高?！百Y助包”激勵學生全面發展了嗎？
——基于J省10所高校4 518名學生的驗證

杜建賓

（南京理工大學科學技術研究院，江蘇南京 210094）

黨的十八大以來，我國高校學生資助進入“黃金時期”，資助普通高校學生累計達5.06 億人次，金額累計9 660.8 億元，其中2021 年資助普通高校學生達3 925.77 萬人次，資助金額1 450.40 億元，是2007 年新資助體系建立之初的5.3 倍（數據整理自全國學生資助管理中心《2007 年全國高校家庭經濟困難學生資助工作情況》以及2012 年至2021 年中國學生資助發展報告），高校學生資助已經成為一項重大民生支出。十年間，涵蓋本?？埔约把芯可A段資助項目不斷完善，資助項目涉及國家獎學金、國家助學金、國家勵志獎學金、助學貸款、學費減免、學費代償等，從而形成國際經驗和本土特色相結合的“資助包”（Xie et al，2020）[1]。2017 年4 月，財政部、教育部等四部門明確提出學生資助要做到對象精準、力度精準、分配精準和發放精準。2017 年12 月，教育部黨組明確提出構建物質幫助、道德浸潤、能力拓展、精神激勵有效融合的“資助育人”機制。作為高等教育成本分擔的重大實踐，高校學生資助不僅是扶持弱勢群體推進教育公平的重要途徑，歸根結底還是一項重大的經濟行為。從投入產出的視角審視高?！百Y助包”對學生全面發展的激勵效應，理應成為精準資助育人的邏輯必然。

近年來，關于高?！百Y助包”是否促進學生全面發展的研究還較少，有關資助績效的研究主要集中在資助與學業成就、資助與就業擇業、資助與健康成長等問題。關于資助對于學生學業成績的影響，鮑威等（2015）發現，贈予型獎勵資助對學業成就影響最大，滯后支付型貧困資助和贈予型貧困資助的作用則明顯低于前者，滯后支付型貧困資助對學業表現具有抑制作用[2]；李鋒亮等（2015）的研究得出類似結論，獎學金能夠有效提升學生學業成績，但是助學金的效果并不顯著[3]；Huang et al（2018）得出相同的結論，助學金和助學貸款并不能提升學生的學業表現[4]。關于資助對于學生擇業就業的作用，蔡穎（2017）對貧困生和非貧困生起薪差異的研究發現，現有資助政策在消除就業歧視方面效率不足，并未有效提升學生就業競爭力[5]；曲垠姣等（2018）則認為國家獎學金、國家助學金、勤工助學以及適合額度的助學貸款對學生就業具有顯著的促進作用[6]；朱嘉蔚等（2020）發現“獎勵型”資助對于人力資本提升效果最為顯著[7]。關于資助與學生健康成長，Wang et al（2013）發現，所有貧困生經濟和心理壓力在獲得資助后得到緩解[8]；武立勛等（2016）發現，74.39%的經濟困難學生認為資助對個人成長成才具有促進作用[9]；張林等（2018）發現“報償-培養”性質的資助對學生的核心能力具有顯著的激勵，但其他類型的資助效果并不顯著[10]；Han et al（2020）發現免費師范生資助項目有效提升了教師選拔和培養工作[11]。黃維等（2022）就大學生資助對于政治信任水平的影響做了實證研究，獎學金類等無償型資助能夠顯著提升政治信任水平[12]。上述文獻是有關資助效果最具針對性的實證研究，但是囿于研究對象、研究方法和工具的差異，不同的研究共識和分歧并存?？傮w來看，上述研究主要從政策執行的層面考察資助績效，較少從學生學業特征的微觀層面探究政策目標的偏離機制。

一、資助激勵機制的經濟學解釋

從微觀角度討論學生學業行為與資助激勵機制，是本研究極其重要的邏輯起點。理論上，高校學生的學業行為近似于“生產”行為，“學業成績”是其最基本的“產品”，也是獲得各類資助的必要條件。隨著資助實踐和理論研究的深入，高校學生資助的政策目標越來越關注“人的育成”與“學生對美好生活的追求”，呈現出從一元走向多元、從濟困走向育人、從保障性走向發展性的總體特征（李瓊，2021）[13]?，F實中，學生的“生產”過程不僅產出學業成績，還包括人際交往、文藝和體育、社會實踐和課外科技創新等能力的提升，即“德智體美勞全面發展”。由此，可以將學生“生產”的另一種產品界定為更具發展性特征的“綜合素質”，從而得到學業行為的“生產可能邊界”曲線（如圖1）。圖1 中，ABCDE 曲線代表學業成績和綜合素質的各種可能性組合，并且以C 點為閾值分為ABC 和CDE兩個部分。在ABC 曲線上，由于范圍經濟效應的存在，學業成績和綜合素質呈現顯著的互補關系。這一階段的學業過程更加近似高校低年級學生或者某一類十分注重學業成績和綜合素質的學生，其中就包括將獲得資助作為重要學業目標的學生。在CDE 曲線上，隨著范圍經濟效應消失，學業成績和綜合素質之間呈現出明顯的替代關系。這種情形在高校高年級學生、研究生或者某一類并不注重學業成績和綜合素質的學生中較為常見。鑒于學業成績和綜合素質之間動態關系對高校學生資助目標瞄準性的基礎性影響，筆者將這一互補-替代關系定義為學業行為特征。

為厘清學生資助的激勵機制，筆者在上述分析基礎上引入學業行為的邊際成本曲線（如圖2）。在圖2中，C′(′X)為學生單純為了提高綜合素質而不考慮學業成績的一條邊際成本曲線，是一條假設出來的參照曲線；C(′X，Y) 為學生兼顧學業成績和綜合素質的邊際成本曲線；C′(X)和C′(X，Y)遞增并相交于N 點。在N 點左側，由于范圍經濟效應存在，學業行為呈互補特征，C′(X)＞C′(X，Y)；在N 點右側，由于范圍經濟效應消失，學業行為特征呈替代特征，即C′(X)＜C′(X，Y)。在此基礎上，引入學生受資助后學業行為邊際成本曲線Cs′(X，Y)。由于資助政策的實施，學生的邊際成本從C′(X，Y)下降為C′s(X，Y)，學業成績和綜合素質互補-替代關系的臨界點從N 點轉移到P 點，學生在提升學業成績的同時獲得更多的綜合素質。然而，由于“生產可能邊界”的約束，在P 點右側，學生將繼續面臨學業成績和綜合素質的替代關系。這意味著現行資助體系中的剛性資助項目只能暫時降低學生提升綜合素質的邊際成本。

圖2 學生學業行為的邊際成本

二、經驗驗證

（一）數據來源

本研究以整群抽樣的方式確定樣本，以J 省內10 所不同類型高校的200 個三年級班級為調查點，涉及經管文法理工農等專業，被抽中班級的全班學生接受問卷調查?？偟膶W生樣本數為6 123 組，剔除學籍異動或數據不完整樣本后獲得有效樣本4 518 組。

（二）變量描述

被解釋變量包括：（1）學業成績，即第二學年各門課程加權平均分；（2）綜合素質，即第二學年綜合素質測評成績。目前，高校對于學生能力的監測主要通過學生綜合素質測評或“第二課堂”成績單來實現，二者總體上從德智體美勞等方面對學生的能力素質進行比較全面的記錄，而且可以量化。鑒于各高校對于學生綜合素質測評或“第二課堂”成績計算的方式存在較大差異，本研究在原始成績基礎上進行標準化換算。

解釋變量包括：（1）控制變量，由生源地經濟情況、學生家庭情況、高校情況、學生個人情況等組成；（2）學生受助情況，包括獎學金、助學金、助學貸款、校園勤工助學以及其他補貼等，以第二學年實際金額為準；（3）額外經濟來源，即學生在第二學年學費、住宿費、生活費以及各類資助以外的收入，如親友饋贈、校外兼職等；（4）學生學業行為特征，若學生第二學年學業成績和綜合素質成績均進入班級前30%即為互補關系，否則為替代關系（見表1）。

表1 變量描述及其數字特征

（三）基于PSM 方法的高?！百Y助包”的總體有效性驗證

本研究采用傾向得分匹配方法（PSM）對“資助包”的總體有效性進行驗證。通常情況下，資助政策效應的測量會受到多種因素干擾，PSM 可以有效減少數據偏差和混雜變量影響，在實際樣本的基礎上進行模擬仿真，運用反事實推斷的方式對實驗組和對照組進行更合理的比較。

1.PSM 匹配結果

筆者首先進行PSM 匹配及平衡性檢驗，以考試成績Scores 和綜合能力Ability 作為結果變量繪制核密度圖，檢驗樣本匹配后的共同支撐域。從圖3 和圖4的核密度圖可看出，處理組與控制組的傾向得分存在較大范圍的重疊，匹配效果良好。

圖3 匹配前的核密度圖

圖4 匹配后的核密度圖

2.學業成績和綜合能力的平均處理效應

測算學生是否受到資助對學業成績和綜合能力的平均處理效應報告在表2，可以看出本研究選取的4 種匹配方法得到的結果基本一致，表明匹配估計的穩健性良好。經過傾向得分匹配模型估計，學生是否受到資助對學業成績影響的凈效應為78.2661，這一結果表明學生受到資助后學業成績提高78.27%。學生是否受到資助對綜合能力影響的凈效應為12.5783，表明在學生受到資助后綜合素質成績提高12.58%。這一結果表明，“資助包”總體上能夠促進學生學業成績和綜合能力的提升，但是與學業成績的激勵效應相比，對學生綜合素質促進較弱。

表2 學生成績和綜合能力的平均處理效應

（二）基于最小二乘法的“資助包”的弱激勵性驗證

1.參數估計結果

首先運用普通最小二乘法對（13）式和（14）式進行估計，結果報告在表3 中OLS I 和OLS II 列。按照Baltagi（2006）關于雙向因果關系所引發的內生性解決辦法[14]，不再對普通最小二乘法估計結果進行Huasman 檢驗，而是直接引入工具變量進行二階段最小二乘法估計。按照De Giorgi（2020）[15]在學習和消費過程中同儕效應研究中的工具變量選取思路，將同一時期內學生同伴受助情況以及學生其他時期受助情況作為工具變量：（1）Financial0，表示同一年度內某一學生學業成績或綜合素質班級排名相鄰的同學的受資助情況（是=1，否=0，以2021 年實際情況賦值）；（2）Financial-1，表示某一學生上一學年是否獲得資助（是=1，否=0，以2020 年實際情況賦值）；（3）Financial+1，是學生下一年度是否獲得過資助（是=1，否=0，以2022 年實際情況賦值）。二階段最小二乘估計結果報告在表3 中IV I 和IV II 列，弱工具變量檢驗結果報告在表4，可以看到3 個工具變量均在10%及以上水平顯著，Cragg-Donald Wald F統計量均顯著，說明不存在弱工具變量問題。筆者極為關注“資助包”各類資助項目對學業成績和綜合素質的影響程度，故運用White 加權法，以殘差絕對值平方根為權重進行二階段回歸，結果報告在WLS I 列和WLS II 列，估計結果均在1%～5%水平上顯著，R2接近或等于1。

表4 弱工具變量檢驗結果

2.“資助包”各類資助項目的激勵效應

本研究格外關注學生受助情況（Financial）對于學生學業成績和綜合素質的影響。從WLS I 和WLS II可以看到，獎學金（Scholarship）、助學金（Stipend）、助學貸款（Loan）、其他校內資助（Otheraid）對學業成績的影響均在1%水平上顯著，4 類項目系數分別為7.4277、8.4731、4.4430、4.3588，表明高校資助體系在總體上確實促進了學生的學業成績，其中助學金的激勵效應最強，其次為獎學金、助學貸款、勤工助學等其他資助；對綜合素質的影響均在1%水平上顯著，系數分別為6.0142、1.9782、-1.0841、-1.0493，只有獎學金和助學金能夠促進學生綜合素質的提升，助學貸款和勤工助學等資助項目反而抑制了學生綜合素質的提升，只能謹慎地認為命題1 基本成立，“資助包”在總體上提升了學生學業成績和綜合素質，“資助包”當中各類資助項目的激勵效應則需要進一步討論。從WLS I 和WLS II 還可以看到，獎學金（Scholarship）對學業成績與綜合素質的影響效應分別為7.4277 和6.0142，助學金（Stipend）的影響效應分別為8.4731 和1.9782，由此可見，資助項目對于綜合素質的激勵作用明顯小于對學業成績的激勵作用，可以認為現行高校資助體系對于學生的全面發展具有弱激勵性，尤其對學生綜合素質的激勵作用是有限的。

三、結論和啟示

筆者從學生學業行為與高校學生資助的經濟學特征出發，從微觀角度探討了學生學業決策過程中學業成績與綜合素質之間的互補-替代特征，在此基礎上進一步運用10 所高校4 518 名學生數據加以驗證，主要得出以下結論。

第一，可以謹慎地認為現行高校學生資助體系總體上能夠激勵學生全面發展。筆者首先通過學業決策行為對資助激勵機制進行考察，模型推導出高校學生“資助包”能夠降低學業成績和綜合素質的邊際成本，從而激勵學生為了提高學業成績和綜合素質而努力；在此基礎上，筆者運用得分匹配方法對“資助包”總體的有效性進行實證分析。結果表明，學生是否受到資助對學生學業成績和綜合素質影響的凈效應分別為78.2661 和12.5783，“資助包”在總體上能夠促進學生在學業和綜合能力等方面的全面發展。

第二，現行高校學生資助體系在促進學生全面發展方面具有弱激勵性。學業決策行為模型分析表明，由于學生學業決策行為過程中學業成績與綜合素質之間互補-替代特征的存在，激勵效應存在不確定性。得分匹配模型的分析顯示，學生受到資助后學業成績提高78.266%，更能反映學生全面發展的綜合素質提升僅提高12.578%；最小二乘法的估計進一步表明，現行“資助包”的各類資助項目均能提升學生的學業成績，但只有獎學金、助學金等無償資助項目能夠提升學生的綜合素質，助學貸款以及勤工助學等有償或準有償的資助項目反而抑制學生的全面發展。

第三，受助學生的學業行為特征對“資助包”的激勵效應具有重要作用，高校資助體系對學生全面成長激勵不僅取決于資助項目本身，還取決于學生學業過程中學業成績和綜合素質的互補-替代特征。只有學業成績和綜合能力呈互補關系時，學生資助體系的激勵功能才能得以充分發揮；在學業行為特征更具替代性的學生群體中，“資助包”對學業成績和綜合素質的促進作用更容易被削弱。

上述結論意味著，現行高校學生資助體系在精準資助方面仍然存在一定偏差，具有“固定資助金額、固定資助時間、單純獎勵學業成就、主要保障基本生活”等鮮明剛性特點的“資助包”需要不斷優化。要進一步完善基于學業行為特征的資助對象精準識別機制，進一步完善既充分尊重照顧個體差異又重點突出“綜合成就導向”的資助項目體系，進一步優化無償、（準）有償、延遲支付等資助方式以及與之相適應的學生“自主化、多元化、彈性化”資助申請機制，進一步強化資金結構和資助額度科學設置及其投入產出精準評價體系不僅必要而且緊迫。