人力资本投资风险与教育选择——基于个体风险态度的研究，本文主要内容关键词为：投资风险论文,人力资本论文,个体论文,态度论文,风险论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：G40-054 文献标识码：A 文章编号：1671-9468(2010)03-0150-14
一、问题的提出
自人力资本理论创立以来，其收益研究得到了学者们的普遍关注，但人力资本投资风险问题却在大部分时候被忽略了。个人在做教育决策时，教育投资所能带来的未来收益是需要考虑的一个重要因素，而投资所可能产生的风险对教育选择也同样重要，尤其是在进行高等教育投资时。Dominitz和Manski计算了美国威斯康辛州的高中生对于完成大学教育的预期收入分布的方差，发现学生们的平均预期收入的离散度大于大学毕业生的实际收入离散度，这表明个人在进行人力资本投资决策时已经认识到其风险性了。[1]预期收入的确会影响个人的教育选择，但对于风险是否会影响教育选择在已有的文献中却没有得到统一的结论。Carneiro、Hansen和Heckman发现个人在选择是否投资大学教育时，收入风险只起了很小的作用[2]；而Chen通过实证研究则发现，投资大学教育的风险问题和收入不确定性会对上大学的决定产生影响[3]；Nielsen和Vissing-Jorgensen的研究也表明，个人的收入风险的确对教育选择具有显著效应[4]。
人力资本投资风险问题与个人教育决策密切相关。教育选择的不确定性即人力资本投资风险可以分为以下三种：第一，个人不能完成学业。因为很少有学生在入学之前就对所要学习的课程有非常全面的了解，因而他们不能保证自己的能力达到这些课程的要求；第二，完成某种类型的教育后，毕业生仍然不能成为成功的从业者，原因可能是他们并不了解自己在该领域工作的真实能力；第三，个人所选择职业的未来市场价值是不确定的，即存在收入风险。经济周期、产业结构调整等因素可能使高薪行业变成低工资行业，还有可能出现某个行业被新兴行业完全替代的现象。[5]其中，最后一种风险较为普遍，这也是本文研究的主要内容。毫无疑问，学生在做教育选择时或多或少会意识到这些风险，因而在比较各种选择时也会将这些风险考虑进去。
既然在教育选择中人力资本投资风险是无处不在的，那么传统人力资本理论长时间以来都忽略了这个问题就是不应该的。已有研究也表明，教育是一项有风险的投资。正如上面所提到的那样，个人在做教育决策时并不完全了解自己的能力、学校课程的要求以及完成学业的可能性，因此人力资本投资风险的确是存在的。在进行教育选择时，个体的风险态度对其选择何种类型的教育进行投资也同样有影响。恰如贝克尔所指出的那样，人力资本的回报是不确定的，对这种不确定性的反映，既取决于其性质和程度，也取决于人们的偏好和态度。[6]因此在研究教育选择时也应把个体风险态度考虑进去。到目前为止，国外对人力资本投资风险和教育选择之间关系的研究已经逐步深入，但我国的研究还明显不足。在实证领域，国内只有丁小浩等用实验经济学的方法就有关个体风险态度对其教育和职业选择的影响做了开拓性的研究[7]。本文旨在研究中国的人力资本投资风险与个人对高等教育选择之间的关系，以此抛砖引玉，希望更多的学者关注该领域的研究。
二、基本模型
近年来学者们对人力资本投资风险与个人教育选择的问题进行了深入研究，也采用了多种理论来构建模型。如用期权理论研究教育收益不确定时个人的教育决策问题[8][9]，从学校课程选择的角度采用均值-方差理论来说明个人教育选择的风险问题[10]。这些研究都应用了金融学的理论，本文将在期望效用理论框架下借用Hartog和Díaz-Serrano[11]的模型作为研究我国人力资本投资风险与教育选择的理论基础。该模型以个人接受教育是为了使一生效用最大化为目标，设定期望效用函数，并经过一系列数学变换，得到教育收益、风险以及风险态度对个人教育选择有重要影响的结论。由于篇幅所限，本文对其数理模型并不详加阐述。
在经验模型中，本研究将采用学者们普遍使用的方法，用个人在某种教育程度下所能获得的工资方差的变化来表示人力资本投资的收入风险。本文的目的在于说明我国高等教育的收入风险与个人选择上大学之间的关系。基本方法是基于明瑟方程的回归，在回归时分离出大学教育和高中教育，由此得到大学教育相对于高中教育的回报和风险。具体的步骤和经验模型如下。
第一步，采用明瑟工资方程计算出大学教育和高中教育的回报之比。由于要分别计算大学教育和高中教育的回报，因此明瑟方程中的解释变量只包含工作经验和工作经验的平方项。需要说明的是，之所以没有像以往有关教育收益率的研究中那样对明瑟方程中的收入取对数，是因为我们进行明瑟回归的目的是为了得到收入的比值和收入残差的比值，如果取对数的话就失去了这样的意义，因此使用原始值。此外，明瑟方程中也没有加入行业和所有制等影响收入的控制变量，因为个人在做出教育选择时，并不能确定自己将来能进入什么样的部门工作，因此这种不确定性也应包含进教育投资的风险中，即进入明瑟方程中的残差项。本文所用的回归方程如下所示：
上式中Y表示年工资收入，X表示潜在的工作经验，i表示个人，j表示地区，k表示教育水平(se-高中教育，he-大学教育)。通过式(1)计算回报和风险。我们将不同地区的拥有大学教育和高中教育个体一生收入之比作为高等教育的回报，计算方法见下式：
(2)
上式中，
是从工资方程(1)中所估计出的收入，r是贴现率，下标t表示有多少年工作经验。
接下来，我们将不同地区的拥有大学教育和高中教育的工资方程中估计出的残差的方差之比作为对高等教育风险的度量：
(3)
当回报(Return)、风险(Risk)从工资方程中估计出来后，就可以作为教育选择的probit模型中的协变量。
第二步，引入高等教育选择的probit模型。在第一步中，我们估计出了各地区高等教育回报和风险的数值，在第二步中它们将进入probit教育选择模型中作为影响教育选择的自变量。模型如下：
上式中，X表示其他一些可能影响高等教育选择的因素，如家庭特征、地区特征等，X所代表的具体是哪些变量，将在下一节的实证分析中给出。
三、样本与数据描述
本文实证分析的数据来源于中国社会科学院经济研究所收入分配课题组于2002年针对城镇住户所做的调查。该数据收集了覆盖全国12个省市(包括北京、山西、辽宁、江苏、安徽、河南、湖北、广东、重庆、四川、云南和甘肃)6835户居民家庭的详细信息，是目前公认的较好的微观数据之一。基于本文的分析目的，在上一节的第一步中，只保留年龄在16～60岁的就业样本，不包括在当年有失业经历的人，不包括自我雇用者(即样本中的私营企业主和个体户主)，因为我们不清楚自我雇用者与非自我雇用者之间的收入是否可以比较，且自我雇用者自我报告的收益可能出现更多的测量误差。此外，还除去了工资收入为0的样本，使用年工资收入数据。
以往研究中，对明瑟方程进行估计时，“实际年龄-受教育年限-入学年龄”是国际上对工作经验通用的度量方法，但这与我国工龄的连续计算方式有差异。且如果受教育年限的数据存在测量误差，则也会导致推算工作经验的测量误差。由于本次调查直接询问了调查对象开始工作的年份，因此可以根据这一变量生成其工作经验年限的变量。[2]高等教育是指受过正规高等学校教育所获取的高等教育文凭，不包括成人、函授、培训等形式。因为通过后者投资高等教育其风险较低，一般而言，选择成人、函授、培训等方式获得高等教育文凭的人都已有工作，而且他们获取高等教育的过程通常都不存在前面所说的是否能完成学业的风险，完成教育后也一般不存在是否能找到合适工作的风险。
在probit模型中，我们主要关注高等教育的风险和回报对教育选择的影响。但上大学的教育选择还受到许多其他因素的影响，如大学的招生人数、家庭背景、个人成绩等等。因此在probit模型中加入一系列控制变量，表2中给出了这些变量的构成。家庭背景包括家庭收入、家庭成员数、家庭财产、户主的教育程度，地区特征用各省上一年的每万人的大学招生数[3]来代表，教育质量主要是个人在高中阶段的学习成绩变量。
四、实证结果和分析
(一)高等教育投资收益、风险与教育选择的实证分析
我国教育系统各级教育的年限一般是小学6年(有的地区某些年份实行5年制)，初中3年，高中、中技、中职、职高3年，大学专科2～3年，大学本科4～5年。因此，如果一个小孩6岁开始上小学，那么他完成高中阶段教育的年龄应该是在17～18岁，如果继续上大学，完成学业的时间早的在20～21岁，长的则到22～23岁。
首先，我们用(1)式计算出各地区大学教育和高中教育相比的回报和风险。将2002年全年在工作且有工资收入的16～60岁之间的人分为两个组：通过统招进入大学的组和最后学历为普通高中教育的组。对这两组分地区进行回归，通过回归的估计系数分别计算出各地区大学教育和高中教育的个人终身收入的贴现值，贴现率采用2002年的前五年，即1997-2002年间一年期定期存款利率的平均值，为3.9％[4]。地区回报率是各地区受过大学教育和高中教育的一生收入的贴现值之比，用式(2)计算，分母中的t=42，即高中教育的个体潜在的工作经验为42年，因为一个高中生正常毕业的年龄是18岁，假定60岁退休，他一生工作的时间是42年；类似地，受过高等教育的人一生工作的时间是38年，分子中t=38。地区回报和地区风险的计算结果如表3所示。
接下来，我们将用上表中的回报和风险作为probit模型中的解释变量，看看它们是否对进入大学学习这个选择产生影响。用式(4)的probit模型来估计一个人进入高等教育的可能性。如果一个人完成高中教育后进入了高等教育，也就是他目前的教育程度是大专或大学，包括已毕业的或在读的，那么式中的Prob=1；如果只完成了高中教育(不包括在读生)，则Prob=0。正如前面所分析的那样，一个高中生(中职、中专、中技)正常的毕业年龄应该是17～18岁，若上大学，完成学业的年龄应是22～23岁，因此在第二步中我们选择17～23岁的年轻人样本来估计此选择方程。
把教育选择与所居住地区的不同受教育水平者的收入联系起来是较为合理的估计方法。因为个人一般会从他周围的环境中搜集信息，这些信息会影响其教育选择。因此，我们假定地区环境在个人教育投资的期望收益中起重要作用，这个假定也可以从每年各省在本省和外地招收大学生的比例得到支持。各大学在本地招收的学生通常都高于在外地招收的学生，且有的地方院校这个比例还相当高。我们不排除有一部分人大学毕业后会去外地工作，但从总体上看，我国各地生源毕业生主要选择在本地就业。这也可以从以下数据中得到验证，2004-2008年各地区大学毕业生在本地就业的比例分别为76.7％、77.8％、79.2％、81.1％、82.3％，该数值均在80％左右。[15]
而在解释高等教育决策时使用同时期的信息是较为合理的。另外一种方法是将回报和风险从个人收入信息的面板数据中提取出来，然后利用这些信息解释个人在过去所做的教育选择。但这种方法暗含一个相当强的假定，那就是个体在做教育选择时可以获得研究人员从完成某种教育后个人的收入剖面中所推导出来的信息，而这实际上是不可能的。因此，采用个人做教育选择的同时期信息来分析问题更为合理。
估计普通高中生进入大学的教育选择，采用式(4)的扩展模型：
模型1中Enroll表示各地区每万人高校招生数，Family表示家庭背景的因素，包括家庭收入的对数、家庭成员数、家庭财产、户主的教育水平四个变量，得到的Probit估计值如表4第(1)栏中所示。我们预期回报会对上大学的结果产生正的影响，而风险则应对其有负效应，但实证结果却并非如此。Probit估计的结果显示，风险和回报的系数都为正，且不具有统计上的显著性，说明对于上普通高中的学生来说，决定他们上大学的主要因素并非是高等教育的收益和回报。因此，我们初步认为在这一时期决定普高学生上大学的可能是另外一些较为重要的因素，于是我们加入学生教育质量的变量Eduquality，包括学生成绩和就读何种类型中学的变量，扩展模型1如下：
其probit估计结果如表4中第2栏所示。结果表明，风险和回报的作用仍然不明显。
从模型1和模型2的估计结果中可以发现，一些现实的客观因素是影响普高学生进入大学的可能性的主要原因。在这两个模型中，当地每万人的招生数对上大学的可能性具有正效应，且高度显著。在学生的家庭背景中，家庭成员数越多，上大学的可能性越低，在两个模型中都具有统计显著性，前者在1％的水平上高度显著，后者在5％的水平上显著。这较为符合实际情况，上大学对一个家庭而言意味着在未来几年中有一笔较大的开支，且短时间内无法收回投资。因此，家庭成员越多，上大学的可能性就会越小。家庭财产对结果有正效应，财产给家庭所带来的收入效应可以让家长在子女的教育上投资更多。相比而言，家庭收入的系数虽然是正的，但并不显著。在模型2中，加入的新变量对高中生上大学的影响非常明显。高中成绩在中等以上的学生上大学的可能性比中等及以下成绩的学生显著增加，边际效应为0.2998，也就是说，前者比后者上大学的可能性高出30％。而就读于全国或省级重点中学、地区重点中学的学生上大学的可能性显著高于非重点中学的学生，在县重点中学就读的则不明显。这可能是优质的教育资源大都集中于大城市的重点中学所导致的。
从上述分析中可以发现，对普通高中学生而言，影响他们上大学的决定并非因为他们考虑了高等教育的回报和风险，更重要的是一些客观因素的影响，如家庭背景、招生比例、就读中学的质量以及自己的成绩。由此，我们认识到，对于普通中学的高中生来说，他们完成高中教育后能否进入大学尤其是公立大学学习并非完全出自主观选择，更多是由于制度因素而被选择的结果。因为高校招生制度决定了并非所有想上大学的人都可以进入高等院校学习。1977年我国恢复了高等学校招生统一考试制度，正式的高考制度由此形成。从那时起，普通高中学生必须参加高考才能进入大学学习。因此决定学生能否进入大学的主要原因是高考成绩及招生比例。普高学生从高中进入大学是被选择的结果。事实上，应该将学生对上大学的主动选择提前到初中毕业时。因为初中毕业选择职高、中职、中技的学生实际上就已经放弃了上大学，而上普高的学生之所以上普高就是为了将来能够上大学。因此，我们考虑在高中教育中加入职高、中职、中技学生的样本，包括已毕业的和在读的。
我们仍然采用模型1，只是因变量“是否上了大学”这个变量的样本发生了变化。因变量为1时，样本不发生变化，包括17～23岁之间已毕业或在读的大学生。改变的是因变量为0时，当个人的受教育程度是普高、职高、中职、中技，普高在读的样本被剔除了。如果普通高中学生进入大学更多是被选择的结果，那么将职高、中职、中技学生纳入分析对象后，除了客观原因所决定的上大学的可能性之外，可以考虑其主动选择的成分，那就是高等教育的风险和回报。如果一个初中毕业生选择上普高，其动机就是为了将来上大学，高等教育的风险和回报并不是他们考虑的主要因素，只要将来能考上，就一定会去上。相反，如果一个初中毕业生没有选择上普高而选择接受中等职业教育的话，那他将来通过统招上大学的可能性就相当小了。这一点也可以从我们的样本中找到依据。通过统招上大学的样本数共403个，其中只有23人是从中等职业学校升入大学的，比例不到6％。因此，我们有理由认为初中毕业生在选择接受职业教育时，就已经主动选择放弃大学，可能是由于他们在那个时候就已经考虑到高等教育的回报和风险问题。事实究竟是否如此，还需要进行进一步的检验。
根据上面的分析，我们假定一个人对高等教育的选择在初中毕业时就已经做出了，只是在做实证分析时我们将这种选择视为从高中教育(包括普高、职高、中职、中技)到高等教育的选择。采用模型1，得到probit估计结果如表5第1栏所示。风险系数为负，且在10％的水平上显著。回报的系数为正，接近于在1％的水平上显著。招生比例仍然对上大学的结果有高度显著的影响。与表4中第1栏相对照，加入职业中学教育水平的样本后，家庭背景变量对上大学这一选择的影响有了变化。其中，家庭收入对因变量的影响显著为正，且在5％的水平上显著，财产的影响则变得不明显了。这从另一个侧面说明个人在做高等教育选择时考虑了收入因素，除了当前家庭收入会影响他们做决定之外，投资教育的未来的收入风险也在他们考虑的范围之内。家庭收入越高，越可能选择高等教育；高等教育的收入风险越大，对高等教育的需求就越低。
(二)风险态度对个人教育选择影响的实证分析
风险偏好作为一种主观态度，影响着人们的行为方式。经济生活中个人在做决策时，风险态度往往会起很重要的作用。对风险态度的研究是一个跨学科的问题，心理学、社会学、经济学、管理学均从各自学科的角度，运用相同的或不同的方法，从不同方面对风险态度及人们的行为和决策进行过探讨。许多经验研究中通常都假定个体的风险态度是没有差异的，换句话说，经济学家们一般都假定个人是风险厌恶的。众所周知，风险态度有三种：风险厌恶(风险规避)、风险中性和风险爱好。不同个体之间存在差异，而不同个体的风险偏好也同样会有差异，那么假定所有人都具有同样的风险态度(风险厌恶)显然与现实不符。但如何准确测量个体的风险态度，一直困扰着学者们。
一般而言，研究者通常采用对博彩游戏的保留价格问题来测量个体的风险态度；而通过实验经济学的方法采用真实货币测量个体风险态度所得出的结论可能更能让人信服[16][17]，但由于实验的复杂性、对被调查对象的要求较高以及成本等因素，使得采用此方法较难获取大样本的数据，因此其应用范围受到限制。最近有研究发现，通过对某种情形下风险意愿的自我评估可以获得对风险态度较为准确的测量，个人的行为与相关情景中自己的风险态度具有显著的相关性，比如在健康领域的冒险意愿与抽烟行为、在金钱领域的风险态度与投资行为等。[18]本文通过明瑟方程所得到的教育投资风险是一种市场风险，更准确地说是收入风险，如果上述分析成立，那么与之相对应的风险态度应采用个体对教育投资的支出占其家庭总收入的比重来衡量。但由于现实条件所限，我们无法通过这种方式获取个体风险态度的大样本数据。因此，采用了调查问卷中关于家庭用于购买彩票支出的信息来衡量个体的风险态度。这并不失为一种有效的替代，因为彩票问题一直被认为是能够反映个体风险态度的一种好的测量方式，在Hartog和Díaz-Serrano有关收入风险与高等教育需求的研究中，也是采用个人用于购买彩票的支出占收入的比例来度量风险态度的。但需要说明的是，由于条件所限，本研究所做出的这种替代并非尽善尽美，因此在使用我们的结论时需谨慎。
为了考虑风险态度对教育选择的影响，在基本的probit模型中加入风险态度变量。我们采用调查问卷中购买彩票的支出占当年家庭总支出的比例来衡量风险态度。中国家庭一般不会把彩票作为一种固定投资项目，因此较难从该比值的大小上划分出个体的风险态度。鉴于中国家庭的投资习惯和实际情况，我们对风险态度的测量方式做如下的修正：如果家庭用于购买彩票的支出为0，我们认为他是绝对风险厌恶者，给变量“风险厌恶”赋值1，只要购买彩票的支出大于1，则赋值0。将该变量加入模型后，得到表5中第2栏的估计结果。其他变量的显著性水平没有什么变化，边际效应也只有些微的改变。可以看到，风险的边际效应有少许下降，但仍然保持显著。
“风险厌恶”的系数符号与我们的预期不符，既然高等教育是一项有风险的投资，那么风险厌恶者就应该不愿意去投资高等教育，该变量的符号应该为负才对。但如果考虑到中国与发达市场经济国家的差异，便可以得到合理的解释。首先，我们把影响上大学的选择分为主观因素和客观因素两类。客观因素主要包括我国高等教育招生制度和家庭背景因素，特别是招生制度对个人是否能上大学起了决定性的作用。发达国家由于国力强大，高等教育发展很快，一些国家的高等教育甚至是免费的，因此个人是否上大学往往是自己主观意识的表达，市场因素对他们上大学的选择起着较为重要的作用，他们受诸如招生制度这种因素的制约较少，家庭背景(如收入、父母教育水平等)和大学毕业后所可能面临的风险与收益则会影响他们上大学的决定。与发达国家不同，我国目前的国力和人口状况使得政府没有条件对高等教育实行免费。特别是在扩招之前，高考制度对个人是否能进入公立大学学习起着关键性作用，因此个人能否上大学是由制度因素所决定的被选择的结果。我国高校自1999年开始扩招，十来年的发展已经使高等教育从精英阶段过渡到大众教育阶段，同时社会上也出现了较多的民办高校，个人上大学开始有了主动选择的机会。而市场因素在此过程中也开始显现，个人除了考虑大学毕业生的风险和回报，还会受自己主观意识(如个人的风险态度)的影响。有学者关于发达国家中个人上大学的选择的研究表明，风险厌恶的影响是负的，也就是风险厌恶度越高，个人越不愿意选择上大学。[19]在完全市场化因素的影响下，这样的选择是合理的。但就我国而言，需要具体情况具体分析。我国1992年提出建立社会主义市场经济体制到现在不过十八年时间，目前还处于转轨期，人们的意识还达不到完全的市场化。且劳动力市场仍然存在分割，在城市中还是存在体制内和体制外两个市场[20]，体制内劳动力市场是一个是市场风险的避风港，而通过上大学从而进入体制内劳动力市场的概率更大，因而风险厌恶的个体会更愿意选择上大学。另一方面，中国人的传统观念认为上了大学社会地位更高、收入更高而且稳定，这也会使得上大学成为风险规避者的最佳选择。所以在控制了招生人数、教育质量、家庭背景、大学的风险和回报之后，风险厌恶者比风险爱好者更愿意选择接受高等教育。
(三)进一步讨论
1.回报对教育选择影响不显著的原因：可能的解释
从逻辑上来讲，未来收益对于个人选择上大学的影响应该是非常显著的，但实证结果并没有反映出这一点，虽然影响是正的，但不显著。笔者认为可能的原因如下：对于高等教育选择，本文假定个人是以本地区已经具有高等教育程度的人与具有高中教育程度的人的收益之比作为参考的。因此在第一步用明瑟方程做回归计算教育的收益时，是分地区计算的教育回报。但在现实中，个人做决策时参照的往往是周围人的情况，是一个更微观的范围，而整个地区(直辖市或省)的情况对其做选择的影响可能并不像身边的人影响那么大，在实证分析中我们又无法找出衡量周围人大学收益的方法，只能以该地区为参照标准，因此造成了实证结果中“回报”的系数不显著。
2.未考虑失业风险的影响
人力资本投资风险中除了收入风险，失业风险也是很重要的一个方面。为了得到教育的收益，本研究在选择样本时除去了在当年有失业经历的人的样本，因而将失业风险排除在做教育选择的影响因素之外。按照正常情况来讲，高中教育水平的人比高等教育水平的人失业的可能性更高。这一点也可以从2002年城镇数据的样本总体中得到验证：总体数据中受过高等教育(大专和本科)且在工作或就业的共有3317人，当年部分时间失业的有67人，失业率约为2.0％；受过高中教育(包括普高、中职、中技、职高)且工作或就业的有4171人，当年部分时间失业的有246人，失业率为5.7％，明显高于高等教育的失业率。如果将失业风险考虑进去，个人可能会更愿意选择高等教育。
3.受过高等教育的样本选择问题
图1 受过高等教育的样本的年龄分布
用人们过去的经验作为现在的人做决策的参考，本身是没有问题的，但中国的实际情况可能会使以这种方式估计的结果出现一些偏差。第一步明瑟回归中有高等教育水平的人的年龄分布大致集中在30～45岁之间，年龄结构如图1所示。由此可以推算，他们进入大学的时间约在1979-1990年，那时我国正处于计划经济向市场经济转轨的过程，这一阶段高等教育的成本主要还是由国家负担；大学生也不是自主择业，而是由国家统一分配，毕业后大都在国有部门工作。因为没有建立市场经济体制，虽然已经开始转轨，但实际上社会中各个部门还留有较多计划经济体制的痕迹。计划经济的一大特点就是工资制度僵化，各部门间的收入差异较小，因此那时的大学毕业生的教育收益率是偏低的。由此可能造成大学教育的回报对个人选择高等教育的影响没有预期的那么大。
五、总结
本文就高等教育的回报和风险对个人选择上大学的影响进行了实证分析。经验研究主要分两个步骤来完成：首先，将大学教育和高中教育的样本分开，然后用简单明瑟方程分地区计算出大学教育相对于高中教育的回报和风险，以此作为下一步个人做教育选择的依据；第二步，选择17～23岁的年轻人的样本，寻找影响他们选择高等教育的因素。结果表明，如果年轻人数据只用普通高中生样本的话，大学教育相对于高中教育的回报和风险对他们选择上大学没有明显的影响；如果将中等职业教育加入年轻人样本中，则会发现风险对他们选择上大学具有显著的负效应，而回报具有正的影响，但不显著。第三，加入个体的风险态度，在控制其他一些变量后，发现风险厌恶者比风险爱好者更愿意选择上大学。需要说明的是，上述实证分析是在只考虑教育的货币收益的情况下所得出的结论，然而如果个人在做教育选择时考虑到了教育的非货币收益的话，比如通过接受更多的教育能提高个人生活质量、应对未来变化的适应能力等，那么他更可能选择接受高等教育。但由于在实际中对教育非货币收益数据的测量和获取存在很大困难，因此一般来说实证研究只能局限于使用货币收益，所以在理解我们的研究结果时应考虑到其适用条件。此外，由于现实条件所限，对个体风险态度的测量未能使用理想的方法，因此在应用本文的结论时要注意其适用范围。
通过上述实证分析，我们可以得到以下几点结论。第一，对中国的普通高中学生而言，能否上大学是一种被选择的结果，高考制度是决定能否上大学的关键性因素，因此对上大学的主动选择实际上在选择接受何种中等教育时已经做出了。第二，加入中等职业教育程度的年轻人样本后，发现高等教育的风险和回报确实对上大学的选择产生了影响，这较为符合市场经济的规律。这两个相互联系的结论实际上暗含了一些政策含义，那就是我国所实行的高等教育制度实际上没有完全给予学生自主选择高等教育的权利，需要对高考制度进行一些合理的改革或创造外部条件(如鼓励开办更多的民办高校)给学生更多的自主选择。第三，风险厌恶者更偏好选择接受高等教育跟我国劳动力市场的分割密切相关。如果高等教育相对于中等教育有更大的风险，那么风险厌恶者会不愿意选择接受高等教育，但实证研究得到的结论却恰恰相反。这是因为接受高等教育较大程度上决定了个人将来在劳动力市场上的位置。到目前为止我国还没有形成一个统一的、完全竞争的劳动力市场，制度性因素会影响人力资本投资的收益和风险。在一个存在制度性分割的劳动力市场中，劳动者在体制内和体制外劳动力市场所面临的风险和收益是不一样的。体制内劳动力市场风险低、收入稳定，体制外的劳动力市场则风险较大、收入波动大。风险厌恶者更倾向于选择收入稳定的行业，而大学毕业生更容易进入体制内劳动力市场，因此风险厌恶者更愿意选择接受高等教育。从另一角度来看，这也是造成目前大学生就业难的一个重要原因，一些大学生就业时只以进入体制内单位为目标，但这些单位吸纳大学生的能力较小，不能进入的大学生宁愿选择暂时失业或继续接受更高一级的教育，也不愿意去小企业就业，这样无助于缓解大学生就业难的问题。因此，建立统一的劳动力市场，消除高等教育投资的风险与收益的体制内和体制外差别，从而达到完全按市场的方式来配置人力资源是政府相关部门迫切需要解决的问题。只有这样才可能使大学生按照市场规则去寻找自己合适的工作岗位，发挥出人力资本应有的作用。
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