在經濟學和其他社會科學中，有大量的文獻試圖量化同齡影響對個人選擇的重要性。社交互動的證據表明，影響個人決策的行為預計會“溢出”並影響同齡人的決策。這種溢出效應表明，對影響重要選擇（例如吸菸、大學入學）的課程進行傳統的成本效益分析並不能充分體現該課程的全部優勢，因此這些課程大概率發揮不出其全部作用。此外，社交互動的證據還表明，同齡人群體的構成對於個人和總體成果至關重要。這個發現影響了改變群體組成的政策，例如學校實行公共汽車和優惠券計劃的政策。
不幸的是，儘管在重要的決策（例如大學入學）中發現社交互動的政策意義很大，但準確評估社交互動存在的經驗挑戰也同樣巨大。三個主要困難包括：（1）同伴群體的內生性；（2）分別確定不同類型的社會影響；（3）群體水平的不可觀察因素的存在可能導致對社會影響的虛假估計。前兩個問題一直是當前研究的重點。然而，在同伴效應和社會交往領域中，許多當前研究的關注點是群體層面的不可觀察性問題（Durlauf，2004）。群體水平不可觀察因素的存在可能使研究人員得出實際上存在同時影響所有群體成員成果的“第三因素”時，存在社會互動，從而得出關於社會互動在個人決策中的重要性的錯誤結論。
數據
本研究中的數據來自《青少年健康國家縱向研究》。青少年健康是一項基於學校的縱向研究，涉及青少年健康相關行為及其在成年後的一系列成果。從1994年至1995年向全國代表性的7至12年級學生樣本中進行的學校問卷調查開始，六年後進行了大約一年學生家庭訪問。其他數據來源包括針對父母、兄弟姐妹、同學和學校管理者的問卷。根據設計，“添加健康”調查包括一個按地區、城市化程度、學校類型、種族組合和規模分層的樣本。已有的數據庫（例如人口普查數據）已與樣本中的個人相關聯，並提供有關鄰里和社區的信息。在完成第1階段和第3階段調查的14,000多人中，約有13,500人具有有效的學校識別碼並報告了他們的教育程度，還有將近11,000的人報告了父母對1階段中就讀大學的期望。研究者包括個人、家庭、學校、以及經驗模型中的鄰域級別變量。對於個人和家庭級別的變量，包括年齡、性別、種族、年級、能力指標（皮博迪圖片詞彙測試成績）、父母的婚姻狀況、母親的受教育程度、家庭收入、農村狀況以及兄弟姐妹的數量。
對父母鼓勵的衡量標準彙總到年級，是以下用於預測上大學的同班同學比例的工具變量。選擇該工具背後的直覺是希望獲得一個變量，該變量能夠反映不直接影響其他同學的家庭過程和教育投資。儘管對於同班同學父母來說，家庭收入和教育程度及其與學校平均水平的偏差可能是可以觀察到的，但是該工具的精準的衡量標準研究卻仍有不足，尤其是與學校平均水平的偏差。如下顯示的證據表明，同伴父母的鼓勵在條件上與大量的個人水平可觀察變量（種族、學業成績、收入）不相關，這表明在學校內部，這種測量是隨機的。此外，研究者認為更容易觀察到的其他同學級別變量與個人級別特徵無關，例如種族、教育程度和學業成績，這與所選工具的相對有用性是一致的。與任何工具變量策略一樣，要使結果有效，就必須滿足兩個關鍵條件。首先，一個可測量的條件是該儀器與高中畢業後進入大學的同學比例有統計學關係。其次，同學父母唯一影響鼓勵其大學錄取的方法是通過同學的大學錄取行為，而不是通過其他渠道進行的。然而，第二個標準是不可測的，可維持的假設。在一般情況下，可能會違反它。本文中的假設是，學校固定效應和年級特徵充分地抓住了這些渠道。也就是說，雖然父母的鼓勵可能決定學校資源，但鼓勵卻可能無法確定學校等級的資源。
以下提供的證據強烈暗示了該工具的有效性，儘管在不滿足第二個條件的情況下，結果可能被誇大了。表1列出了未加權時的統計數據。56％的學生報告了大學錄取的情況，他們平均年齡22歲。根據上述措施，父母強烈鼓勵將近40％的學生上大學。能力量度（PVT分數）已在第三階段受訪者的樣本上進行了標準化，因此平均值0.08表示根據潛在能力對分析樣本的選擇較為積極。在學校級別上大學入學百分比的變量範圍從0到1，這意味著某些級別學校的孩子並沒有上大學，而另一些孩子的同齡人都上過大學。
研究結果
在表2中，研究人員展示了標準的OLS迴歸結果，該結果報告了大學錄取決定的個人、家庭和同齡人的決定因素。第1欄中的結果表明，男性入學的可能性較小，而少數民族學生的入學可能性較高（控制收入、能力和其他特徵）。重要的是，父母對大學的鼓勵程度與大學入學成正比。母親的教育，家庭收入以及與父母住在一起的家庭也增加了入學的可能性。能力量度增加了大學入學的可能性——這個分數增加一個標準偏差，會使大學入學的可能性增加10個百分點以上。在同齡人方面，種族組成、母親教育、西班牙裔比例以及與已婚父母住在一起的家庭與個人決定就讀大學的決定密切相關。
第2欄和第3欄按性別對樣本進行分層。與父母結婚的家庭與女性的大學入學成正相關，而與男性的入學成正比。大學鼓勵措施是男女入學率的有力預測指標。表3按種族對錶2的結果進行了分層。產婦教育和已婚父母與白人和黑人的大學入學率之間的關係比西班牙裔美國人強。黑人和西班牙裔學生的同伴教育水平和入學率之間的關係最大，而白人則較小。
1.工具性可變/固定效果結果
在使用工具變量呈現結果之前，研究人員表明學校內部的同伴測量存在足夠的差異，並且首選的工具變量似乎是外生的。在表4中，我們展示了一個迴歸的R平方，它預測了一組完整的學校和年級的同齡人水平變量的選擇。雖然種族構成變量幾乎完全由學校和年級決定，但同齡人大學變量有合理的變化。
表5A表明，有條件的變量，同伴的父母對父母的大學的鼓勵與十個重要的個人特徵（包括種族，測驗分數，孕產婦教育，家庭收入和父母的婚姻狀況）有條件地不相關（Lavy和Schlosser，2007；Bifulco，2011）。為了提供暗示性的證據，表明學校等級的不可觀察因素並不能推動結果，表5A還顯示了學生的報告，即他們對老師的關心或對母親的關心與同齡人無關測量。此測試的精神是檢查除家庭收入等更常見的特徵外，通常還要檢查不可觀察的變量。
這些結果增加了人們的信心，即同伴的父母對大學的鼓勵是學校中的準隨機行為，並且表明父母沒有通過將其子女從特定學校等級中撤出而對這種同伴的特徵做出可衡量的反應。總體而言，根據Altonji等人的邏輯，該證據是暗示性的，但不是決定性的，該工具也可能與與大學入學有關的不可觀察的因素無關，這是分析有效的一個無法檢驗的假設。
2.其他問題
經驗工作中尚未解決的一個問題是，該數據不包含學校內同班同學的完整名冊。這種缺失的數據在同伴變量中造成了測量誤差。幸運的是，數據是在年級內隨機收集的，在這種情況下，Ammermueller和Pischke（2009）為調整後的同伴效應係數提供了一個相對簡單的計算方法。作者表明，在這種情況下，同伴效應估計將受到以下因素的影響：ðNsample1Þ=ðNactual1Þ，在此樣本中大約為0.4，這表明實際的同伴效應可能比結果表中的效應大2.5倍（另請參見Aizer，2009年）。除此結果外，我還估算了僅對那些“飽和”學生樣本的學校的首選規格，這些樣本相對於名冊上的樣本的平均比例接近90％。該樣本的同伴效應估計為0.75（完整樣本為0.45），這與衰減結果中測量誤差的重要性相一致。
結論
在本文中，研究者使用社會互動框架來檢測大學的入學決定是否受到同伴大學的入學決定的影響，從而提供了有關該研究問題的一些初步證據。在解決這個問題時遇到了一些重大的經驗挑戰，包括通過居住地的選擇對學校（以及同伴）的內生性，“第三因素”（例如同時影響個人和同伴選擇的學校水平的不可觀察性）以及學習困難。確定社會互動經驗模型中的參數（Manski，1993；Brock&Durlauf，2001）。本文使用了一種工具變量/固定效果方法，該方法可以比較同一所高中不同年級的學生，這些學生面臨著一組不同的同學和同學的決定。將參加大學學習的同齡人的比例提高10％，會使個人入學的可能性增加大約4個百分點。這些結果的侷限性在於，只有10％的水平（而不是更傳統的5％的水平），幾個估計值在統計上僅與零不同。
儘管本文能夠在估計社會影響對大學入學決定的重要性時解決許多相關的計量經濟學問題，但仍有一些侷限性。首先，雖然在參考當前文獻的大部分內容時都假定青少年的相關參考群體是同班同學，但可能會出現這個參考群體過於廣泛，過於狹窄或在影響典型青少年決策方面的重要性有限的情況。如果對同齡人的學校等級的衡量標準太寬泛，此處給出的結果可能是保守的。另一方面，由於學校等級的組成比其他替代方案（例如友誼網絡）可能是更重要的政策槓桿，因此還有其他實際原因想要了解更廣泛的組成測度的影響。第二個侷限性是，可能存在某些學校等級的特定關聯效應，但不能通過使用學校固定效應來消除，因此小組水平的因素（關聯效應）仍會偏向結果。但是，以上討論的證據表明，學校內部教師的變化並不能驅動結果。考慮到這些限制，本文仍然可能是當前最有說服力的證據，表明青春期大學的入學決定中存在社交互動。這些發現表明，影響一個人入學決定的政策也會通過社交互動影響這個人的同齡人的決定。此外，這些結果表明，傳統的大學入學干預計劃成本效益分析沒有考慮對未參與的個體的溢出影響，這可能低估了計劃的總體社會效益，並且有關建議實施的計劃也很少。
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