李紅霞,胡萌羽,陳 鈺

(上海大學,上海 200444)

一、問題的提出

近年來,世界政治經(jīng)濟形勢復雜多變,中國經(jīng)濟從高速增長轉向高質(zhì)量發(fā)展階段,高等教育已進入普及化階段,大學生就業(yè)形勢愈加嚴峻,考研“二戰(zhàn)”甚至“三戰(zhàn)”現(xiàn)象成為一種常態(tài)[1]。相對于非貧困大學生,教育部和財政部在2007年明確指出,家庭經(jīng)濟困難大學生(即貧困大學生,以下簡稱貧困生),是指學生本人及其家庭所能籌集到的資金,難以支付其在校學習期間的學習和生活基本費用的大學生,他們更容易陷入脆弱焦慮、糾結恐慌、懷疑迷亂等不良情緒當中。張歡等學者也認為,貧困生背負著個人理想與家庭希望,在身體狀況、綜合素質(zhì)、心理素質(zhì)、學習成績、社會資本等方面與其他大學生存在一定的差距[2],身心及就業(yè)壓力較大;根據(jù)上海S大學學生資助信息顯示,2015-2022屆本碩貧困生占大學生整體比例為20%-25%。那么,本科生與碩士研究生之間、貧困生與非貧困生之間、不同學歷層次下的貧困生之間及非貧困生之間的就業(yè)質(zhì)量存在差異嗎?影響因素有哪些?研究生學歷能消除與彌合家庭經(jīng)濟貧困對本科生就業(yè)質(zhì)量的負面影響嗎?既有研究成果發(fā)現(xiàn),相關文獻多以大學本科、?？飘厴I(yè)生為主,少有比較分析本碩貧困生與非貧困生的就業(yè)質(zhì)量特點、差異及影響因素?；诖?本研究采用定量與定性相結合分析本碩貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量的差異與成因,具有重要的理論與實踐價值。

綜觀就業(yè)質(zhì)量概念的文獻資料發(fā)現(xiàn),國外學者對就業(yè)質(zhì)量的研究相對較早。美國職業(yè)培訓和開發(fā)委員會提出了工作生活質(zhì)量[3]概念,國際勞工組織認為工作質(zhì)量表現(xiàn)為體面勞動,包括工作關系、勞動力市場制度及政策、社會經(jīng)濟背景信息等[4],歐洲基金會界定了就業(yè)質(zhì)量的3個方面:社會、團體和個人[5]。可見就業(yè)質(zhì)量涵義相對開放,不同學者及組織因闡釋的角度不同而構建了很多就業(yè)質(zhì)量評價指標體系。而因國情及文化差異等原因,這些就業(yè)質(zhì)量評價體系并不完全適合評價中國高校畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量。有鑒于此,我國學者對畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量評價體系也進行了相關研究。其中,劉素華對高校畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量概念的界定較早,她認為就業(yè)質(zhì)量是“整個就業(yè)過程中勞動者與生產(chǎn)資料結合并取得報酬或收入的具體狀況之優(yōu)劣程度的綜合性范疇”[6];劉范一等學者認為就業(yè)質(zhì)量評價指標包括微觀個體、中觀企業(yè)和宏觀國家層面[7]。李善樂通過線性加權函數(shù)法[8],李秀玲及胡思文等學者運用層次分析法[9-10]構建畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量評價體系并得出綜合性評分。

在貧困大學生與非貧困大學生就業(yè)質(zhì)量的影響因素及方法研究方面,魏耀武采用主成分分析法、因子分析法發(fā)現(xiàn),家庭、政府、個人和社會對貧困生就業(yè)的影響顯著[11];蔡穎采用OLS回歸法和分位數(shù)回歸法,探究高校貧困生與非貧困生起薪差異的影響因素[12];鐘云華采用多元線性回歸模型發(fā)現(xiàn),貧困大學生社會資本數(shù)量更少且質(zhì)量更低,更偏好弱關系和低質(zhì)量社會資本來獲取就業(yè)資源[13];李春燕等學者發(fā)現(xiàn)大學生學習知識、實習實踐、學生工作及其他素質(zhì)拓展顯著影響就業(yè)滿意度[14];王亞采用結構方程模型證實畢業(yè)生就業(yè)指導服務滿意度在緩解就業(yè)壓力中發(fā)揮中介作用[15];而黃新輝等學者實證研究發(fā)現(xiàn),高校就業(yè)指導服務仍存在類型單一、內(nèi)容陳舊、師資良莠不齊、與市場聯(lián)系不緊密及學生不重視等問題[16];倪天明借助有序Probit模型論證了社團參與經(jīng)歷能顯著提升大學生就業(yè)競爭力[17]。

二、研究設計

(一)研究思路

由此可見,鑒于大學生異質(zhì)性及工作期望的差異,學者們對就業(yè)質(zhì)量評價指標體系構建不統(tǒng)一、構建方法多樣,各有優(yōu)劣;對貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量影響因素的研究多以大學本專科生為主,且多為描述性分析,只有少數(shù)學者采用多元線性回歸法、因子分析法建模探討。有鑒于此,本研究以上海S大學畢業(yè)生為研究對象,比較分析本碩貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量的差異及影響因素。首先,運用層次分析方法構建科學的就業(yè)質(zhì)量評價體系,評價本碩貧困生與非貧困生的就業(yè)質(zhì)量特點及差異,并分析學歷層次、家庭經(jīng)濟狀況和疫情對貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量得分的影響;其次,運用Logistic回歸模型分析顯著影響本碩貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量的人力資本因素;最后,提出提升本碩畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量的相關路徑。

(二)樣本描述

本研究數(shù)據(jù)主要由上海S大學2019屆、2020屆本科與碩士貧困大學生名錄與這兩年5-7月開展的畢業(yè)生就業(yè)狀況問卷調(diào)研數(shù)據(jù)匹配后所得。通過問卷星、微信、郵件等形式發(fā)放調(diào)研問卷,得到2019屆、2020屆本碩畢業(yè)生調(diào)研有效樣本3887份,將這一調(diào)研數(shù)據(jù)與兩年本碩貧困生名錄相匹配,并剔除無效問卷、暫不就業(yè)、繼續(xù)深造的數(shù)據(jù)后,直接就業(yè)的貧困生與非貧困生有效樣本情況如下:在2019屆、2020屆本科生中,貧困生分別為127人、145人,非貧困生分別為313人、925人;兩屆碩士生中貧困生分別為283人、362人,非貧困生分別為682人、1050人。

(三)研究變量

結合既有研究文獻、專家研討和畢業(yè)生就業(yè)現(xiàn)狀特點,將本科生人力資本自變量設置為涵蓋在校學業(yè)努力情況、校內(nèi)外實習實踐與交流活動經(jīng)歷、職業(yè)生涯規(guī)劃情況等3項一級指標。從表1可以看出,在校學業(yè)努力情況有3項二級指標,校內(nèi)外實習實踐與交流活動經(jīng)歷有6項二級指標,職業(yè)生涯規(guī)劃情況有2項二級指標。碩士研究生人力資本變量除了上述11項二級指標外,還選取了招生類型、培養(yǎng)類型、培養(yǎng)方式等3項招生培養(yǎng)方式指標,共計14項。其中,將本科生的主動與輔導員交流次數(shù)變量轉換為主動與導師交流次數(shù);職業(yè)生涯規(guī)劃開始時間也進行了相應變動。另外,本碩畢業(yè)生控制變量均選取生源地、性別、民族、調(diào)查年份等4項指標。其中,生源地分別為是否本科生(碩士研究生)就讀地。

表1 本科生、碩士研究生自變量、控制變量含義表

本研究以教育部關于高校畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量年度報告通知[18]、麥可思研究院[1]、王霆[19]、喬志宏[20]、李紅霞[21-22]等學者研究成果及專家訪談、大學生求職就業(yè)特點為基礎,最終確定畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量評價指標體系。因變量設置為本碩畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量,其中,選取與就業(yè)崗位直接相關的6項二級主客觀指標:工作與專業(yè)的對口度①、行業(yè)、薪酬、就業(yè)地區(qū)、單位性質(zhì)②、工作現(xiàn)狀滿意度;選取與求職效率密切相關的2項二級客觀指標:就(創(chuàng))業(yè)所花費時間與求職期間收到錄用通知的數(shù)量③。這8項指標分別細分為2-6個等級,見表2。雖然上述評價指標著眼于畢業(yè)生微觀主體,但其既與國內(nèi)外經(jīng)濟形勢、雇主需求密切相關,也能避免同時選取微觀、中觀、宏觀指標時的交叉或重復,還能系統(tǒng)反映就業(yè)質(zhì)量整體與內(nèi)部各要素間的相互關系,指標選取具有合理性。下設25項三級指標。

表2 畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量評價標準與評分表

(四)就業(yè)質(zhì)量評分

20世紀70年代初,美國運籌學家薩迪(T.L. Saaty)應用網(wǎng)絡系統(tǒng)理論和多目標綜合評價方法提出的一種定性與定量相結合的層次權重決策分析方法——層次分析法(AHP)[23]。該方法的主要思想是通過將復雜問題分解為若干層次和若干因素,對兩指標之間的重要程度做出比較判斷,建立判斷矩陣,通過算術平均法、幾何平均法以及特征值法,就可計算并得出不同方案重要性程度的權重,為最佳方案的選擇提供依據(jù)。為了保證結果的穩(wěn)健性,本研究綜合上述三種方法的結果得出判斷矩陣的權重,再根據(jù)權重矩陣計算各方案的得分,接著進行排序和綜合分析,由此避免了采用單一方法而產(chǎn)生的偏差,得出的結論更全面有效,結果見表3。

表3 權重計算結果

綜合以上三種方法的計算結果,將二級指標進行層次排序,權重計算結果如下:專業(yè)對口度x1為0.11,就業(yè)行業(yè)x2為0.24,工作薪酬x3為0.24,就業(yè)地區(qū)x4為0.10,單位性質(zhì)x5為0.10,就(創(chuàng))業(yè)花費時間x6為0.03,求職過程收到錄用通知的數(shù)量x7為0.04,現(xiàn)狀滿意度x8為0.14。同時,畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量評價的得分公式如下:

score=0.11x1+0.24x2+0.24x3+0.1x4+0.1x5+0.03x6+0.04x7+0.14x8

鑒于構建的畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量評價體系中的8個二級指標均為定性變量,不能進行線性運算,為滿足就業(yè)質(zhì)量評分的需要,特將定性變量轉化為定量變量,根據(jù)專家打分法對每個三級指標進行合理賦值。根據(jù)層次分析法的賦權結果,計算出2019-2020屆本科、碩士畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量各指標平均得分以及綜合評分。評分范圍在0-100,越接近0代表就業(yè)質(zhì)量越低,越接近100代表就業(yè)質(zhì)量越高。經(jīng)檢驗,兩屆本碩貧困生與非貧困生的就業(yè)質(zhì)量直方圖均呈左偏的正態(tài)分布,就業(yè)質(zhì)量低的畢業(yè)生人數(shù)較少。本科及碩士的貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量及各指標評分,見表4。

表4 畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量及各指標評分及其差距表

(五)就業(yè)質(zhì)量及各指標評分結果

本碩貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量評分結果可以歸納為以下兩個特點。

第一,學歷提升總體上能促進就業(yè)質(zhì)量提高,且能降低家庭貧困對就業(yè)質(zhì)量的負面影響?？傮w來說,不論貧困與否,本科生就業(yè)質(zhì)量評分低于碩士生;2019年畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量評分基本高于2020年。說明學歷提升能顯著提高就業(yè)質(zhì)量,也凸顯了疫情因素對就業(yè)質(zhì)量的負面影響。另外,2019屆本科貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量綜合評分差距為-1.53,而2020屆本科生相關評分差距為-3.01;同時,2019屆碩士貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量綜合評分差距為0.58,2020屆碩士生相關評分差距為-0.09。說明本科貧困生就業(yè)質(zhì)量低于非貧困生,且就業(yè)質(zhì)量及各指標評分差距較大;而碩士生相關差距較小,即學歷提升能降低家庭貧困對就業(yè)質(zhì)量的負面影響。

第二,本科生、貧困生的焦慮程度均分別高于碩士生、非貧困生。在對工作現(xiàn)狀的主觀滿意度方面,本科生基本低于碩士生,貧困生均低于非貧困生。其中,2019屆、2020屆本碩貧困生對工作現(xiàn)狀滿意度的差距分別為-5.42、-3.13;兩屆本碩非貧困生的相關差距分別為-1.64、0.6;同時,兩屆本科貧困生、非貧困生的相關差距分別為-4.3、-7.82;兩屆碩士貧困生、非貧困生的相關差距分別為-0.52、-4.09。在就(創(chuàng))業(yè)所花費時間方面,本科生顯著少于碩士生;本科貧困生顯著少于非貧困生,碩士貧困生與非貧困生差異相對較小。其中,2019屆、2020屆本碩貧困生就(創(chuàng))業(yè)花費時間評分差距分別為7.69、6.69;兩屆本碩非貧困生的相關差距分別為6.65、3.88;另外,兩屆本科貧困生、非貧困生的相關差距分別為0.55、2.66;兩屆碩士貧困生、非貧困生的相關差距分別為-0.49、-0.15。這說明本科生、貧困生就業(yè)的需求更為急迫,側面反映了本科生、貧困生焦慮程度均分別高于碩士生、非貧困生,也印證了學歷提升確實能降低家庭貧困及疫情對就業(yè)質(zhì)量的負面影響。

三、數(shù)據(jù)分析

(一)研究方法

運用Logistic回歸模型深入考察2019-2020屆④本科貧困生、本科非貧困生、碩士貧困生、碩士非貧困生就業(yè)質(zhì)量與其影響因素變量的關系,其中,本科生設置4個模型,碩士生設置5個模型。本科生方面,模型1納入了生源地、性別、民族、調(diào)查年份變量等控制變量;模型2至4以模型1為基礎,依次納入在校學業(yè)努力情況、校內(nèi)外實習實踐與交流活動經(jīng)歷、職業(yè)生涯規(guī)劃情況等3大類11個人力資本變量;在碩士生方面,除了新增的模型2納入招生培養(yǎng)方式以外,模型1與本科生模型1類似,模型3至5分別與本科生的模型2至4類似,碩士生共依次納入14個人力資本自變量(見表1)。

用二元Logistic回歸分析方法探討,并建立就業(yè)質(zhì)量影響因素的分析模型,如下所示。

具體操作步驟如下:首先,使用有效樣本建立Logistic回歸方程;接著,使用霍斯默-萊梅肖檢驗來檢驗模型的擬合程度,顯著性P值越大表明模型擬合越好,具有統(tǒng)計學意義的顯著性;然后,對模型開展皮爾遜卡方顯著性檢驗,當至少有一個引入因素變量有效果時,再分析各模型中顯著性變量的情況;最后,探討模型輸出風險比,若風險比大于1,說明學生就業(yè)質(zhì)量水平高的可能性較大,如風險比小于1,說明學生就業(yè)質(zhì)量水平低的可能性較大。

(二)實證結果

1.本科畢業(yè)生

顯著影響本科貧困生和非貧困生就業(yè)質(zhì)量的因素有共通性。根據(jù)霍斯默-萊梅肖檢驗,本科貧困生和非貧困生各自模型1至4的顯著性P值均大于0.05,這8個模型的擬合優(yōu)度較高,具有統(tǒng)計學意義上的顯著性。據(jù)皮爾遜卡方檢驗顯示,自變量中的學科大類及控制變量中的性別和民族,對本科貧困生和非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響均顯著。在模型2至4中,學科大類對本科貧困生、非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響非常顯著且作用穩(wěn)健。而由模型的OR值可知,不論貧困與否,理工科本科生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性最大,經(jīng)濟管理次之,人文社科類和藝術類就業(yè)質(zhì)量較高的可能性較低。說明理工科專業(yè)的實用性強且市場需求相對較大,社會資本相對匱乏的理工科貧困生僅憑借自身能力也比較容易獲得就業(yè)機會,而上述理工類貧困生的比例相對高于非貧困生,符合“理性經(jīng)濟人”假設。見表5、表6。

表5 本科貧困生就業(yè)質(zhì)量水平與影響因素的Logistic模型結果

表6 本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量水平與影響因素的Logistic模型結果

在控制變量方面,卡方檢驗結果顯示,性別變量對本科貧困生、非貧困生就業(yè)質(zhì)量均影響顯著,但對非貧困生的影響更為穩(wěn)健。同時,模型OR值均大于1,說明男性本科貧困生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性大于女性。另外,模型1中民族變量對本科貧困與非貧困生的影響均顯著,但在模型2至4均不再顯著,說明漢族本科生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性高于少數(shù)民族學生,但民族變量的作用不太穩(wěn)健。

與本科貧困生不同的是,除學科大類以外,顯著影響本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量的自變量還有4個:大學成績狀況、校級以上獲獎經(jīng)歷、中共黨員身份及職業(yè)生涯規(guī)劃長遠程度。

(1)大學成績狀況變量對就業(yè)質(zhì)量影響非常顯著且穩(wěn)健。卡方檢驗顯示,模型2至4的大學成績狀況對就業(yè)質(zhì)量的影響顯著且作用非常穩(wěn)健。其中,模型2至4的OR值顯示,本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性按成績從高到低的排名依次遞減;交叉結果也顯示,成績排名前20%的本科非貧困生在就業(yè)質(zhì)量較高的占比為34.2%,成績排名在前51%-100%的學生在就業(yè)質(zhì)量較高的占比僅25%。說明本科非貧困生成績越優(yōu)秀則就業(yè)質(zhì)量較高的可能性越大,大學成績層級與本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量呈正相關。

(2)校級以上獲獎經(jīng)歷對就業(yè)質(zhì)量影響顯著但不穩(wěn)健。模型2的卡方檢驗顯示其對就業(yè)質(zhì)量的影響顯著,在模型3至4不再顯著;交叉分析結果顯示,有獲獎經(jīng)歷的本科非貧困生在就業(yè)質(zhì)量較高的占比為49.7%,無此經(jīng)歷的本科非貧困生在就業(yè)質(zhì)量較低的占比為61.8%。說明有校級以上獎勵經(jīng)歷的本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性大于無此經(jīng)歷的學生,但作用不太穩(wěn)健。

(3)中共黨員身份變量對就業(yè)質(zhì)量影響顯著且穩(wěn)健?？ǚ綑z驗結果顯示,模型3至4的中共黨員身份變量對本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響顯著且作用穩(wěn)健;交叉結果也顯示,本科非貧困生黨員在就業(yè)質(zhì)量較高的學生占比為70.5%,在就業(yè)質(zhì)量水平較低的占比15.4%。說明本科非貧困生黨員就業(yè)質(zhì)量較高的可能性大于非黨員。

(4)職業(yè)規(guī)劃長遠程度對本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響顯著。卡方檢驗發(fā)現(xiàn),模型4的職業(yè)規(guī)劃長遠程度變量對本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量具有顯著性。其中,規(guī)劃長期及中期的本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性大于規(guī)劃短期、不清晰規(guī)劃的學生。

控制變量中除了性別、民族呈顯著性以外,生源地在模型2至4對本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響也顯著且作用穩(wěn)健。說明生源地為大學就讀地的本科非貧困生就業(yè)質(zhì)量高的可能性較大,因生源地不同所引發(fā)的社會資源差異顯著影響著其就業(yè)質(zhì)量。

2.碩士畢業(yè)生

顯著影響碩士貧困生和非貧困生就業(yè)質(zhì)量的因素同樣存在共性。根據(jù)霍斯默-萊梅肖檢驗,碩士貧困生和非貧困生在模型1至5的顯著性P值均大于0.05,這10個模型的擬合優(yōu)度較高,具有統(tǒng)計學意義上的顯著性。據(jù)皮爾遜卡方檢驗顯示,自變量中的學科大類、職業(yè)規(guī)劃長遠程度及控制變量中的性別變量均對碩士貧困生和非貧困生影響顯著。在模型3至5的學科大類變量對碩士貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響顯著且作用穩(wěn)健;由模型的OR值可知,對于碩士貧困生,理工科畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性最大,理工碩士貧困生在就業(yè)質(zhì)量水平較高的畢業(yè)生中占比64.6%;其次是人文社科類學生,最后是經(jīng)濟管理類和藝術類學生。對于碩士非貧困生,理工科類畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量高的可能性最大,理工科碩士非貧困生在就業(yè)質(zhì)量水平較高的畢業(yè)生中占比50.8%;其次是經(jīng)濟管理類學生,最后是人文社科類和藝術類學生。與本科生的實證結果基本一致。另外,自變量職業(yè)生涯規(guī)劃長遠程度對碩士生就業(yè)質(zhì)量的影響非常顯著且作用穩(wěn)健。由模型的OR值可知,不論碩士畢業(yè)生貧困與否,具有中期或長期規(guī)劃的畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量高的可能性均大于短期甚至不清晰職業(yè)規(guī)劃的學生,其中,規(guī)劃中期(3-5年)碩士貧困生、非貧困生在就業(yè)質(zhì)量較高的畢業(yè)生中占比分別為58.6%和51.7%,可能與碩士生特別是碩士貧困生更關注解決生存生活問題有關。

控制變量中,性別變量對碩士貧困生和非貧困生就業(yè)質(zhì)量均影響顯著,但對非貧困生的影響更為穩(wěn)健;而模型OR值基本大于1,說明男性碩士生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性總體大于女性,與本科生的實證結果基本一致。見表7、表8。

表7 碩士貧困生就業(yè)質(zhì)量水平與影響因素的Logistic模型結果

表8 碩士非貧困生就業(yè)質(zhì)量水平與影響因素的Logistic模型結果

皮爾遜卡方檢驗結果顯示,與碩士非貧困生相比,模型4至5中的碩士貧困生參加就業(yè)指導活動次數(shù)、社團干部經(jīng)歷變量均通過了顯著性檢驗且作用穩(wěn)健。同時,模型OR值顯示,未參加過就業(yè)指導活動以及沒有社團干部經(jīng)歷的碩士貧困生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性高于參加過就業(yè)指導活動及有社團干部經(jīng)歷的學生,而且這兩個指標對本科生、碩士非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響均不顯著,上述結果與大眾的常規(guī)認知存在差異?？赡芘c學校部分就業(yè)指導活動流于形式而不注重內(nèi)容、流于表面而不關注學生特征、流于理論而不注重實踐有關,也可能與雇主認為社團干部經(jīng)歷與學生就業(yè)能力的關聯(lián)度不高有關。

與碩士貧困生相比,除學科大類和職業(yè)生涯規(guī)劃長遠程度之外,碩士非貧困生還有3個自變量通過了卡方檢驗:成績狀況、主動與導師交流次數(shù)及職業(yè)規(guī)劃生涯開始時間。

(1)成績狀況對就業(yè)質(zhì)量影響顯著且穩(wěn)健。卡方檢驗顯示,模型3至5的成績狀況對就業(yè)質(zhì)量的影響顯著,P值均<0.1,變量的作用穩(wěn)健。其中,據(jù)模型3至5的OR值顯示,碩士非貧困生中成績排名前20%的學生就業(yè)質(zhì)量最高,說明成績較好的碩士非貧困生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性較大。

(2)主動與導師交流次數(shù)變量對就業(yè)質(zhì)量的影響顯著且穩(wěn)健?？ǚ綑z驗結果顯示,模型4至5中主動與導師交流次數(shù)變量對碩士非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響顯著,P值分別為0.049、0.056,且變量的作用穩(wěn)健。據(jù)模型4至5的OR值顯示,兩模型中碩士非貧困生與導師交流次數(shù)較多的學生就業(yè)質(zhì)量是交流次數(shù)較少學生的1.321倍和1.314倍。說明碩士非貧困生與導師交流越頻繁則就業(yè)質(zhì)量越高。

(3)職業(yè)生涯規(guī)劃開始時間對就業(yè)質(zhì)量影響顯著?？ǚ綑z驗結果顯示,模型5納入的職業(yè)生涯規(guī)劃開始時間變量具顯著性,P值為0.08;從模型的OR值可以看出,研一就開展生涯規(guī)劃的碩士非貧困生就業(yè)質(zhì)量較高的可能性大于研二或研三、讀研以前規(guī)劃、未想過規(guī)劃的畢業(yè)生。

最后,控制變量民族在模型1至5中對碩士非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響顯著且穩(wěn)健;而模型的OR值顯示,漢族碩士非貧困生的就業(yè)質(zhì)量水平較高的可能性大于少數(shù)民族學生。

四、結論及啟示

(一)結論

根據(jù)以上實證結果,本研究得到以下四點結論:一是學歷提升對畢業(yè)生就業(yè)質(zhì)量有顯著的促進作用,并且能夠降低家庭貧困狀況對其就業(yè)質(zhì)量的負面影響。二是相較于研究生和非貧困生,本科生和貧困生對未來更加焦慮不安。三是不同變量在本碩貧困生與非貧困生就業(yè)質(zhì)量模型中的顯著性與穩(wěn)健性存在差異:學科大類變量對本碩貧困生及非貧困生就業(yè)質(zhì)量均影響顯著;大學成績狀況變量僅對本碩非貧困生影響顯著;校級以上獲獎經(jīng)歷、是否為中共黨員變量僅對本科非貧困生影響顯著;參加就業(yè)指導活動次數(shù)、社團干部經(jīng)歷變量僅對碩士貧困生影響顯著;主動與導師交流的次數(shù)、職業(yè)生涯規(guī)劃開始時間變量僅對碩士非貧困生影響顯著;而除本科貧困生以外,職業(yè)規(guī)劃長遠程度變量對本碩非貧困生、碩士貧困生影響顯著。四是顯著影響就業(yè)質(zhì)量的上述變量對就業(yè)質(zhì)量作用效果也存在差異。其中,參加就業(yè)指導活動次數(shù)、社團干部經(jīng)歷變量對就業(yè)質(zhì)量起負向作用,其余變量起正向作用。

(二)啟示

除了政府需要大力發(fā)展經(jīng)濟、完善制度彌合家庭貧困狀況對就業(yè)質(zhì)量的負面影響之外,還可以從政府、學生、高校視角提出提升本碩貧困生就業(yè)質(zhì)量的四條路徑。

一是強化貧困生就業(yè)幫扶力度,關注女性、少數(shù)民族群體需求。自 2003年我國頒布實施貧困生一系列就業(yè)幫扶政策以來,我國“獎、貸、助、補、減”等五位一體的資助模式日趨完善,但仍然存在政策執(zhí)行難、資助力度不足等問題。隨著國內(nèi)外經(jīng)濟形勢日益嚴峻,脆弱性和焦慮性等特點在女性及少數(shù)民族的貧困生群體身上體現(xiàn)得尤為突出。由于每位貧困生的家庭困難程度、心理情況、成長特點、發(fā)展需求都有所不同,因此,建議分層分類調(diào)研考察女性、少數(shù)民族等特殊群體貧困生的個性化需求,制定貧困生就業(yè)扶持專項政策,提高本碩貧困生求職創(chuàng)業(yè)補貼標準,將貧困碩士生月津貼增至當?shù)刈畹凸べY標準,激發(fā)與保障貧困生提升學歷層次的內(nèi)動力;發(fā)動校友等社會各界人士增設獎學金提高支持力度,出臺稅收等系列政策來激勵雇主錄用更多女性、少數(shù)民族及家庭貧困學生。

二是提升學生學習自主性,打破貧困循環(huán)論。從大學成績、校級以上獎勵、職業(yè)生涯規(guī)劃長遠程度、職業(yè)規(guī)劃開始時間、黨員身份、主動與導師交流次數(shù)分別對本碩貧困生、非貧困生影響顯著的結果發(fā)現(xiàn),這些指標均與學生主觀努力程度密切相關,而大學生就業(yè)難的主要原因是能力不足及結構失衡。所以,家庭社會資本缺乏或結構不優(yōu)的貧困大學生,只要突破固有思維與行為方式,樹立終身學習、勇于創(chuàng)新、競爭進取和成才意識,努力提高創(chuàng)新實踐、組織協(xié)調(diào)、語言表達、人際交往等綜合素質(zhì)與能力,拓展與重構貧困生與校友、職場人士、親友間的異質(zhì)性強的廣泛社會關系網(wǎng)絡,就能幫助自己有效減少非必要焦慮,提高高質(zhì)量就業(yè)的可能性。這從主觀能動性理論[25]可以闡釋。

三是強化學生就業(yè)指導與職業(yè)生涯教育,助力其生涯發(fā)展。2007年教育部要求高校將職業(yè)發(fā)展與就業(yè)指導課納入公共課教學計劃,各校所開設的生涯規(guī)劃必修課或選修課基本針對本?？茖W生,研究生開設相關課程的較少。不少碩士生因大學期間專注考研而忽視了自我與職場探索導致其職業(yè)目標模糊,加之面臨生存、成家立業(yè)、家庭等方面的壓力較大,比較容易產(chǎn)生焦慮情緒[26];程利娜等[27]研究發(fā)現(xiàn),在同等大學教育環(huán)境下,大學對貧困生就業(yè)能力的培養(yǎng)效果顯著好于非貧困生;但上述實證結果顯示,碩士貧困生參加就業(yè)指導活動次數(shù)和社團干部經(jīng)歷對其就業(yè)質(zhì)量沒有正向作用,并且這2項指標對本科生、碩士非貧困生就業(yè)質(zhì)量的影響均不顯著。這可能與高校部分就業(yè)指導活動和社團活動不注重內(nèi)容、不關注學生特征、不注重實踐等相關。有鑒于此,高校須構建全程化、階段化、個性化就業(yè)指導與職業(yè)生涯教育模式,逐步完善課堂教學、社會實踐與個體咨詢?nèi)灰惑w的職業(yè)生涯教育平臺,引導本科生和研究生早規(guī)劃、規(guī)劃長遠,分層分類開展相關活動且扎實落地,助力學生特別是本碩貧困生的生涯可持續(xù)發(fā)展。

四是打破學科信息壁壘,降低學生專業(yè)轉換門檻。實證結果顯示,不論學生的學歷層次及貧困與否,學科大類變量均對就業(yè)質(zhì)量的影響十分顯著,說明學科專業(yè)選擇對學生生涯規(guī)劃與就業(yè)質(zhì)量有重要影響。然而,對于普遍缺乏系統(tǒng)完備學科信息的落后農(nóng)村及邊遠地區(qū)的學生及其家長來說,高考志愿填報時選擇到能與學生特質(zhì)、職場需求精準匹配的專業(yè)難度較大,而大學專業(yè)轉換的門檻較高、機會成本較大,學生一旦不能就讀喜歡且適合的專業(yè),由此出現(xiàn)學習主動性下降甚至厭學、休學、退學等問題則屬必然。所以,高校需要進一步加強通識教育,降低學生專業(yè)轉換門檻,給學生更多選擇和試錯的機會;搭建溝通平臺讓中小學生及家長盡早明晰大學學科專業(yè)特點,增進學科知識的普及,助力學生特別是貧困生提升未來職業(yè)生涯的幸福感和滿足感。

注釋：①運用多維指標綜合評價就業(yè)質(zhì)量,選取工作與專業(yè)的對口度作為指標具可行性。學者們各持己見,可探討。

②用人單位性質(zhì)涉及單位編制問題。

③選取就(創(chuàng))業(yè)所花費的時間、求職期間收到錄用通知數(shù)量來評價就業(yè)質(zhì)量,學者們各持己見,可探討。

④為分析簡便,本文將2019-2020屆數(shù)據(jù)進行合并,下同。