大学生社团参与对毕业生起薪的影响

孙榆婷 杜在超 赵国昌 赵丽秋

一、引言及文献综述

古语云：“读万卷书，行万里路”，这体现的不仅是读书的重要性，还体现了行动、实践的不可或缺性。在青少年成长过程中，学生社团活动是其参与实践锻炼、接触社会的重要途径。尤其对大学生来说，社团是大学生活的重要组成部分，也被称作大学生的“第二课堂”①“第二课堂”是相对于课堂教育而言，指在第一课堂外的时间进行的与第一课堂相关的教学活动，它是第一课堂的延伸和重要补充。。据首都大学生成长追踪调查(BCSPS)2009年数据显示，约89%的大学生参与过社团活动。并且，国家近年来也高度重视学生社团的作用。

国外研究发现，社团活动对培育批判性思维、养成健康人格(Barron等，2000)、锻炼领导能力(Long和Caudill，1991)以及培养团队合作能力(Henderson等，2006)的作用越来越突出，并对学生成才和就业(Kuhn和Weinberger，2005)具有重要意义。

然而，我国社会大众对大学生社团的看法并不一致。一方面，在就业市场上，部分雇主除了看重学历和各项证书外，也同样重视社团和学生干部经历(Kuhn和Weinberger，2005)。另一方面，部分老师并不支持学生加入社团或担任其中的干部，认为这将与学业产生冲突，部分学生自身也存在参与社团会影响大学期间人力资本积累的想法①新京报(电子报)：http://epaper.bjnews.com.cn/html/2013-10/21/content_471977.htm?div=-1。，甚至在部分招聘者眼中的应聘者的社团参与和学生干部经历都是减分项②搜狐网：http://www.sohu.com/a/218365977_649062。。那么，社团参与或担任社团干部对学生到底产生何种影响？这是我国经济发展中需要关注的一个重要问题。

目前，我国经济增速放缓，用人单位的劳动力需求下降，而高校毕业生数量持续增加，这意味着高校学生存在“就业难”问题。在严峻的就业形势下，高校毕业生的就业能力越发受到社会各界的普遍关注。大学生就业能力的培育与大学期间的社团参与经历息息相关，而社团参与作为大学生经历的重要组成部分，对学生就业能力的影响如何呢？

本文利用首都大学生成长追踪调查(Beijing College Students Panel Survey，BCSPS)2009—2011年的数据，实证研究大学生社团参与的回报问题。本文主要发现：大学期间的社团参与经历可以显著地使大学毕业生的起薪提高10%左右，且社团干部经历会进一步增加这一收入溢价；社团参与的收入回报会随其数量、时间等因素的不同而变化，具体而言，适时适量参与社团对起薪的提高效果最好，其超时过量反而会削弱其正向作用；社团参与和社团干部的收入溢价在不同专业、学校、工作单位间以及不同的收入水平上存在差异。此外，本文进一步发现社团参与和担任社团干部在提高大学生的起薪的作用机制方面存在差异：社团参与对收入的正向作用主要是通过提高个体素质而产生的；而社团干部的收入溢价主要是因为社团干部经历提高了自身的人力资本附加值。

现有文献中对于大学期间的社团活动参与的研究较少。一类文献关注美国的大学体育活动参与。其中，在对收入的影响方面，Long和Caudill(1991)首次关注了大学体育活动参与和人力资本积累的关系，发现美国男性运动员的年收入比非运动员男性的年收入高出4%，而女性运动员的收入并无溢价。Henderson等(2006)利用美国数据，发现大学运动员的平均收入较高。Olbrecht(2009)发现，大学中获得运动员奖学金的学生的未来收入显著较高，但这种收入溢价在不同的收入水平上存在差异。上述文献均关注了大学时期的体育活动参与，对其他的社团参与情况并未涉及；并且在分析大学体育活动参与对个人收入影响的作用机制方面，没有从人力资本积累、信号发送、社会资本等方面进行实证考察。另一类相关文献关注的是美国高中时期的活动参与①在有关美国高中时期课外活动参与对收入影响的文献中，大部分文献仅关注了体育活动参与的影响，对其他的活动类型并未涉及，如Barron等(2000)的研究，在此不一一列举。对未来收入的影响。其中，Kosteas(2010)发现，高中社团参与对未来收入的正向影响相当于半年的正规教育，并且此正向影响在利用兄弟姐妹的社团参与情况为工具变量进行回归后依然显著；同时，随着时间的推移，社团参与的收入溢价依然存在。除参与社团外，高中担任社团干部也将提高学生的未来收入和从事管理岗位工作的概率(Kuhn和Weinberger，2005)。此外，Kosteas(2010)还发现，不同的高中社团类型的影响存在差异：体育和学术社团对收入存在显著的正向影响，而非学术社团的影响为负。Lleras(2008)得到了相似的结论：高中十年级的学生的学术和体育活动参与和10年后的收入正相关，但艺术活动参与和较低的收入有关。

相比于国外丰富的文献，国内鲜有对“第二课堂”或社团活动的经济回报问题进行实证研究。据我们所知，仅有两篇文章对社团参与的收入效应进行分析(孙文凯和郭茜，2015；蒋承等，2018)。不过，其并没有考虑学生组织或社团参与的内生性问题，对社团参与的时间和数量也没有涉及，更没有考虑不同群体中社团参与的异质性影响。

本文的主要贡献在于：(1)当前我国关于教育回报率的研究大多集中于课堂教育形式的回报问题，本文将研究视角从课堂教育转换到课堂以外的教育经历上，对社团参与在人力资本积累和收入提高方面的作用进行了详细分析，并利用代理变量、工具变量以及匹配等方法充分验证了本研究结果的稳健性；(2)已有文献主要从是否参与社团的角度来研究，而本文同时考察了社团参与数量、社团参与时间以及是否担任社团干部，从多方面分析了社团参与的收入回报问题；(3)从人力资本渠道、信号渠道和社会资本渠道探究社团参与和社团干部的收入溢价的原因，找到我国高校“第二课堂”有助于提高收入的作用机制。

二、数据和描述性统计

本文数据来源于中国人民大学的首都大学生成长追踪调查(BCSPS)，该调查始于2009年，经科学抽样从北京的公立高校中抽取了15所高校的5100名在校生，并成功访问4771人(成功率为93%)，其中包括2008级(“大一”)和2006级(“大三”)样本；随后又在2010年、2011年、2012年、2013年对2009年成功访问的学生进行了追访。

本文使用BCSPS(2009—2011年)的数据来分析大学毕业生的劳动力市场表现，由于在2011年的调查中，2006级大学生已本科毕业，2008级大学生仍在读，本文将所用数据限定为2006级样本。其中，在2009年初访时，2006级样本为2298个，2011年成功追访的样本量为1926个，包括1090名已就业者和836名在校研究生。因此，本文最终的分析样本为1090名已就业者。相关变量的描述性统计见表1。

本文对于社团参与经历的衡量基于BCSPS问卷中的一个问题，即“上大学以来，您参加的协会、社团、俱乐部或其他组织，大约有多少个？”。若受访者回答的个数大于零，则赋值虚拟变量“社团参与”为1；若回答的个数为零，则赋值为0。其中参与过社团的学生有966人，占比88.7%。并且，在社团参与程度上，结合问卷内容，我们得到大学生“社团参与数量”的均值为2.44个，“大三”下学期每周“社团参与时间”的均值为3.38个小时。此外，在社团参与的学生中，担任社团干部的学生比例为36.3%。

基于本文的研究问题，我们仅考虑受雇于他人的个体。本文所用的月收入包括了工资、奖金、补贴、实物收入等所有工作收入。从表1可以看出，相比于未参与社团者，参与社团者的平均起薪显著高出743元/月。并且，社团参与者中男性的比例显著低于未参与社团者，参与社团和未参与社团的学生的家庭背景没有显著区别。

表1 相关变量的描述性统计

表1还报告了学生在进入大学前的内在能力情况。其中包括在高等教育招生过程中学生可以享受一些特殊的政策。若享受任一优惠政策，我们定义虚拟变量“高考优惠政策”为1，否则为0。表1的结果显示，在参与社团和未参与社团的学生中，曾享受高考优惠政策的比例相近。为了使得高考分数具有跨省可比性，我们基于考生来源省份的高考录取分数线对所有高考分数进行了标准化处理，标准化的公式如下：考生标准分＝(考生考分－本省一本线)/本省一本线。从表1中可知，参与社团的学生的高考分数显著高于没有参与社团的学生。而且，参与社团的学生复读的比例低于未参与社团学生约4.7%。另外，参与社团学生在高中时期担任过学生干部的比例高达70.6%，显著高于未参与社团的学生。同时，相比于未参与社团的学生，大学参与社团的学生在高中时期就显著更多地参与了社团活动。

表1还报告了学生在大学期间所获得的人力资本。为了使学生在大学期间的学业表现具有跨学校和跨专业的可比性，我们利用班级排名这一指标来衡量，并将原始的班级排名作如下处理：班级排名＝1-原始班级排名/班级总人数，新得到的班级排名指标是从0到1分布的连续变量，并且数值越高表示在班上的成绩越好。从表1中可以看到，参与社团的学生的班级排名高于未参与社团的学生，说明参与社团的学生的学习成绩更好。同时，相比于未参与社团者，参与社团的学生显著更多地获得过奖励或荣誉，且其英语四级成绩显著高于未参与社团的学生大约34分，但两者在是否取得计算机等级证书方面不存在显著差别。

三、社团参与的收入效应分析

（一）社团参与对毕业生起薪的影响

在这一部分，我们采用如下的计量模型来研究高校“第二课堂”对大学毕业生起薪的影响。

其中，因变量lnEarning为个人月收入的对数，Club为社团参与的虚拟变量，X为其他控制变量，ε是误差项，β是待估计系数。

表2给出了社团参与对大学毕业生起薪的影响的OLS估计结果。其中，第(1)列是仅控制学生的性别和年龄后社团参与对毕业生起薪的影响的回归结果。由此可以看出，相比未参与社团的学生，参与社团的学生的起薪溢价约为15.1%，且其影响在1%的水平上显著。这可能是由于参与社团活动能够促使大学生将理论知识与实际结合起来，不仅强化了其对专业知识的认知，也提高了其社会实践能力，从而增强了其就业能力。同时，第(1)列的回归结果还显示，平均而言，男性毕业生的起薪比女性高8.0%左右，这说明在刚进入就业市场时，男性工资溢价的现象就存在。

由于家庭背景因素会对学生是否参与社团产生影响，而家庭背景又与学生未来的收入相关。因此在表2第(2)列中，我们进一步控制了家庭背景的代理变量。其回归结果显示，社团参与对起薪依然具有显著的正向影响，并且相比于第(1)列，变量的社团参与系数的大小和显著性几乎不变。

表2 社团参与对毕业生起薪影响的OLS估计结果

遗漏变量(如内在能力)是本文内生性问题的一个主要来源。对这个问题最简单的处理方法是找到一个可以衡量能力的代理变量并将其包括在回归方程中。表2的第(3)列给出了控制能力的代理变量后的估计结果。其结果显示，变量的社团参与系数为0.112，且其显著性下降为在5%的水平上显著。相较于第(2)列的结果，社团参与对起薪的影响下降了将近30%。其可能的原因为，社团参与者的内在能力高于未参与社团的学生(正如表2的描述性统计结果显示)，而社团参与者较高的收入包含了因本身较高的能力而带来的收入溢价。因此，在控制了学生的内在能力后，社团参与的系数的百分比显著下降。第(3)列的结果还显示，随着高考分数的增加，大学生的起薪也显著提高。

表2的第(4)列进一步控制了大学期间积累的人力资本变量、大学所在学校和所学专业的虚拟变量，控制这些变量可以对学生的大学表现的异质性进行很好的控制。其估计结果显示，在控制了这些变量后，社团参与的系数和显著性几乎没有发生变化。这说明，大学期间积累的其他人力资本并不会影响社团参与对起薪的影响。另外，其估计结果还表明，大学学习成绩和毕业后的起薪有着显著的正向关系。

接下来，通过在表2第(4)列的回归中加入社团干部的虚拟变量，我们又考察了担任社团干部对毕业生的起薪溢价的影响，估计结果见表2第(5)列。其结果显示，社团参与和社团干部的系数分别为0.102和0.070，并均在10%的水平上显著。该结果说明，相比于没有担任社团干部的社团参与成员，担任社团干部的毕业生的起薪显著高出7.0%左右，也就是说，担任社团干部会进一步增加毕业生的起薪溢价。这可能是由于担任社团干部对学生各方面的历练优于仅参与社团活动对学生各方面的历练，或是由于雇主更偏爱社团干部。

（二）社团参与数量和时间对毕业生起薪的影响

考虑到社团参与的收入回报会随其数量、时间因素而变化，在这一部分，我们尝试其他三种衡量社团参与程度的方式。

第一种方式是考虑社团参与数量的绝对值，采用大学生在“大一”至“大三”期间参与的社团总数作为关键变量，并重复式(1)的回归，估计结果见表3的第(1)列。其结果显示，社团参与数量的系数在10%的水平上不显著。这说明随着社团参与数量的增加，毕业生的起薪并不会随之提高。

第二种方式是考虑社团参与数量的区间。社团参与数量对起薪的影响不显著，是仅存在于某一参与数量区间，还是存在于整个区间呢？在表3第(2)列中，我们将社团参与数量以其均值加减其1个标准差为分界，分别设“低参与数量”“中参与数量”和“高参与数量”三个虚拟变量，并重复式(1)的回归。该估计结果说明，当学生参与的社团数量较少时，社团参与对学生毕业后的起薪存在显著的正向作用；而当参与数量过多时，社团参与对毕业生起薪的正向作用变得不显著。

第三种方式是考虑社团参与的时间。我们根据学生在“大三”下学期每周参与社团的时间定义变量“社团参与时间”，并在回归中放入“社团参与时间”及其平方项，重复式(1)的回归，估计结果见表3第(3)列。结果显示，社团参与时间和其平方项的系数分别为0.040和-0.002。这说明社团参与时间对毕业生起薪的影响呈现倒U型，在10小时左右达到最高，随后随着社团参与时间的上升，其起薪水平下降。

表3 其他的社团参与衡量方式对毕业生起薪的影响的OLS估计结果

综上所述，我们发现，虽然社团参与对毕业生的起薪存在显著的正向影响，但是应该适时适量参与，超时过量参与社团活动不仅不会进一步提高毕业生起薪水平，反而会削弱社团参与对起薪的正向作用。根据时间分配模型，如果学生在社团活动上花费的时间增加，那么必然会缩短用于其他事情(如学习)的时间。若学生在社团活动上花费的时间过多，导致时间分配失衡，就可能使得因参与社团而获得的人力资本不足以弥补其他方面人力资本的损失，导致总的人力资本水平的提升程度下降。因此，超时过量的社团参与会削弱其对个人收入的正向作用。

（三）异质性分析

1. 专业间影响差异

我们将专业分为人文社科类和理工农业类，在式(1)中加入了社团参与和人文社科哑变量的交叉项，估计结果见表4第(1)列。其结果显示，社团参与和人文社科的交叉项的系数在5%的水平上显著为正，而社团参与变量的系数在10%的水平上不显著，社团参与在人文社科专业中的收入溢价显著高于在理工农业专业中的收入溢价。在表4第(2)列中，我们又进一步考察了社团干部在不同专业间的收入溢价差异。从其中可以看出，在所有专业中，担任社团干部均可以获得收入溢价，而且这种溢价在不同专业间不存在显著差异。

表4 社团参与对毕业生起薪影响的异质性分析Ⅰ(不同专业和学校)

2. 学校间影响差异

为了研究社团参与对起薪的影响在不同学校间的差异，我们将学校分为“211类”和非“211类”。接下来，我们在模型(1)中加入了社团参与和“211类”哑变量的交叉项，表4的第(3)列给出了估计结果。其结果显示，交叉项的系数在10%的水平上显著为正，而社团参与的系数不显著。这说明“211类”大学中社团参与的收入溢价显著高于非“211类”大学中社团参与的溢价收入。另外，我们同样考虑了担任社团干部在不同学校间的收入溢价差异，估计结果说明社团干部的收入效应在两类高校间并不存在显著的差别。

3. 工作单位类型间影响差异

我们将毕业生的工作单位类型分为机关事业单位、研究机构、国有/集体企业和民营企业四大类。接下来，我们以研究机构为参照组，在模型(1)中加入社团参与和机关事业单位、国有/集体企业、民营企业哑变量的交叉项，表5第(1)列给出了估计结果。其结果显示，社团参与经历在国有/集体企业和民营企业中的收入溢价显著高于在研究机构中的收入溢价，而在机关事业单位的溢价与研究机构中没有显著差异。另外，我们同样也考虑了担任社团干部在不同单位类型间的收入溢价差异，估计结果见表5的第(2)列。从其中可以看出，在所有工作单位中，担任社团干部均可以获得收入溢价，而且这种溢价在不同单位间不存在显著差异。

表5 社团参与对毕业生起薪的影响的异质性分析Ⅱ(不同工作单位)

4. 不同收入间的影响差异

上述研究表明，社团参与和担任社团干部对毕业生的起薪存在显著的正向影响，那么这种正向影响在不同的收入水平上均成立吗？

为了考察不同收入水平上社团参与对毕业生的起薪的影响差异，本文对式(1)的工资方程进行了分位数回归，选取的9个分位点为10%、20%、30%、40%、50%、60%、70%、80%、90%。表6的A部分给出了社团参与对毕业起薪影响的分位数回归结果。从系数大小上看，社团参与在收入分布的各个分位数上均对毕业生的收入具有正向作用，且随着分位数的提高，社团参与的系数基本呈现下降的趋势；从系数的显著性上看，社团参与的正向影响仅在10%、20%、30%和60%的分位点上显著。以上结果说明，社团参与的显著的收入溢价主要集中于低收入水平的毕业生群体中。

另外，表6的B部分报告了社团干部收入溢价的分位数回归结果。从其中可以看出，社团干部的系数在各分位数下均为正，且随着分位数的提高，社团干部的回报率大小基本呈现出先升后降趋势；且社团干部的正向溢价只有在30%、40%、50%和80%分位点上的影响显著。这说明，担任社团干部对中低收入水平的毕业生的起薪水平的提高更有利。

表6 社团参与对毕业生起薪影响的分位数回归的估计结果

四、社团参与对毕业生起薪的影响渠道

社团参与可以显著提高毕业生的起薪水平，下面探究它是如何影响毕业生起薪的。首先，社团参与可能会提高人力资本水平或成为个人高能力的信号(Long和Caudill，1991)，从而使毕业生获得更高的起薪；其次，参与社团可能会增强学生在人际关系等方面的社会资本实力(Smith，2003)，进而使毕业生找到高薪工作的机会更大。因此，社团参与可能会通过人力资本渠道、信号渠道、社会资本渠道影响毕业生的起薪。

为考察社团参与对毕业生起薪的影响渠道，本文利用中介分析的逐步法对其进行考察。如果此影响渠道存在，那么：(1)社团参与对渠道变量具有显著的影响；(2)渠道变量对毕业生起薪存在显著的效应；(3)在模型中加入渠道变量后，社团参与对毕业生起薪的影响程度和显著程度应有所下降。接下来，我们先依次验证社团参与对学生的人力资本和社会资本的影响，其后将人力资本和社会资本变量依次加入式(1)中以观察社团参与变量的系数变化情况，据此判断上述渠道是否存在。

（一）人力资本效应与信号效应

首先，从人力资本效应的角度来说，对人力资本的投资并不限于课堂教育，作为课堂外教育形式的社团参与对收入影响的推论也来自人力资本效应：参与社团培养了学生相关方面的能力，如增强自控力、纪律性、团队协作能力(Barron等，2000)，提高领导才能(Long和Caudill，1991)和锻炼交际能力(Otto和Alwin，1977)，等等；并且，参与社团活动还可以培养参与者相关方面的素质或技能，如文学社培养文学素养以及体育社培养健康的身体，等等。那么，社团参与者比未参与社团者更具有人力资本优势吗？其次，从信号效应的角度来说，在劳动力市场存在信息不对称的情况下，社团参与作为个体的不可观察特征的交流手段，可以为雇主提供一个自身生产力的信号，雇主根据这些信号特征有效地将应聘者分配到合适的职位并支付相应的工资。此时，如果社团参与发送了善于沟通、更具竞争力和更强的团队合作能力等信号，就会使得社团参与者更受雇主的偏爱，进而在就业和升职方面更具优势。那么，社团参与的收入溢价是否是人力资本效应与信号效应的结果？

下面，我们对以上问题进行分析。我们需首先验证社团参与是否提高了成员的相关的人力资本水平。在BCSPS调查中，受访者需分别回答大学教育对自身的社会见识、工作能力和交际能力方面成长的帮助程度，选项1～5代表其帮助程度从低到高。对此，我们分别定义虚拟变量“社会见识”“工作能力”和“交际能力”。具体而言，在每个问题中，当受访者选择选项4或5时，则定义相应的变量为1，否则为0。接下来，我们将分别以它们为被解释变量并利用probit模型进行回归，以期观察社团参与对学生人力资本水平提升的影响，估计结果见表7。

表7的回归结果显示，参与社团会显著提高学生的交际能力，即社团参与可以提高个人的人力资本水平。并且，相比于未担任社团干部的社团成员，社团干部的社会见识、工作能力和交际能力均得到了显著提升。这说明，担任社团干部将进一步提高其人力资本水平。

表7 社团参与对人力资本积累影响的估计结果

（二）社团参与对社会资本积累的影响

社会资本即社会网络关系。在大学中，社团组织是与人交往的重要渠道，学生的部分时间是在社团组织度过的，参加社团活动可以让学生有机会扩展社会网络和增强社会互动(Smith，2003)，从而积累个人的社会资本。同时，社会资本是人们获得人力资本的影响因素，并在求职过程和职业发展等方面具有重要作用。社会资本的优势者获得高收入的可能性更高。一方面，人们可以通过社会网络收集和了解就业信息，从而找到高收入的工作(Granovetter，1974)；另一方面，通过人际关系，可以得到工作分配主管部门和分配决策人的照顾(Bian，1997)，从而获得更好的就业岗位。因此，社团参与成员积累的社会资本有助于提高其毕业后的收入(Otto和Alwin，1977)，这可能是由于就业信息在社团参与成员的社会网络内部传递和扩散，使得社团成员能够获取更好的就业机会的信息；也可能是由于其人际关系的拓展和社会交往水平的提升，使得社团成员更易获得就业单位的照顾。因此，在这一部分，我们将从人际关系和信息获取两方面研究社团参与是否会影响学生的社会资本。

首先，根据问卷内容，我们定义了“人际关系评分”①BCSPS调查中询问了受访者在大学期间与宿舍同学、班上同学、本班以外的其他同学、学生干部、任课老师、院(系)领导、院(系)团委老师、学校团委老师、学校职能部门老师的关系密切程度，对于每一个指标我们得到一个1～5的评分，代表着密切程度由低到高，对于每一个评分变量，当受访者选择评分5时，则定义相应的虚拟变量为1，否则为0。最后，我们将各评分的虚拟变量加总，得到一个从0～9有序分布的变量“人际关系评分”。和“人际关系满意度”②BCSPS问卷中有问题询问了受访者对自己在大学生活中的人际关系方面的满意程度，选项1～5代表满意度从低到高，当受访者选择选项4或5时，定义虚拟变量“人际关系满意度”为1，否则为0。变量。接下来，我们分别以它们作为被解释变量来估计社团参与对人际关系评分的影响，表8的第1列～第2列给出了估计结果。其回归结果说明，社团参与将显著提高大学生的人际关系评分，但对人际关系满意度提升的影响在10%的水平上不显著。

表8 社团参与对社会资本影响的估计结果

其次，BCSPS问卷中有问题询问了受访者在找工作的过程中对各渠道的使用情况，我们据此定义了“信息获取”③BCSPS调查中询问了受访者在找工作的过程中对“专门面向毕业生的招聘会”“本校或外校的就业信息网站”“市场和社会上的求职招聘网站”“用人单位的网站招聘信息”“家人、师长或朋友私人介绍”“学校或政府的安排、介绍”渠道的使用情况，对于每一个指标我们得到一个1～5的评分，代表着使用程度由低到高，对于每一个评分变量，当受访者选择评分5时，则定义相应的虚拟变量为1，否则为0。最后，我们将各评分的虚拟变量加总，得到一个从0～6有序分布的变量“信息获取”。变量。这样，我们以它为被解释变量，利用ordered probit模型估计社团参与对信息获取的影响，表8的第3列给出了估计结果。其结果说明，社团参与将显著扩大大学生的就业信息获取渠道。

最后，在表8第4列～第6列中，我们进一步考察了担任社团干部对学生社会资本的影响。从其中可以看出，相比于未担任社团干部的社团成员，社团干部的人际关系显著更好，而两者在就业信息获取方面并没有显著差别。

此外，需要注意的是，在正式进入职场之前，大学生会通过实习而提前进入劳动力市场，而信息渠道和信息源对实习选择行为同样具有重要影响(Lee等，2015)。同时，已有研究表明，实习对学生的技能提升和能力发展有着积极的影响，包括理论知识的实践应用、专业技术能力和个人软技能(Albu等，2016)。这些技能的提升与发展，可以有效增强工作胜任力和雇佣技能(Jackson，2013)。因此，实习经历会带来更多的工作机会(Knouse和Fontenot，2008)以及更高的薪资水平(岳昌君等，2004)。我们认为，社团参与可以通过扩大大学生的信息渠道来提高其实习的概率，从而使得大学生在就业过程中获得更好的就业机会和更高的起薪。

因此，为了更加全面地探讨社会资本在社团参与影响毕业生起薪这一过程中的作用，我们又将“实习经历”这一重要的过程变量纳入社会资本渠道中。若大学生在大学四年期间有过实习经历，则定义虚拟变量“实习”为1，否则定义虚拟变量“实习”为0。由此，我们以“实习”为被解释变量，利用probit模型研究社团参与对实习经历的影响，估计结果见表9。表9的结果显示，社团参与可以显著提高大学生实习的概率，担任社团干部与否并不会对实习概率产生显著影响。

表9 社团参与对实习经历影响的估计结果

综上所述，我们发现，社团参与对大学生的社会资本(包括实习)具有显著的正向作用，而担任社团干部会进一步增加社会资本溢价。

（三）各渠道验证

在这一小部分，我们通过在方程(1)中分别或同时放入上述各渠道变量，并重复回归，来识别社团参与通过哪个渠道影响毕业生的起薪。如果社团参与的收入溢价是通过人力资本渠道和社会资本渠道中任一渠道引起的，而没有信号渠道，那么我们预期在控制了各渠道变量后，社团参与的系数将变得不再显著。但是，如果在控制了各渠道变量后，社团参与系数的大小和显著性变化不大，那么我们就仅能推断社团参与并没有通过上述两个渠道对毕业生起薪产生影响，而不能说明是信号渠道的结果。

表10的第(1)列和第(5)列重复了表2的第(4)列和第(5)列的相关结果，其他列给出了分别或全部放入各渠道变量的估计结果。从表10中我们可以看出，首先，较强的工作能力、就业信息获取能力和实习经历可以显著提高毕业生的起薪水平，而个人的社会见识、交际能力和人际关系与毕业生起薪没有显著关系。其次，各列中渠道变量的加入均降低了社团参与和社团干部的系数的百分比。具体而言，在加入社会资本各变量后，社团参与的系数下降了将近24%，且在10%的水平上不再显著，而社团干部的系数略有下降，但其显著性水平没有发生变化；而加入人力资本各变量时，社团参与的系数的百分比下降较少，且其显著性水平没有发生变化，但社团干部的系数下降了22%左右，且在10%的水平上变得不再显著。并且，在加入所有渠道变量后，社团参与和社团干部的系数较原系数分别下降了约27%和34%，且不再具有统计意义。因此，控制上述两类渠道变量可以消除社团参与和社团干部对毕业生起薪的显著影响，这说明不存在信号渠道。最后，结合表7至表9的回归结果，我们发现了社团参与和社团干部均通过影响大学生的人力资本和社会资本而影响毕业生起薪的证据，但占主导效应的因素存在差异：社团参与对收入的正向作用主要是因为提高社会资本水平而引起的，而社团干部的收入溢价主要是因为社团干部经历提高了自身的人力资本附加值。

表10 控制中介变量后社团参与对毕业生起薪影响的估计结果

五、稳健性检验

（一）内生性问题

本文使用工具变量法来解决潜在的内生性问题。本文分别选取学校社团活动氛围和学院社团活动氛围作为个体是否参与社团的工具变量来对这一问题进行研究。在BCSPS调查中，受访者要分别对所在学校和学院的社团活动情况从1～10进行打分，1表示“很差”，10表示“很好”，此评分反映了当时学校和学院的社团活动氛围。我们分别采用学校社团氛围和学院社团氛围作为社团参与的工具变量来对表2的第(4)列重新进行回归，估计结果见表11。表11中第一阶段的回归结果显示，两个工具变量均与社团参与变量有显著的正向关系。此外，检验弱工具变量的K-P rk Wald F统计量均大于10，可以拒绝弱工具变量的假设。表11中第二阶段的回归结果显示，利用工具变量法，在剔除可能存在的内生性问题以后，社团参与对毕业生起薪依然具有显著的正向影响。

表11 社团参与对毕业生起薪影响的工具变量估计结果

（二）倾向得分匹配①由于篇幅限制，第(二)部分～第(四)部分的回归结果不以表格形式在文中列出。

由于潜在的社团参与的内生性问题可能导致自选择偏差，我们进一步利用匹配法来对这种自选择偏差加以修正，并基于匹配后的数据进行回归。

在匹配中，我们为每一个未参与社团者匹配出n个社团参与者样本。其中，匹配变量包括男性、年龄、父母学历、父母收入、乡村、是否享受高考优惠政策、高考成绩、是否复读、高中是否为学生干部、高中是否参与过社团、班级排名、是否获得奖励或荣誉、英语四级成绩、是否有计算机等级证书、专业、学校、工作省份。我们基于这些变量的倾向得分，分别利用五种匹配方法进行匹配(无放回的1∶1匹配、有放回的1∶1、1∶2、1∶3、1∶4匹配)。然后，基于匹配后的数据，我们重复式(1)的回归。其回归结果显示，社团参与的系数估计值非常接近，集中于0.121～0.155之间，且其影响均在5%的水平上显著，这些都与表2的第(4)列的OLS估计结果相差不大。

接下来，我们为每一个社团干部匹配出n个未担任社团干部的社团参与者样本，并基于匹配后的数据进行OLS回归。其估计结果显示，社团干部的系数分布在0.062～0.089之间，且其影响大多显著。相比于表2的OLS回归结果，两者相差不大。

（三）控制性格的代理变量

参与社团的成员可能更加外向、积极等，而这些不可观测的性格特征也将影响其未来的就业发展。在这一部分，我们通过在式(1)中加入个人的性格特征变量，包括大学生的外向程度、为人处事能力、自信心和成功决心，来对个人的内在性格特征加以控制。其估计结果显示，社团参与和社团干部的系数仍显著为正，且相较于表2的第(4)列和第(5)列的结果变化不大。这说明，在考虑了个人的性格特征后，社团参与和担任社团干部对毕业生起薪的影响变化不大。

（四）修正样本选择偏误

由于并非所有大学生毕业后都从事工作以及有工作收入，我们所观察到的数据仅仅是大学毕业后选择就业的毕业生的起薪数据。为减少这种样本选择性偏差，我们采用Heckman样本选择模型来估计社团参与的收入效应，其中的选择方程是估计毕业生选择就业还是“读研”①选择方程中多出的两个变量为“打算读研”和“兼职”，其中“打算读研”是学生在大学期间是否打算本科毕业后攻读研究生的虚拟变量；“兼职”即为毕业生在大学期间是否做过兼职的虚拟变量。。该结果显示，逆米尔斯比lambda在10%的统计水平上不显著，回归结果不存在样本选择偏误。该计量结果还表明，在校正了样本在就业或“读研”上的选择性偏差后，社团参与和社团干部的收入效应与表2的结果相差不大。

六、结 论

在严峻的就业形势下，如何优化人才培养环节来有效提升毕业生的就业能力，成为重要议题。随着对学生综合素质和社会适应能力的要求逐渐提高，“第二课堂”参与越来越成为学生参与学业外活动的重要组成部分。因此，了解“第二课堂”对学生培养和发展的影响，具有重要的现实意义和政策意义。国内关于此方面的研究较少，而本文填补了这一空缺。

本文从社团参与和社团干部经历的角度出发，实证研究高校“第二课堂”对大学毕业生起薪的影响及作用机制。本文主要发现：(1)社团参与经历对大学毕业生的起薪具有显著的正向影响，且社团干部经历会进一步增加这一收入溢价。(2)社团参与程度对毕业生起薪的影响存在差异，适时适量参与社团对起薪的提高效果最好，其超时过量反而会削弱其正向作用。(3)社团参与和社团干部经历对毕业生起薪的影响存在异质性，这种异质性不仅存在于专业、学校和单位类型间，还存在于收入分布上。(4)社团参与和担任社团干部对毕业生起薪的影响源于不同渠道。社团参与对起薪的正向作用主要源于社团参与增加了学生的社会资本；而担任过社团干部的毕业生的起薪溢价主要是因为社团干部经历提高了自身的人力资本水平。

根据本文的研究结论，我们从国家、高校和个人三个层面提出相应建议。

首先，从国家层面来说，由于较高的人力资本水平是保持科技竞争优势、保证国家经济可持续发展的重要因素，而社团活动在促进人力资本积累方面具有显著的正向作用，所以我国实行的“第二课堂成绩单”制度具有重要的现实意义。我国政府应督促和监督全国高校落实此项工作，保障此制度在全国高校的尽早顺利推行；并且，建议教育主管部门将“第二课堂成绩单”制度也纳入初等教育和中等教育中，以便更好发挥“第二课堂”在学生培养方面的作用。

其次，从高校层面来说，各高校应紧跟时代的发展，在严峻的就业形势下，重视“第二课堂”在全面提高大学生素质和推动学校教学科研改革中的积极作用，加紧对“第二课堂”的建设，优化人才培养环节，从而全面提升办学质量以及有效提升毕业生的就业能力；并且建议各高校成立相关部门，以便根据学生发展的需求推荐社团的参与类型、时间和数量等，引导大学生合理参与社团，使得社团发挥出最大的作用。

最后，从个人层面来说，学生、家长、老师不仅应强调和重视社团活动的作用，还应理性对待社团，尤其是大学生应该根据市场和自身需求选择参与社团的类型、数量和时间等，不要因盲目跟风而导致社团参与数量过多或与自身发展关联性较低，从而影响自身竞争力的提高和人力资本的积累。