社团参与经历对大学生就业竞争力的影响——基于657份毕业生调研样本的实证研究

倪天明

(安徽工程大学 电气工程学院，安徽 芜湖 241000)

1 问题提出与文献回顾

近年来，大学生就业难问题愈发严峻[1]. 以思想道德、 文化知识技能、 沟通协作能力等为核心的大学生就业竞争力，不仅能帮助大学生在激烈求职竞争中脱颖而出，而且为大学生未来职业发展奠定了坚实的基础[2]. 郭迪杰指出，培育大学生就业竞争力，关键在于改革高校人才培养模式与方法，应通过优化课程结构与内容、 开展丰富多样的实践活动，提升大学生文化知识技能和社会实践能力[3]. 王美娜与何星钢提出，大学生就业竞争力与其心理资本息息相关，提升大学生就业竞争力，应高度关注大学生心理资本培育，家庭应从小培养大学生自我效能感、 乐观、 希望、 团队意识和韧性等特质，实现大学生心理资本积累和就业竞争力提升[4]. 王雪飞等则强调大学生自我塑造的重要性，认为大学生应树立正确的就业观，精确自我定位，摆正心态，做好职业生涯规划，增强市场竞争力[5].

大学生社团既是大学课堂的重要外延和补充，又是学生沟通、 交流、 参与社会实践的重要阵地，其是否提升了大学生的就业竞争力，近年来受到国内外学者的广泛关注. 如，饶华归纳了大学生社团在大学生就业中的作用[6], 姚炳男和刘鑫颖测度了参与社团对大学生就业竞争力的影响[7], 张艳萍则进一步梳理了社团参与经历影响大学生就业竞争力的内在机理[8].

然而，综合前人研究，国内外学者就社团参与经历作用大学生就业竞争力的相关研究主要停留在二者线性关系的理论与实证探讨上. 社团参与经历是否提升大学生就业竞争力，大学生参与社团的类型、 数量、 时间与强度是否调节社团参与经历作用大学生就业竞争力的效果，社团参与经历对大学生就业竞争力的影响是否具有大学生个体特征差异等问题，则鲜有探讨. 鉴于此，本研究拟借助芜湖5所本科院校2019届、 2020届657份毕业生调查问卷数据，运用有序Probit模型，在系统梳理社团参与经历作用大学生就业竞争力成效及内在机理的基础上，进一步深入挖掘大学生社团参与类型、 数量、 时间与强度以及大学生个体特征诱发社团参与经历影响大学生就业竞争力异质性问题.

2 变量甄选与模型设定

2.1 变量设置及说明

被解释变量：被解释变量应能准确反映大学生就业竞争力状况. 当前，关于大学生就业竞争力的评价，普遍借助大学生毕业后起薪工资和工作类型进行[9]. 本研究以大学生毕业后起薪工资(wage)作为大学生就业竞争力衡量指标. 在问卷设计中，将大学毕业生起薪工资划分为3 000元及以下、 3 001—4 000元、 4 001—5 000元、 5 001—6 000元和6 000元以上，并分别赋值为“1”“2”“3”“4”“5”.

解释变量：解释变量以“您大学期间是否参与过学生社团”(club)进行描述. 当受访对象选择“是”，认定其参与过学生社团，定义为“1”； 当受访对象选择“否”，认定其没有参与过学生社团，定义为“0”. 同时，为了全面梳理社团参与经历作用大学生就业竞争力过程，研究还引入大学生社团参与类型(clu-kind)、 社团参与数量(clu-amo)、 社团参与时间(clu-time)以及社团参与强度(用社团活动参与频率代替clu-freq)，以进一步考察大学生参与社团类型、 数量、 时间和强度差异诱发社团参与经历作用大学生就业竞争力异质性问题.

控制变量：为有效消除变量遗漏带来的研究误差，研究设置了大学生性别(sex)、 生源地(origin)、 学习成绩(用大学期间GPA代替，GPA)、 政治身份(poli)、 学生干部经历(cadre)和实习兼职经历(part-time)六个控制变量.

本研究的数据来源于安徽师范大学、 安徽工程大学、 皖南医学院、 安徽信息工程学院、 安徽师范大学皖江学院这5所本科院校. 调研首先根据上述5所高校2019届、 2020届毕业生总量确定调研样本框，然后对毕业生展开随机抽样调查. 调查工作由上述高校学生会和部分学生社团组织进行. 在对原始数据缺失值和异常值进行处理后，共得到657个有效样本数据. 本研究所甄选变量及具体描述如表1所示.

表1 变量描述性统计表

2.2 模型设定

鉴于毕业生起薪工资(wage)为离散有序变量，且符合正态分布，有序Probit模型较为适用. 有序Probit模型可运用所观测数据研究不可观测潜变量变化规律，其结构形式为：

(1)

式1中，i为样本序号;β为参数向量；Xi是自变量矢量，表示可能影响毕业生起薪的解释变量的观测值；εi为随机误差项；wage*表示毕业生起薪工资的潜变量，是一个不可观测的变量，通过可观测的wagei与wage*之间的关系来代表. 可观测变量wagei与被解释变量wage*具体关系如下：

(2)

式2中，wagei是离散变量，取值为(1,2,3,4,5)，表示第i个样本对其起薪工资水平的评价，αi是一组新参数，是决定样本组别的分界线，有α1<α2<α3<α4.wage*被划分为五个互不重叠的区间.wagei表示某个具体观测值落到哪个区间，wagei取到某一特定值j的概率为：

P(wagei=j)=P(αj-1≤wage*<αj)

(3)

式3中，F为εi的累积分布函数，其中1≤j≤5. 现假设误差项εi服从标准正态分布，则F满足标准正态分布累积函数的条件有：

εi/Xi～(0,δ2)

(4)

如此把毕业生起薪工资观察值wagei作为被解释变量，建立标准有序Probit模型，其对数似然函数为：

lnL=

(5)

式5中，φ为标准正态分布的累积函数. 通过最大化对数似然函数式，即可估计出有序Probit模型中的系数β和参数αi. 估计所得的β值就是本文中社团参与经历对大学生就业竞争力的影响系数.

3 实证过程及结果分析

3.1 社团参与经历作用大学生就业竞争力基准回归结果

借助有序Probit模型对社团参与经历影响大学生就业竞争力状况展开回归分析，结果如表2所示. 其中，模型1为仅考察社团参与经历(club)的简化模型，模型2为在模型1基础上添加控制变量的优化模型. 模型3为社团参与便利性(faci)代替社团参与经历，解决模型内生性的修正模型.

表2 社团参与经历影响大学生就业竞争力实证结果

对于社团参与经历，是否具有社团参与经历(club)模型1、 模型2均通过显著性检验，显著正向影响大学生就业竞争力. 用社团参与便利性(faci)作为工具变量，替代社团参与经历，模型依然通过显著性检验(模型3)，且回归系数达到0.117. 即社团参与经历在大学生就业竞争力塑造中发挥积极作用，显著提升大学生就业竞争力.

对于控制变量，学习成绩(GPA)、 政治身份(poli)通过1%显著性检验，学生干部经历(cadre)、 实习兼职经历(part-time)通过5%显著性检验，回归系数分别为0.257、 0.172、 0.108和0.204. 可见，较好的学习成绩，有利于大学生获得更高的起薪工资； 大学生的学生干部经历、 实习兼职经历以及党员身份也均增强了大学生就业市场的竞争能力. 性别(sex)、 生源地类型(origin)也均通过显著性检验. 前者表明现阶段劳动力市场男大学生更受雇主青睐； 后者原因在于与农村大学生比，城镇大学生自小接触事物更广，锻炼机会更丰富，学习、 创新、 表达、 沟通能力更突出，竞争意识更强，职业生涯规划也更清晰.

3.2 社团参与经历影响大学生就业竞争力异质性回归结果：社团参与差异维度

前文实证表明，社团参与经历显著提升大学生就业竞争力. 然而不同的大学生社团参与类型、 数量、 时间和强度，是否对大学生竞争力具备相同的影响，需展开进一步探讨. 研究拟将大学生社团参与类型、 数量、 时间和强度变量纳入模型，进一步探究大学生社团参与类型、 数量、 时间和强度差异诱发社团参与经历影响大学生就业竞争力异质性问题. 结果如表3所示.

表3 社团参与维度异质性实证结果

第一，对于社团参与类型，思政教育型、 技术技能型、 公益服务型、 社会实践型和文体娱乐型均通过显著性检验，回归系数依次为0.107、 0.302、 0.033、 0.209和0.012. 参与技术技能型和社会实践型社团改善大学生就业竞争力成效最突出，而参与思政教育型、 公益服务型和文体娱乐型社团对大学生就业竞争力也发挥显著影响. 第二，对于社团参与数量，当社团参与数量为1、 2、 3、 4和5个及以上时，社团参与经历对大学生就业竞争力影响系数分别为0.246(1%显著)、 0.256(1%显著)、 0.105(不显著)、 -0.035(不显著)和-0.174(10%显著). 可见，参与1—2个社团对大学生就业竞争力的促进效果最突出； 而参与过多社团则可能因挤占课程学习时间和精力，对大学生就业竞争力产生抑制作用. 第三，对于社团参与时间，社团参与经历对大学生就业竞争力影响随大学生社团参与时间增加而日趋突出. 更长的社团参与时间，为大学生提供更多的学习与锻炼机会，也更有利于大学生就业竞争力的提升. 第四，对于社团参与强度，社团参与强度与大学生就业竞争力关系则呈倒U形态势，适度频率参与社团活动可有效增强大学生的就业竞争力，过少或过于频繁参与社团活动则难以发挥高校社团对大学生就业竞争力的促进功能.

3.3 社团参与经历影响大学生就业竞争力异质性回归结果：大学生个体特征维度

根据前文，社团参与经历促进大学生就业竞争力受大学生社团参与类型、 数量、 时间、 强度等相关因素影响. 除上述维度外，大学生个体特征是否也造成社团参与经历作用大学生就业竞争力异质性问题. 为回答这一问题，研究拟借助分组回归，探讨大学生性别(sex)、 专业类型(major)、 生源地(origin)、 性格特征(char)四个体特征变量调节社团参与经历作用大学生就业竞争力过程. 结果如表4所示.

表4 个体特征维度异质性实证结果

其一，性别维度异质性. 社团参与经历对女性大学生就业竞争力影响更突出. 笔者认为，这可能主要与男女大学生的学习习惯相关，女大学生往往更注重理论学习而忽视社会实践. 社团为大学生提供了丰富的社会实践机会，有助于弥补女大学生校园学习中社会实践短缺的短板. 其二，专业类型维度异质性. 回归结果表明，社团参与经历对大学生就业竞争力的影响系数总体呈现人文社科类普遍高于自然科学类的特点. 究其原因，主要在于两类专业未来就业岗位的要求差异. 自然科学类往往需要大学生具备扎实的专业理论功底，而人文社科类则对大学生的表达、 沟通、 组织和协调能力提出更高的要求. 校园社团虽也提升大学生专业知识技能，但对大学生表达、 沟通、 组织和协调能力的培养更为突出. 其三，生源地类型和性格特点维度异质性. 社团参与经历对于乡村学生和性格内向学生的就业竞争力影响更大. 对城镇学生和性格外向学生来说，其专业知识技能学习和参与社会实践的渠道相对丰富，社团的作用相对弱化. 而对乡村学生和内向学生而言，因缺乏其他途径参与理论学习和社会实践，社团的作用更为突出.

4 结论与启示

提升大学生就业竞争力是改善大学生就业难问题的重要途径，社团在大学生就业竞争力塑造中发挥积极作用. 本文借助芜湖5所高校2019届、 2020届657个毕业生的调研样本，运用有序Probit模型，实证探讨社团参与经历作用大学生就业竞争力相关问题，得到以下3个结论. 第一，社团参与经历在大学生就业竞争力塑造中发挥积极作用，显著提升大学生就业竞争力，且改善大学生就业竞争力途径包括提高思想道德修养、 夯实文化知识技能，强化学习创新、 沟通协调能力和创新精神，以及培育竞争意识等. 第二，社团参与经历影响大学生就业竞争力成效受大学生社团参与类型、 数量、 时间及强度影响. 技术技能和社会实践型社团改善大学生就业竞争力效果最突出. 参与社团时间越长，大学生就业竞争力提升也越明显. 但参与社团数量和强度则应保持适度，社团参与数量过多和过少或过频繁参与社团活动都造成社团促进大学生就业竞争力功能大打折扣. 第三，个体特征也诱发社团参与经历作用大学生就业竞争力异质性. 对于女性、 人文社科类、 乡村和内向大学生，社团参与经历就业竞争力促进作用优于其他类型大学生.

基于上述分析，为最大限度发挥高校社团对大学生就业竞争力的促进作用，应在以下5个方面做出努力. 第一，大力推动高校学生社团建设，提高社团学生覆盖比例，增强学生社团可得性和入团便利性. 第二，加强社团内涵建设，组织社团开展丰富多样，又对学生发展产生积极影响的校园活动，提升高校社团质量. 第三，引导学生科学甄选参与社团类型与数量，合理安排参与社团活动频率. 第四，改革社团社员纳新方式和社员管理制度，增强老社员留社积极性，提升校园社团社员在社时间. 第五，加大对高校社团的资金投入和关注力度，将高校社团视为学校最重要的学生组织加以扶持和管理，实现高校社团发展的可持续性.