家庭社会经济地位如何影响大学生就业风险——父母参与和学业成就的中介效应

高 娟

一、引 言

就业是关系民生改善与社会稳定的重要问题。伴随我国高等教育大众化的发展，大学毕业生一直面临着就业难问题，而2020 年全球疫情的暴发，导致世界经济急剧下滑，也对全球劳动力市场造成灾难性冲击，使得大学生就业形势更加复杂严峻。《“十四五”就业促进规划》(2021)提出“持续做好高校毕业生就业工作”。我国大学毕业生人数众多，据教育部高校学生司指出，2019—2022 届高校毕业生规模分别约达834 万人、874 万人、909 万人和1076 万人，毕业生规模与增量均持续攀升。因此，解决大学毕业生就业问题必将是稳就业保民生的重点。高等教育投资对于每一个家庭均具有一定风险，尤其是对社会经济地位较低的弱势家庭则更为突出。关注大学生高等教育投资的就业风险因素，尤其是不同家庭社会经济地位下如何降低大学生就业风险，有利于帮助大学生应对复杂的就业形势，促进社会稳定。

在劳动力市场上，家庭社会经济地位与高校毕业生就业机会和职业成就之间的联系已被证实，研究发现，来自社会经济地位优势家庭的大学毕业生似乎更容易在劳动力市场上获得就业机会和更满意的职业(文东茅，2005；赖德胜等，2012；乔志宏等，2014；Coonfield，2012；Long 和Ferrie，2013)，一些学者将这归因于社会关系更广泛的中产阶级家庭或职位较高家庭可以动用更多资源帮助子女获得更多的就业机会和更好的职业。然而，仅仅以社会资本理论已不能完全解释社会经济地位与就业之间的关系，忽略大学生个人努力与父母参与等家庭文化资本在其中的中介作用，而将家庭地位更高的大学生职业成就完全归因于社会资本，并不能完整反映家庭社会经济地位对大学生在劳动力市场中就业的动态作用过程。

本研究将“风险”引入大学生就业观念，关注大学生所面临的失业风险和职业风险，基于文化资本与人力资本结合的研究视角，构建结构方程模型检验家庭社会经济地位下父母参与和个人学业成就在大学生就业风险中的交互效应，考察家庭和个人在承担大学生高等教育投资风险中的作用，以帮助大学生更好地应对激烈的劳动力市场竞争。本研究试图在以下方面做出贡献：第一，构建资本占用在大学生就业中的动态作用框架，扩展大学生就业效应中的资本理论观；第二，采用结构方程模型验证家庭社会经济地位在就业风险中的综合交互效应，增进对阶层再生产和代际传承的理解；第三，考察排除家庭社会经济地位影响后大学生父母参与对就业风险的作用路径，揭示不同家庭社会经济地位下的差异化效应，丰富大学生就业领域的文献，为大学毕业生，尤其是弱势家庭的毕业生，提供降低就业风险的参考路径，这对于大学生应对复杂的就业形势具有积极作用。

二、文献综述与研究假设

（一）家庭社会经济地位影响大学生就业风险

大学生就业风险是指社会经济环境中所存在的各种不确定性与大学生个体不完善的预期导致大学毕业生可能会在就业中遭受失业或选择与学历不相匹配的工作而面临着零收入或实际收入低于预期收入的结果(武向荣，2004)。大学毕业生就业不仅仅是面临着找不到工作的失业风险，更主要的是难以找到适合、满意且有利于身心健康的工作所产生的职业风险，这既体现在就业机会上，又体现在就业质量上。家庭社会经济地位对大学毕业生的就业机会获得与就业质量均产生影响(文东茅，2005；岳昌君和白一平，2018)，且这种影响正在加剧(陈东和张郁杨，2019)，对于降低大学生的失业风险和职业风险具有重要意义。由于享有社会资本的好处，家庭社会地位较高的大学生在许多情况下的工作与学位未必是一致的(Coonfield，2012)。例如，愿意到基层工作的高校毕业生往往是处于弱势地位的学生(Wang 和Wen，2015)。不同社会经济地位的家庭通过拥有不同的社会资本、文化资本和经济资本对子女就业产生显著影响。其中，父母职业与子女就业之间存在代际职业流动(Long 和Ferrie，2013)，使得子女更容易获得体制内就业(马草原等，2018；李中建和袁璐璐，2019)。父母受教育程度和社会地位越高，越能对子女学业和就业产生影响，其子女毕业后的升学率、就业率和起薪也越高(文东茅，2005)，这是因为出身于高阶层家庭的大学生接受过更好的基础教育，父母能够提供更多的资源和机会，对其就业去向与结果产生影响，而家庭收入则不能在短期内发挥作用(乔志宏等，2014)。但李春玲(2012)发现，父亲职业地位、父母文化程度和月收入这些家庭背景因素没有明显影响985 高校毕业生毕业后的失业可能性，但父母文化水平和月收入更高的毕业生首份职业的月收入更高。由此可见，以往研究对以父母职业地位、受教育程度和家庭经济状况等指标衡量的家庭社会经济地位因素影响子女就业并未形成一致的结论，且由于研究中基本都是采用单一指标衡量，无法综合反映家庭社会经济地位的作用。从理论上来说，社会经济地位更高的家庭拥有更丰富的社会资本、文化资本和经济资本，能够为大学生子女提供更多的资源，从而抑制大学生的失业风险和职业风险。因此，本文提出假设1。

假设1：家庭社会经济地位对大学生就业风险具有显著影响，即更高社会经济地位的家庭能够更好地抑制子女的失业风险和职业风险。

（二）家庭社会经济地位通过学业成就影响大学生就业风险

尽管许多研究采用调查数据验证家庭社会经济地位对大学生就业的影响，但这种影响是直接的还是间接的，以及是如何产生的，还需要进一步的数据验证。王卫东(2013)发现，代际传承(父母社会经济地位)对地位获得不具有直接效应，而只能通过代际传承中的父亲教育水平因素直接影响学校过程，尤其是学业表现，再对本科毕业生地位获得产生间接影响。王霆(2020)也证实，人力资本显著中介了先赋性社会资本(家庭社会经济地位)对大学生就业质量的影响。实际上，社会出身对学生学业成就的再生产效应是教育研究的普遍发现。家庭社会经济地位作为社会出身的一个常用指标，与学业成绩之间的关系已经在一些不同样本研究中得到证实。例如，Sirin(2005)回顾了1990—2000 年发表的社会经济地位和学术成就的期刊文章，研究结果表明，社会经济地位与成就呈中度至强相关关系。然而，这一关系受到社会经济地位变量的单位、来源、范围和社会经济地位成就测量类型的调节，且这种关系也取决于学校水平、少数民族地位和学校所在地等因素。Tan(2015)基于Hattie(2009)的研究结论指出，家庭社会经济地位与学生成绩的相关性为0.27，解释了大约7%的学生成绩差异。在中国，研究也证实，家庭社会经济地位对大学生学业成就具有显著影响(乔志宏等，2014；赵德成和柳斯邈，2021)，但在不同类型大学中可能表现出差异化影响(李春玲和郭亚平，2021)。而学业成绩、英语水平、计算机水平、担任学生干部、获奖情况、社会实践、工作经历或兼职经历、政治面貌等学业成就对大学生就业具有积极影响(乔志宏等，2014；高娟，2022)。这些研究证实了家庭社会经济地位的某些因素对大学生子女的学业成就的部分指标产生影响，而大学生学业成就指标也影响了其就业结果，但完整考虑所有指标的综合效应，以及学业成就在家庭社会经济地位对大学生失业风险与职业风险的影响中分别发挥何种效应还有待证实。基于文献分析，本文提出假设2。

假设2：学业成就在家庭社会经济地位对大学生就业风险的影响中发挥中介效应，即来自更高社会经济地位家庭的大学生在大学期间的学业成就更高，能够显著抑制他们的失业风险和职业风险。

（三）家庭社会经济地位通过父母参与影响大学生就业风险

关于父母参与，Epstein 提出了一种被广泛认可的父母在子女教育中的不同参与类型，在其早期研究中指出了基本养育义务、与学校沟通、在学校的参与和在家庭活动中的参与四种类型，之后从学校的视角又将该定义类型扩展为协助父母养育技巧、学校与家庭沟通、家长参与学校的志愿者、家长在家庭学习中的参与、家长参与学校决策和家长参与学校-社区协作(Fan 和Chen，2001)。Castro 等(2015)将父母参与看作是父母积极参与孩子社交、情感和学业发展的各个方面。而实践文献中对其进行了不同的操作化界定，大多数研究将其操作化为父母参与一般性表述、与孩子对学校问题的沟通、作业(父母监督)、父母期望、与孩子们阅读、父母出席和参与学校活动及家庭结构类型(Fan 和Chen，2001；Castro 等，2015)。然而，进入高等教育阶段的大学生通常比在义务教育和中等教育阶段具有更强的自主性与独立性，大学生父母基本很少再直接参与子女的某些行为，如作业监督、参与学校活动等，因此，大学生的父母参与主要是通过父母对子女提供教育支持的态度、与子女的亲子关系及教育期望等形式参与到子女的教育中。

一些研究认为，父母参与是家庭社会资本的重要体现(McNeal，1999；刘保中等，2015)。在求职分析中，社会资本强调父母提供资源帮助毕业生找工作。家庭社会经济地位对父母参与具有显著影响，更高社会经济地位的家庭，父母更加愿意参与子女的学习与生活(Nguon，2012；乔娜等，2013；刘保中等，2015；安桂清和杨洋，2018)。中产阶级父母参与的影响在大学毕业生求职过程中表现得更为明显，他们通过提供社会关系、为子女建立中产阶级认可的素质及监督子女的求职行为，更广泛地参与子女的求职，从而使他们比贫困阶层大学生在劳动力市场获得更好的工作(Liu，2016)。Liu(2016)的研究通过调查父母的角色，即在毕业生求职前和求职期间的父母参与，以及父母在求职中的影响考察了中产和贫困家庭大学生的求职差异，但他的研究主要通过访谈进行定性研究，没有进行大数据的定量分析。从社会资本理论解释，社会经济地位更高的家庭由于拥有更多的资源，父母在对子女教育支持方面或与子女亲子互动时，可以向子女传递就业信息资源和其他实质性资源，还可以对子女的学习行为或就业行为提供行之有效的建议，帮助子女实现就业或获得更好的职业，抑制失业风险和职业风险。因此，本文提出假设3。

假设3：父母参与在家庭社会经济地位对大学生就业风险的影响中发挥中介效应，即来自更高社会经济地位家庭的大学生通过更多且更有效的父母参与，能够显著抑制他们的失业风险和职业风险。

（四）家庭社会经济地位通过父母参与和学业成就的共同中介作用影响大学生就业风险

还有研究认为，父母参与类型是家庭文化资本中文化能力的体现(Cooke-Rivers，2014；Tan，2015)。尽管文化资本理论与社会资本理论都揭示了阶层优势的代际传承，但文化资本理论更加强调文化能力的重要性(Liu，2016)。一些学者研究了家庭过程在家庭社会经济地位赋予学生学习优势或劣势中的作用。文化资本理论是这一现象最具有影响力的解释，相关实证研究检验了文化资本是否能够解释社会地位对学生成绩的影响(Tan，2015；Bodovski 等，2017；Xie 和Ma，2019)。其中，体现家庭文化能力的父母参与在家庭社会经济地位与学生成就的关系中发挥一定作用。Altschul(2012)的研究表明，社会经济地位对青少年学业成绩有预测作用，父母参与在家庭收入与母亲受教育程度对青少年学业成绩的影响中发挥中介作用。Chowa 等(2013)则并未发现父母的社会经济地位有效预测了青年的父母参与。Tan(2015)发现，在控制父母教育、学生性别和学生过去的留级历史之后，父母教育期望和父母教育对学生成就的交互效应具有统计学意义，特别是高社会经济梯度经济体比中等社会经济梯度经济体对父母教育期望的主效应，以及父母教育期望与父母教育之间的交互效应更为显著。Guo 等(2018)的分析显示，父母期望和父母具体参与行为在家庭社会经济地位与阅读成绩之间发挥关键的中介作用。Sun 等(2018)发现，父母的参与在各个国家的特定领域缓和了家庭社会经济地位与儿童早期发展之间的关系。杨宝琰和万明钢(2015)的研究显示，在对学业成绩的作用上，父亲教育程度和经济资本分别对其具有直接正效应和负效应，且它们均通过父母教育期望、教育支持和学校教育关注的中介效应发挥间接促进效应。李忠路和邱泽奇(2016)在探讨家庭背景对儿童学业成就的影响路径时发现，透过家长教育参与和行为支持，家庭培养了儿童的学习态度与习惯，进而影响其学业成就。肖磊峰和刘坚(2017)对四年级学生的研究发现，父母参与没有显著影响家庭社会经济地位对学业成就的影响，家庭社会经济地位通过父母参与和学业自我效能感的中介链间接影响学业成就。李波(2018)的分析表明，家庭出身对父母参与行为具有显著影响，而父母参与积极影响了子女学业成绩。

尽管这些研究用数据证实了父母通过在养育过程中的教育支持、亲子互动、更高的教育期望等教育参与在家庭社会经济地位与子女学业成就关系中发挥作用。然而，由于大部分研究基本上关注的是基础教育和中等教育阶段的父母参与，却很少有研究关注进入高等教育之后的大学生父母参与，关于父母参与如何进一步对大学生就业发挥作用则更少涉及。从文化资本理论视角而言，在就业分析中，父母参与可以通过养育过程中的教育支持态度、亲子关系和教育期望等形式，向子女传递学习与就业方面的教育观念、态度、价值观与思维方式，对子女的学习与就业观念和思想产生影响，帮助子女树立积极的学习态度，培养适应就业需要的各种知识与能力，促进学业成就的积累，进而抑制失业和职业风险。因此，本文提出假设4。

假设4：父母参与和学业成就在家庭社会经济地位对大学生就业风险的影响中发挥链式中介效应，即来自更高社会经济地位家庭的大学生父母参与更多，促进子女在大学期间积累更高的学业成就，进而能够显著抑制子女的失业风险和职业风险。

三、数据、变量定义与问卷设计

（一）数据来源与样本特征

本研究的调查对象是高校毕业生，课题组于2019 年和2020 年5—7 月采用随机抽样原则通过问卷星发放电子问卷和委托社会关系网发放纸质问卷相结合的形式，按照国家统计局划分的东、中、西部和东北部的标准在这些不同区域多个省份向高校毕业生发放问卷。通过问卷调查共计向本科毕业生发放问卷2528 份，收回有效问卷2239 份，有效问卷回收率约89%。被调查的有效样本中，未就业的大学毕业生612 人，约占27%，实现就业的大学毕业生1627 人，约占73%，其中，以签订协议或合同方式实现就业的大学毕业生1042 人，约占总样本的47%。全部样本中，汉族和少数民族大学毕业生分别约占76%和24%；男生和女生分别约占45.5%和54.5%；来自城市和农村的毕业生分别约占42%和58%；毕业于重点高校、普通本科院校和其他院校的学生分别约占8.4%、84%和7.6%；样本毕业生所学专业涵盖13 个学科门类，概括为工学、管理学、理学、经济学、其他人文社科类、农学医学和军事学分别占比约40.1%、20.9%、11.4%、11.3%、12.7%、3.6%。

（二）变量定义与问卷设计

本研究所涉及的大学生家庭社会经济地位、父母参与、学业成就和就业风险四个主要变量均为潜变量，主要通过设计多个问卷题项形成的观测变量予以反映。

1. 家庭社会经济地位

家庭社会经济地位采用父母职业、父母文化程度和家庭经济条件这三个常用指标衡量。其中，父母职业以父母所从事的最高职业阶层为标准，分为“城乡无业、失业、半失业者”“农民”“产业工人”“商业服务业员工”“个体工商户”“办事人员”“专业技术人员”“私营企业主”“经理人员”“国家与社会管理者”共十个阶层，分别编码赋值为1～10；父母文化程度以父母最高受教育程度衡量，按照“未受过正式教育”“小学及以下”“初中”“高中(包括中专、技校、职高)”“专科”“本科”“研究生及以上”分别赋值为1～7；家庭经济条件依据“非常差”“比较差”“一般”“比较好”“非常好”5 级计分，分别赋值为1～5。经过探索性因素分析发现，该变量的KMO 值为0.615，Bartlett 球形检验的χ值达到0.000 的显著性水平，三个问卷题项所形成的因子可以解释的变异量为62.742%。

2. 父母参与

根据前述理论分析，大学生的父母参与主要体现在父母对子女提供教育支持的态度、与子女的亲子交流沟通及教育期望方面，本研究通过“您父母支持您参加各种课外学习、兴趣班或社团活动”“您父母经常和您交流学习与就业问题”“您父母期待您继续升学或成为某一领域的专家”三个问卷题项分别予以反映，采用李克特量表从“非常不符合”到“非常符合”5 级计分，分别赋值为1～5。探索性因素分析结果显示，该变量的KMO 值为0.696，Bartlett 球形检验的χ值显著，三个问卷题项构成的因子可以解释的变异量为69.878%。信度分析结果显示，父母参与变量的系数为0.784，表明该变量的内部一致性信度合理。

3. 学业成就

大学毕业生学业成就体现的是大学生在高等教育过程中的学业表现，主要通过“学习成绩”“荣誉证书”“职业资格证书”“其他学习成就(如英语四六级证书、计算机证书、双学位证书、发表学术论文)”“政治面貌”“实践获奖”“各种实践经历(如担任学生会干部、参加学生组织或社团活动、担任学生社团骨干或负责人、参加社会调查或实践、具有专业实践经验)”七个方面的问卷题项以定序变量的形式进行测量。探索性因素分析表明，学业成就变量的KMO 值为0.795，Bartlett 球形检验的χ值显著，并萃取出体现大学生知识水平的“知识型成就”(包括“学习成绩”“职业资格证书”“其他学习成就”)和体现个人综合素质的“素质型成就”(包括“荣誉证书”“政治面貌”“实践获奖”“各种实践经历”)两个因素层面，它们可以解释的总变异量达52.982%。

4. 大学生就业风险

大学毕业生就业风险可分为失业风险和职业风险。

(1) 失业风险主要是大学生毕业时面临失业并导致损失的可能性。本研究以“是否实现就业”这一虚拟变量作为失业风险的衡量指标。若大学生未实现就业则赋值为1，表明存在失业风险；若已实现就业则赋值为0。

(2) 职业风险主要是大学生在毕业后选择的初职职业所需要承担的风险。本研究设计了包括九个方面题项的大学生职业风险调查问卷，采用李克特量表从“非常不同意”到“非常同意”5 级计分，分别赋值为1～5。探索性因素分析结果显示，变量的KMO 值为0.913，Bartlett 球形检验的χ值显著，并萃取出三个因素层面，即主观职业不匹配风险(包括“职业与兴趣不一致、与未来职业发展预期不一致、与追求生活方式的不一致”)、身心健康伤害风险(包括“工作环境对您的健康状况和生命安全有影响”“工作环境让您没有融入感和归属感”“工作环境与您的风俗习惯有冲突”)和客观职业不匹配风险(“职业与学历不匹配”“与专业不对口”“与知识和能力不匹配”)，它们可以解释的总变异量达81.305%。信度分析显示，大学生职业风险量表的系数为0.926，其三个因素层面的系数分别为0.912、0.826、0.873，表明问卷信度较好。

四、结构方程模型分析

（一）家庭社会经济地位、父母参与、学业成就与就业风险

为了完整检验大学生家庭社会经济地位、父母参与、学业成就与就业风险的关系，运用AMOS 软件分别构建失业风险和职业风险两个结构方程模型，验证从家庭社会经济地位到失业风险和职业风险的作用路径。

1. 家庭社会经济地位、父母参与、学业成就与失业风险

针对被调查的2239 名有效大学毕业生样本，结合对大学生学业成就的因素分析结果，对大学生学业成就的两个因素层面“知识型成就”和“素质型成就”采用均值法计分，运用AMOS 软件构建大学生失业风险结构方程模型(结果见表1 和图1)。

表1 结构方程模型适配度结果

图1 失业风险结构方程模型

表1 中，失业风险结构方程模型适配分析结果显示，模型χ/df 值为3.940，有学者推荐χ/df 值在2～5 为可接受范围(Wheaton，1987)，也有学者认为在2 以下才是理想拟合(Byrne，1989)，但由于χ/df 值无法消除样本量的影响(侯杰泰等，2004)，当样本量较大时该值越大，而本研究样本量较大，因此，需要结合其他拟合指标评价模型，该模型其余适配度指标RMSEA 值为0.036，RMR 值为0.038，均小于0.05，而GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI 值均大于0.900，且模型的BIC 值和CAIC 值也同时小于独立模型值和饱和模型值，这些结果均表明模型拟合良好。

图1 中，路径分析结果表明，①由父母职业阶层、父母文化程度和家庭经济条件三个观测变量衡量的家庭社会经济地位潜变量对大学生父母参与具有非常显著的直接正效应(0.420)，它解释了大学生父母参与变量约18%的变异量。②由父母教育支持、亲子沟通和教育期望三个观测变量衡量的大学生父母参与潜变量对大学生学业成就具有非常显著的直接正效应(0.175)，而家庭社会经济地位既对大学生学业成就具有显著的直接积极影响(0.131)，又通过大学生父母参与对其大学学业成就产生非常显著的间接正效应(0.074＝0.420×0.175)。它们共同解释了大学生学业成就变量约7%的变异量。③由知识型成就与素质型成就两个因素层面构成的大学生学业成就对失业风险具有非常显著的直接负效应(-0.308)。而父母参与对大学生失业风险不具有显著的直接影响(-0.007)，却通过大学生学业成就对失业风险产生显著的间接负效应(-0.054＝-0.308×0.175)。④家庭社会经济地位对大学生失业风险不产生显著的直接效应(-0.009)，但通过直接正向影响大学生学业成就对其失业风险产生显著的间接负效应，或者通过影响父母参与进而影响学业成就，进一步对大学生失业风险产生显著的间接负效应。

对失业风险模型中的不显著路径进行剔除，修正后的模型标准化效应分析结果(见表2)显示，①家庭社会经济地位越高的大学生在大学期间的学业成就也越高(直接效应值为0.133)，而大学毕业生在大学期间的学业成就又显著抑制了其失业风险(直接效应值约为-0.314)，因此，来自社会经济地位较高家庭的大学生通过大学期间更好的学业成就抑制了其毕业后的失业风险(间接效应值为-0.042)。②家庭社会经济地位越高的大学生，其父母对其教育参与也越多(直接效应值为0.420)，尽管大学毕业生父母对教育支持的态度、家庭亲子沟通和父母的教育期望，这些父母参与因素不能直接抑制大学生的失业风险，但大学生教育中父母参与越多，大学生学业成就则更高(直接效应值为0.177)，并进而在一定程度上增加了大学生求职成功的机会而抑制了毕业后的失业风险(间接效应值为-0.055)，因此，来自社会经济地位较高家庭的大学毕业生通过更多的父母参与可能拥有更高的学业成就，从而抑制毕业后的失业风险(间接效应值为-0.023)。总体而言，家庭社会经济地位对大学生失业风险的抑制作用约有65%是通过大学期间学业成就发挥的作用，约35%则是通过父母参与和学业成就联合作用的结果。

表2 修正后的结构方程模型标准化效应结果

2. 家庭社会经济地位、父母参与、学业成就与职业风险

在对大学生学业成就和职业风险因素层面分别采用均值法计分的基础上，以1042名签订协议或合同方式就业的大学毕业生作为样本对象，构建职业风险结构方程模型(结果见表1 和图2)。表1 中，职业风险模型适配分析结果显示，模型χ/df 值为1.987＜2，RMSEA 值为0.031，RMR 值为0.035，均小于0.05，其余适配度指标GFI、AGFI、NFI、RFI、IFI、TLI、CFI 等均大于0.900，且理论模型的AIC、BIC 和CAIC值均同时小于独立模型和饱和模型值，这些均表明模型拟合较好。

图2 中，职业风险模型路径分析结果显示，①以签订协议或合同方式实现就业的大学生为样本，家庭社会经济地位潜变量对大学生父母参与潜变量具有非常显著的直接正效应(0.352)，它对大学生父母参与变量的解释变异量约为12%。②已实现求职就业大学生父母参与潜变量对其学业成就潜变量具有非常显著的直接正效应(0.170)，而家庭社会经济地位并未显著直接影响这些以协议或合同方式实现就业的大学生的学业成就(0.040)，但却通过他们的父母参与对其学业成就产生显著的间接正效应(0.060＝0.352×0.170)。大学生学业成就可以被家庭社会经济地位和父母参与共同解释的变异量约为4%。③以协议或合同方式实现就业的大学生的学业成就对其初职职业风险具有非常显著的直接负效应(-0.138)，而家庭社会经济地位和父母参与均未显著直接影响这些已就业大学生的初职职业风险(标准化路径系数分别为-0.022 和 -0.004)。但父母参与会通过大学生学业成就对他们的初职职业风险产生显著的间接负效应，同时，家庭社会经济地位则通过影响父母参与，进而影响学业成就，进一步对这些已就业大学生的初职职业风险形成显著的间接负效应，但这种间接效应的作用程度较弱。

图2 职业风险结构方程模型

剔除职业风险模型中的不显著路径后的标准化效应结果表明(表2 所示)，对以签订协议或合同方式实现就业的大学生而言，来自社会经济地位较高家庭的毕业生，其父母更愿意也更有能力参与子女的学习与就业。例如，对子女在读期间提供更多的教育支持、与子女关于学习或就业的亲子沟通更多，同时对子女的教育期望可能也更高(直接效应值为0.354)，这些父母参与行为促进了子女在大学期间的学业成就的积累与提升(直接效应值为0.187)，而更高的学业成就有助于他们在毕业后寻求更好、更满意且更具有匹配度的职业，降低其初职职业风险(直接效应值为-0.138)。总体而言，大学期间更多和更优质的父母参与，有助于大学生获得更高的学业成就，进而降低其毕业后的初职职业风险(间接效应值为-0.026)，父母参与对大学生职业风险的抑制作用完全通过其大学期间的学业成就发挥作用。而家庭社会经济地位对毕业生初职职业风险的抑制作用则是通过其父母参与和大学期间的学业成就联合发挥作用(间接效应值为-0.009)，这种间接效应尽管显著但却非常弱。

（二）不同家庭社会经济地位下的差异化效应

在上述研究基础上，排除家庭社会经济地位的影响之后考察父母参与、学业成就与就业风险之间的关系，揭示家庭社会经济地位对父母参与、学业成就与失业风险(或职业风险)之间的关系强度是否具有影响和混淆效应。

一方面，删除不显著路径后的父母参与、学业成就与就业风险关系结构方程模型标准化效应结果(表3)显示，父母参与和失业风险、职业风险关系模型的适配均较好，在排除家庭社会经济地位的影响之后，父母参与、学业成就与就业风险之间的关系效应基本没有变化，父母参与对大学生失业风险和职业风险依然均不具有显著的直接效应，但通过大学生学业成就对其失业风险和职业风险均产生间接负效应。

表3 父母参与、学业成就与就业风险关系模型标准化效应结果

另一方面，对家庭社会经济地位的三个观测指标进行适当合并分类之后，采用多群组分析检验它们是否影响了父母参与、学业成就与失业风险(或职业风险)之间的作用路径。首先，对父母职业阶层合并划分为中下阶层(包括“城乡无业、失业、半失业者”“农民”“产业工人”“商业服务业员工”“个体工商户”“办事人员”阶层)和中上阶层(包括“专业技术人员”“私营企业主”“经理人员”“国家与社会管理者”阶层)两类；其次，对父母文化程度合并为初等教育及以下(“未受过正式教育”“小学及以下”)、中等教育(“初中”“高中”)、高等教育及以上(“专科”“本科”“研究生及以上”)三类；最后，对家庭经济条件，考虑到经济条件“非常好”的家庭比较少，故将其合并划分为中等以上(“一般”“比较好”“非常好”)和较差(“非常差”“比较差”)两类。经过多群组分析后的不同家庭社会经济地位下的标准化路径和模型比较结果如表4 所示。

表4 中，不同家庭社会经济地位下，父母参与、学业成就与失业风险的路径比较结果显示，①职业中上阶层的父母参与对大学生学业成就不具有显著影响，但学业成就对大学生失业风险却具有显著直接负效应，而职业中下阶层的父母参与显著正向影响子女大学学业成就，进而抑制失业风险。在设定父母参与对学业成就路径系数相等时，中上阶层和中下阶层的模型比较P 值为0.004，小于0.05，达到显著水平，表明父母职业阶层通过调节父母参与对学业成就的效应，在“父母参与→学业成就→失业风险”这一间接路径中发挥显著的调节作用。②父母教育程度为初等教育及以下、中等教育和高等教育及以上时，父母参与均显著正向影响大学生学业成就，进而显著负向影响其失业风险，而不同的父母教育程度下，每条路径系数相等时的模型比较P 值均未达显著。这表明父母教育程度的差异对父母参与、学业成就与失业风险的作用路径不产生显著的调节作用。③家庭经济条件为中等以上和较差时，父母参与对大学生失业风险均产生显著间接负效应(间接效应值分别为-0.071 和-0.051)，经济条件差异通过显著调节大学生父母参与对学业成就的正效应(模型比较P 值为0.028)，在“父母参与→学业成就→失业风险”这一间接路径中发挥一定程度的调节作用。不同家庭社会经济地位下，父母参与、学业成就与职业风险的路径比较结果显示，①中上阶层的父母参与对大学生职业风险具有显著直接负效应，而中下阶层的父母参与通过大学生学业成就对其职业风险产生负效应。且父母职业阶层通过调节父母参与对学业成就的正效应(模型比较P 值为0.029)及父母参与对职业风险的负效应(模型比较P 值为0.040)，在“父母参与→职业风险”和“父母参与→学业成就→职业风险”中发挥一定程度的调节作用。②尽管父母文化程度为中等教育时，父母参与对大学生职业风险具有一定间接效应，但接受高等教育及以上和初等教育及以下的父母参与均对大学生职业风险没有非常显著的直接或间接影响，且模型比较P 值也均未达显著水平，表明父母文化程度对父母参与、学业成就与职业风险的作用路径不产生显著调节效应。③尽管经济条件中等以上家庭的大学生父母参与显著直接影响其学业成就，而较差家庭则不具有显著影响，但可能由于经济条件较好与较差家庭之间不存在显著差异，模型比较P 值的结果反映，家庭经济条件对父母参与、学业成就与职业风险的路径不产生显著调节效应。

表4 不同家庭社会经济地位下的差异化效应结果

（三）性别、族群与城乡的差异化效应

结合性别、族群和城乡差异，采用多群组分析检验它们在失业风险模型和职业风险模型中是否发挥调节效应(结果见表5)。表5 中，失业风险模型比较P 值的结果显示，族群差异通过调节学业成就对失业风险的直接效应，使得汉族与少数民族学生的失业风险作用路径具有一定差异化效应。相对于汉族大学生，少数民族大学生学业成就对失业风险的影响更强烈，这说明学业成就在少数民族大学生实现就业方面比汉族大学生发挥了更加重要的作用。这也同时促使少数民族大学生家庭社会经济地位在抑制失业风险方面比汉族大学生发挥更大和更强的间接效应。城乡差异通过调节家庭社会经济地位对学业成就的直接效应，对失业风险模型具有一定的调节效应，家庭社会经济地位对城市大学生学业成就的影响比农村大学生的影响更显著，城市籍大学生家庭社会经济地位对其失业风险的抑制效应能够通过学业成就中介，或者通过父母参与和学业成就共同中介变量发挥作用，但农村籍大学生学业成就在家庭社会经济地位对失业风险的抑制效应中则不发挥独立中介作用，只能通过父母参与的间接中介作用共同发挥作用。这可能是因为城市籍大学生通常也拥有更高的家庭社会经济地位支持和促进大学生学业成就的积累，而农村籍大学生大多来自家庭社会经济地位较低的家庭，对其学业成就也没有形成显著的直接促进作用，只能通过父母参与进行间接干预，这实际上进一步证实了高社会经济地位家庭对大学生学业成就的促进作用。而性别差异对失业风险模型并未产生较显著的调节效应。职业风险模型比较P 值的结果显示，性别差异在大学生父母参与对职业风险的直接效应中有所体现，对职业风险模型具有一定的调节作用，实际上，无论男生还是女生，父母参与对职业风险均不具有非常显著的作用，但女性大学生的父母参与对其职业风险具有较弱显著的负效应，这也反映出女性大学生的父母参与在抑制职业风险中的作用比男性大学生要略强一些。而族群和城乡差异对职业风险模型并不具有显著的调节作用。

表5 性别、族群与城乡的差异化效应结果

五、结论与政策启示

（一）主要研究结论

1. 家庭社会经济地位对大学生就业风险的抑制主要通过学业成就这一独立中介变量或者父母参与和学业成就的链式中介变量发挥间接效应。

研究结果显示，家庭社会经济地位对失业风险和职业风险均未产生显著直接影响，但父母参与和大学学业成就在大学生家庭社会经济地位与就业风险中发挥中介效应。结构方程模型结果支持以下路径。

(1) 家庭社会经济地位→学业成就→失业风险。家庭社会经济地位对大学生失业风险只有显著的间接影响，它对大学生失业风险的抑制可通过学生学业成就来发挥中介作用，高社会经济地位家庭的大学生往往能获得更好的知识型成就和素质型成就，而学业成就更高的大学生能够在求职中更占优势，更容易实现就业和避免失业。

(2) 家庭社会经济地位→父母参与→学业成就→失业风险。家庭社会经济地位对大学生失业风险的抑制也通过父母参与和学业成就的链式中介发挥作用，高社会经济地位家庭的大学生父母往往能够调动更多的经济、文化和社会资源，能够更多地参与到子女的教育中，通过更多支持子女参加各种课外学习、兴趣班或社团活动，经常与子女交流学习与就业问题及更高的教育期望，更能提高大学生的学业成就，进而保证他们更容易实现就业。

(3) 家庭社会经济地位→父母参与→学业成就→职业风险。家庭社会经济地位对大学生职业风险的影响几乎完全由父母参与和学业成就的链式中介来解释，这种间接抑制效应虽然较小，但却具有显著的统计学意义。尽管以职业匹配风险和身心健康伤害风险测度的职业风险不仅仅是对实际就业质量本身的反映，也是对大学生职业心理预期的体现，还受到大学生的职业期望等多方面因素的影响，但高质量的职业岗位无疑能够在一定程度上降低大学生所面临的职业风险。对于以签订协议或合同实现就业的大学生来说，经济、文化和社会资源更丰富的高社会经济地位家庭，有更多的意愿和能力支持子女在学校的学习和实践活动，与子女之间交流学习与就业问题，往往对子女也有更高的职业成就期望，能够为子女学习与就业提供更多的物质与精神的支持，促进子女大学期间知识与素质的积累，有助于他们寻求更高质量的职业并合理评估与不同的职业环境之间的匹配度，降低职业不匹配风险或可能的身心健康伤害风险，尤其是对主观职业不匹配风险产生相对大一些的抑制效应。

2. 排除家庭社会经济地位的影响之后，大学生父母参与依然通过影响学业成就对就业风险发挥间接抑制作用，且这一间接路径受到父母职业阶层和家庭经济条件的部分干扰。

(1) 父母职业阶层对“父母参与→学业成就→失业风险”路径具有一定程度的调节作用，父母职业中上阶层的大学生主要依赖学业成就抑制失业风险，父母参与作用不显著，而职业中下阶层的父母参与通过学业成就抑制失业风险。这一结果也反映出中下阶层的父母参与在改善大学生学业成就和抑制大学生失业风险上发挥了更显著的作用。

(2) 家庭经济条件对“父母参与→学业成就→失业风险” 路径具有一定程度调节作用，经济条件中等以上与较差家庭在父母参与对学业成就的作用程度上存在显著差异。中等以上经济条件的家庭与较差经济条件的家庭相比，父母参与通过提升大学生学业成就进而间接抑制其子女失业风险的效应略强。

(3) 父母职业阶层对“父母参与→学业成就→职业风险”路径具有一定程度调节作用，职业中上阶层家庭的父母的参与直接影响了学生职业风险，而中下阶层家庭的父母参与则通过学业成就影响学生的职业风险。这可能是由于中上阶层家庭的父母可以在教育支持、亲子沟通中提供更多的实质性就业信息资源和就业建议，一方面能够帮助子女在寻求职业时获得更高质量的职业，另一方面通过对子女寻找非中上阶层工作进行纠正，保证子女的就业保持在父母认可的中产阶层路径(Liu，2016)，从而降低职业风险。中下阶层的父母由于资源相对有限，对于子女的教育参与更多表现在精神层面，无法为子女就业提供实际的信息资源，也无法提供直接有效的就业建议，难以通过直接参与来影响子女求职结果，但精神层面的支持、沟通与期望能够鼓励其子女在大学期间积累更高的学业成就，进而也能降低毕业后的职业风险。

3. 家庭社会经济地位与大学生就业风险之间的关系在不同性别、族群和城乡之间具有部分差异。

族群与城乡差异在家庭社会经济地位与学生失业风险的关系路径中具有一定调节作用，而性别差异在家庭社会经济地位与职业风险的关系路径中具有一定调节作用。但总体而言，男生和女生、汉族和少数民族大学生，以及城市籍与农村籍大学生在家庭社会经济地位对失业风险和职业风险的抑制作用方面具有一定差异，但未形成特别显著的差异。

（二）政策启示

本研究的发现为如何对大学生就业的阶层差异实施家庭干预和个人培养提供了重要启示。

首先，不同资本占用在家庭社会经济地位与大学生就业风险关系中共同发挥作用，家庭除了提供经济资本和社会资本外，文化资本支持也很重要，而大学生应当注重人力资本的多维积累。父母参与和学业成就是家庭社会经济地位抑制大学生失业风险和职业风险的重要解释因素，家庭社会经济地位更高，则父母参与更多、子女学业成就更高，失业风险和职业风险就更低，尽管路径有所差异，但父母参与和学业成就始终在发挥作用。这一结论反映了不同资本占用的动态作用框架，验证了体现部分社会、文化与经济资本占用的家庭社会经济地位不仅仅只是通过动用更多社会资源帮助子女抑制失业与职业风险，还可以通过体现社会资本与文化资本的父母参与和大学生人力资本占用在子女就业中发挥作用。这也可以帮助理解高社会经济地位家庭为什么比低社会经济地位家庭的大学生学业成就更高、失业风险和职业风险更低，一个很重要的原因是高社会经济地位家庭的父母更多地参与子女的学习与就业，促进子女在大学期间学业成就的积累，进而抑制子女的失业风险和职业风险。

其次，低社会经济地位家庭的大学生也可以借助父母参与和学业成就抑制就业风险，社会各界应当共同鼓励和支持父母参与。无论家庭社会经济地位如何，父母参与依然通过学业成就抑制大学生的就业风险，这也表明家庭社会经济地位并不一定会完全抑制子女的就业。虽然父母参与和大学生就业风险之间的关系强度受到了部分家庭社会经济地位因素的干扰，但父母参与、学业成就和就业风险之间的关系强度超过了家庭社会经济地位的干扰与混淆，低社会经济地位家庭的父母通过适当地参与子女的学习与就业教育，可以在一定程度上缓解家庭社会经济地位的弱势效应(尽管较差经济条件家庭的父母参与通过学业成就对失业风险的抑制效果没有中等以上经济条件家庭显著)。如果家庭社会经济地位是无法直接干预的因素，那么就有必要鼓励家庭适当通过教育参与来帮助大学生获得更高的学业成就，从而降低失业风险和职业风险，而这既需要弱势家庭父母提升教育参与的主动性，又需要社会各界联合完善社会支持体系，提升弱势家庭父母参与的水平，才能改变低社会经济地位家庭的不利处境，维护教育的公平与公正。

再次，中上职业阶层父母更多的参与并不一定能更好地提升学业成就，进而抑制就业风险，父母适当且有效地进行参与才能更好地促进大学生子女积累学业成就和抑制就业风险。本研究发现，尽管中上职业阶层父母在子女的教育中参与更多，但是却对其子女的学业成就和失业风险均未产生显著影响，而中上职业阶层父母参与却对子女的职业风险具有一定的直接影响。这一结果表明，更多的父母参与并不一定总是能抑制失业风险和职业风险，这可能与父母参与的形式有关。来自中上职业阶层家庭的大学生往往能够通过父母参与传递就业信息，虽然不一定都能被学生有效使用，但却通常能够帮助他们获得更满意的职业。但这些家庭的大学生可能在父母参与中反而不能树立更积极的学习态度，以促使他们通过个人努力积累知识与能力。因此，如何适当且有效地实施父母参与对于增强父母参与在就业风险中的作用是值得研究的话题。

最后，弱势大学生群体的父母参与或学业成就在抑制就业风险中发挥了更显著或更强烈的作用，父母参与方案应当结合目标家庭的特征与需求进行设计，自身学业成就积累则更应加强。本文研究结果表明，父母参与或学业成就在弱势大学生群体就业风险抑制中的作用更加显著和更强烈。因此，弱势大学生群体更需要加强学业成就的积累，而弱势家庭应当结合家庭特征与需求来设计、调整父母参与方案。