意度成反比的現象[1](P363)。這種不滿意現象來源于個體在學習過程中投入了精力成本來獲得一項能力，但最終發現，這項能力沒有帶來區別于未投入精力者的發展回報，使個體產生能力上的挫敗感。這對應了自我決定理論中的能力感缺失。我國高等教育在相當長的一段時期實行了畢業分配制度，在高校擴招后十年間，經濟高速發展也為畢業生提供了足夠物質基礎和自主發揮空間。然而，伴隨著社會變革速度加快，競爭日趨激烈，高等教育專注于提供更多種類和更加復雜的知識內容以求培養更優質的人才，但在學業、就業指導缺位和專業、職業相分離的背景下，個體受教育目標不清晰，精力投入不聚焦，導致出現什么都想學、什么都沒學好的現象。當個體進入社會后則會產生嚴重的不匹配感，產生能力懷疑[39]，進一步放大品鑒效應，使得本來能夠有效維持幸福感的能力感更加難以形成。這也就解釋了為什么高等教育教學雖然在不斷改革，提供了更加豐富的學習內容和形式，但近年來其致幸福能力卻維持在一個較低的水平上。

最后，從幸福價值判斷角度看，存在社會文化轉型帶來的幸福認知偏誤問題。通常認為，個人主義傾向的個體為自己的目標和愿望奮斗，并將幸福建立在追求更高的個人目標上，更容易視物質需要滿足為幸福，因而對教育回報等經濟因素更敏感；集體主義傾向的個體把群體目標看得更重，并將幸福建立在實現群體目標和獲得群體支持上,因而更加在意社群交往、歸屬感帶來的情感幸福，也能夠降低教育回報下滑對幸福感的影響[40-41]。在自我決定理論看來，個人主義與集體主義文化影響的幸福認知并不互斥，但極端個人主義造成的高度關注物質財富追求問題，終會有損幸福感和自我實現[42]。我國具有高度集體主義的文化傳統，伴隨世界文化深度交流，出現了集體主義向個人主義的文化轉型，也帶來了一些負面影響，如不少個體和組織群體出現了重利輕義、先己后人的現象。有研究發現，這種文化轉變確實抑制了國家集體層面上的發展成果對個體主觀幸福感的影響[43]。因此不難想象，即使近十年來的高等教育與擴招前相比回報率相近，且社會發展取得了更矚目的成就，但由于人們越來越關注那些實利要素，忽視了社會性、交往性情感發展帶來的積極感受，最終難以獲得完滿的自我實現和持久的幸福體驗。

單純的教學未必促進人的幸福，但面向全面發展的人的教育必然可以[44]。雖然本研究在更長的時間序列上論證了高等教育對主觀幸福感的預測作用，但我們依然能夠看到這種作用的強度在逐漸降低，這是應當予以反思的。幸福是物質與精神、感性與理性、付出與回報、個體與群體的多維統一，是帶有崇高理想的勞動實踐結果，而高等教育通常是個體投入社會生產前的最后學習階段，因此也是樹立正確幸福觀的關鍵時期。為應對諸多的社會性問題帶來的困擾，有必要加強理性主義幸福觀建設，將積極心理學的幸福教育元素融入到學業與就業指導工作中，讓幸福教育走在幸福之前，以避免未來可能出現的高等教育幸福陷阱。