基于有序Logit 模型高校畢業生就業質量影響因素分析*

張乃文

（中國刑事警察學院）

社會各界向來都比較重視高校畢業生就業問題，且重視程度也在不斷提高。隨著日漸健全的就業政策，加上各級部門長期以來堅持不懈地付出，盡管高校畢業生就業形勢日漸好轉，但是，畢業生就業質量如何？影響就業質量的因素有哪些？成為我們必須關注的內容[1]。本文將對此進行研究，旨在促進高校畢業生群體穩定就業，提高就業質量。

一、就業質量的度量

早在20 世紀90 年代，就誕生了關于“體面勞動”的說法，而其中就包含了就業質量的概念，指的是勞動者在勞動的過程中應當享受到應有的自尊、安全、自由以及平等的權利，在工作中獲得應有的尊嚴[2]。一般情況下，我們會從工作安全、勞動時間的合理性、工作穩定、就業機會等11 個維度來綜合評價體面勞動[3]。我國學者也基于主客觀兩個不同的維度設定了用于對就業質量進行評價的指標，這些指標涉及了勞資關系、工作穩定性、工作時間、工作收入等多個維度，然而不同的勞動者擁有不盡相同的個人偏好，如果僅僅依靠客觀指標將很難對就業質量作出科學評價。對于本文而言，除了從就業和收入狀況方面來評價高校畢業生的就業質量，同時還對其在就業中的主觀滿意度進行考察。

二、研究設定與數據分析

通過對以往文獻的整理歸納、在前人研究基礎上設計問卷，主要包括：個人特征、工作特征和就業滿意度[5][6]。

（一）指標設定

1.個人特征指標。包含性別、學歷層次、學校類別、生源地（農村/城市）、生源地（中/東/西部）、政治面貌、成績排名、外語和計算機證書、實習次數、取得職業資格證情況等10 個指標。

2.工作特征指標。包含：求職結果、專職匹配、就業所在地、單位類型、合同類型、起薪水平、更換工作、社會保障、工作家庭平衡等9 個指標

3.就業滿意度指標。從“工資福利”“加班、環境與勞動關系”“工作總體滿意度”三個方面進行滿意度調查，并使用李克特量表進行測度。

（二）問卷發放及統計性描述

調查對象主要為近幾年畢業的往屆與應屆畢業生。共發放問卷237 份，最終得到有效問卷218 份。

1.個人特征。男女占比基本相等，學歷為本科的超過一半，其次為碩士學歷，與我國每年高校畢業生的學歷構成基本相同；來自二本、?？坪推胀ㄒ槐緦W校的畢業生占大多數；農村、城市生源地占比44：56，東部、非東部地區占比52：48，地區占比較均衡；非黨員占比71%；成績較差、一般、較好的分別占23%、36、41%；通過英語、計算機兩證的34%，兩證均未通過22%；參加一次實習的占46%，無實習經歷的占20%；超過一半人未考取職業證書。

2.工作特征。有78%畢業生找到工作，23%畢業時未找到工作；有44%畢業生專職匹配；只有1%畢業生選擇到農村地區就業，在省會、副省級或其他直轄市就業的占40%；工作在非國有部門占55%，固定期限勞動合同占76%；人均起薪6355 元，80%畢業生薪酬超5000 元；58%的畢業生尚未更換過工作，有10%已更換3次及以上；有12%不享有“五險一金”；有67%畢業生認為能夠實現工作與家庭的平衡。

3.就業滿意度。三項滿意度均值分別為3.33 分、3.33 分、3.55 分，說明了從總體上來看，高校畢業生現階段不具備較高的就業質量，勞動關系、工作環境以及福利待遇滿意度比較符合總體滿意度，達到“一般”水準，仍然有很大提升空間。

（三）獨立樣本t檢驗

方差分析的前提是方差齊性，方差齊性是指各組總體方差相同。t 檢驗主要用于對各組間差異出現的概率進行檢驗，以此對組間均值是否存在顯著差異進行分析。

1.按性別分組t 檢驗。（1）六級、二級證書。得到了0.119 的方差齊性經驗，得到的值在0.05 以上，意味著方差齊性，此外還得到了0.001 的顯著性p 值，在0.05 以下，顯示男女在兩個證書考取上存在顯著差異。（2）就業所在地。方差齊性檢驗0.301>0.05 表明方差齊性，顯著性p 值為0.050<0.05，顯示男女在就業所在地的選取結果上存在顯著差異。（3）起薪水平。方差齊性檢驗0.03<0.05，意味著方差齊性，顯著性p 值為0.003，說明男女在就業起薪方面的差異非常顯著。（4）工作家庭平衡。方差齊性檢驗0.00同樣也低于0.05，意味著方差非齊性，得到0.049 的顯著性p 值，也低于0.05，意味著男女在工作家庭平衡方面的差異非常顯著。

2.按生源地分組t 檢驗。生源地1 和2 的方差齊性檢驗數值均為0.00，均低于0.05，意味著方差均非齊性，而在顯著性p 值方面，分別為0.021 和0.003，均低于0.05。通過上述結果不難發現，在工作與家庭平衡方面，城鄉之間存在著顯著的差異，東西部之間也存在著顯著的差異。

3.按考取職業證書分組t 檢驗。在方差齊性檢驗方面，工作滿意度對應的值為0.531，大于0.05，意味著方差齊性，得到0.031 的顯著性p 值，低于0.05；工作和勞動關系滿意度對應值也在0.05 以上，為0.358，意味著方差齊性，得到0.007 的顯著性p 值，低于0.05；在總體滿意度方面，對應的值為0.376，大于0.05，對應的是0.001 的顯著性p 值，在0.05 以下。結果不難發現，同那些沒有獲得職業資格證書的畢業生相比較而言，獲得職業資格證書的畢業生對三個就業滿意度有著相對更高的評價。

4.按工作單位分組t 檢驗。在方差齊性檢驗方面，黨員身份對應的值為0.000，顯然低于0.05，意味著方差非齊性，顯著性p 值也在0.05 以下，為0.048；專業與職業批判對應的也是低于0.05 的數值，為0.000，顯著性p 值也在0.05 以下，為0.001；更換工作次數方差齊性檢驗0.000<0.05 表明方差非齊性，顯著性p 值為0.001<0.05。結果顯示，在國有部門工作畢業生，黨員比例顯著高于非國有部門，職業匹配程度高于非國有部門，畢業生換工作次數顯著低于非國有部門。

5.按工作家庭平衡分組t 檢驗。工資滿意度得到的是0.297 的方差齊性檢驗值，大于0.05，意味著方差齊性，顯著性p 值在0.05 以下，為0.004；工作環境、勞動關系滿意度為0.569 的方差齊性檢驗值，顯著性p 值為0.01<0.05，；總體滿意度方差齊性檢驗值為0.991，大于0.05，意味著方差齊性，顯著性p 值低于0.05，為0.01。結果不難發現，與認為不能平衡家庭和工作關系的人群相比較而言，認為能夠有效平衡兩者關系的群體在三個滿意度評價方面對應的是更高的得分，由此不難看出，就業滿意度評價指標與規制家庭平衡之間的相關性非常強，且正向相關。

（四）模型設定與實證分析

根據問卷調查題項進行相應的因變量、自變量設置。其中因變量主要為畢業后的求職結果、工作起薪以及就業所在地[3]。求職結果變量分別賦值1 和0；通過調查工作起薪情況以對就業質量狀況進行考察，在處理數據方面，需要按照對數處理的方式來處理工作起薪。就業所在地主要由四類構成，即農村、中小城市、省會副省級或直轄市、一線城市，并視為具有等級次序的分類變量，由低至高分別賦值1、2、3、4。自變量包括個體特征、工作特征，每一要素根據選項分別賦值0-4。

1.模型設定

假設個人特征、工作特征作為人力資本變量對求職結果、工作起薪和就業所在地選擇產生影響。

（1）二元logistic 模型

求職結果因變量對應區間為0-1，那么需要對二元logistic 回歸模型進行利用，得到如下公式：

P 為對應數值為1 時的概率，X 為解釋變量，β為系數，公式如下：

公式是自變量每進行一單位變化帶來的勝算與變化相比的倍數。

（2）普通最小二乘回歸

在對數處理起薪后借助于OLS 回歸分析，公式如下：

系數γ 為變動率，所代表的是由于改變自變量而導致的起薪變動。

（3）有序logit 模型

Pj 是Y 取前j 個值的累計概率。

2.回歸結果

（1）人力資本對求職結果的影響

從表1 可以看出，211 和985 高校畢業生就業率相對更高，與普通二批本、?？茖W校的畢業生相比，分別為1.3 倍和3.4 倍，說明越是較好的學校，越是具有較高的就業成功率。而與沒有經過實習的學生相比，實習2 次、3 次的學生就業概率是前者的2.3倍和3 倍。

表1 人力資本-求職結果回歸系數

（2）人力資本對起薪的影響

從表2 可看出，男性畢業生起薪比女性高14.3%，985 畢業生起薪比二本?？聘?6.4%，城市比農村更低，東部比非東部高9.7%?！皟勺C”均過的比未通過的起薪高17.8%，1 次、2 次、3 次及以上實習的起薪均比未實習畢業生起薪高。專職匹配的畢業生比不匹配的起薪顯著高17.1%，如就業地點在省會副省會直轄市、一線城市，那么與起薪與就業地點在農村的相比要高45.8%和71.2%。

表2 人力資本-起薪回歸系數

（3）人力資本對就業所在地選擇的影響

根據表3 可知，顯著為正的包括性別、學歷、生源地、學習成績的系數，但是無法得到直觀的有序logit 模型參數，需要對因變量進行計算，然后得到其對就業所在地選擇影響的邊際效應，如表4 所示。如果畢業生生源來自城市，在農村、中小城市就業的概率分別降低0.003、0.131，傾向直轄市、一線城市的分別增加0.041、0.095，說明大城市對優秀畢業生、985 等重點大學畢業生的吸引力更大，而傾向于選擇中小城市就業的畢業生更多的是那些考取職業證書的畢業生。

表3 人力資本—所在地選擇影響的回歸系數

表4 Logit 有序邊際效應

表5 信度檢驗結果

表6 效度檢驗結果

表7 模型指標擬合指標

表8 變量觀測值

（五）異質性分析與穩健性檢驗

1.異質性分析。按照性別分組，分別進行有序logit 回歸，結果顯示，男性畢業生中，本科和碩士、211 和985、城市生源地大概率地會選擇到更大城市就業，通過六級二級的畢業生到小城市就業的概率更大。女性畢業生中的本科以上學歷等到中小城市就業的概率更大，成績優秀的人到大城市就業的概率更大。由此反映出，不同性別的畢業生在就業所在地選擇上存在顯著的差異。

2.穩健性檢驗。在回歸檢驗的過程當中利用了對樣本數據進行更換的方式。結果不難發現，成績優秀、碩士學歷、性別等因素顯著正向影響起薪水平，男性比女性高17.7%，碩士比二本?？聘?9.4%，成績優秀畢業生與成績一般畢業生相比較而言，起薪要高34.4%，畢業生經過2 次實習的與沒有參加過任何實習的畢業生相比較而言，起薪要高18.5%。以上結果基本符合上文的回歸結果，通過穩健性檢驗。

（六）因子分析和結構方程模型

1.信度檢驗。借助于SPSS20.0 軟件對問卷題項的克隆巴赫系數進行計算，結果不難發現，得到了0.851 的克隆巴赫系數，說明問卷的信度檢驗符合標準。

2.效度檢驗。借助于探索性因子分析方法對結構效度進行檢驗，得到了0.681 的系數，結果大于0.6，球形檢驗顯著性在0.001 以下，通過檢驗。

3.就業質量問卷因子分析。借助于主成分分析法對其中特征值在1 以上的項進行提取，利用最大方差法進行因子分析，將其中較小絕對值得系數予以剔除，在此基礎之上開展探索性因子分析。結果顯示，AVE值均大于0.50，具有良好的收斂效度；CR 值均大于0.70，構建信度良好。

4.結構方程模型。（1）模型指標擬合。使用AMOS23.0 對問卷數據進行建模分析。結果顯示，卡方自由度比1.271，RMSEA 值為0.036，GFI、AGFI、RMR分別為0.972、0.939、0.031，其余各項指數均適配。（2）模型檢驗結果。就業特征1 和2 對就業質量表現分別為0.169 和0.091 的作用強度，在校表現對就業質量為0.205 的作用強度。然后對中介變量為就業特征1 的情況下，兩個潛變量是否會對就業質量產生影響進行研究分析。

通過表9 可以看到，在校表現為部分中介效應；就業特征2 通過就業特征1 無法影響就業質量為完全中介效應。

表9 中介效應

通過表10 可知：首先，起薪是影響就業質量的主要因素，說明收入最影響畢業就業質量。其次，畢業生在校內表現的評價指標在于學習成績和六級二級證書，因此也會影響到就業質量。除此之外，畢業生是不是黨員身份也會影響到就業質量，在校能夠入黨，意味著必須要有優秀的表現，就業所在地在各指標中最能夠影響到就業質量，一線城市等往往具有更高的經濟發展水平，因此就業機會也比較多。除此之外，職業是否匹配自己的專業、五險一金等也會不同程度地影響到就業質量，但是不會產生顯著影響。

表10 各個因素作用路徑和作用強度

三、研究結論及應對措施

（一）研究結論

第一，學校類別和實習次數會對最終的求職結果產生顯著正向影響，畢業生如果多次參與實習以及畢業于名牌大學，那么就業概率也會更高。

第二，性別、生源地、學校類別等均會對起薪水平產生較大的影響。名牌高校畢業生顯著性更高，男性比女性、東部比非東部要高很多，性別歧視等問題普遍存在于就業市場當中。畢業時如果多次參與實習且獲得了英語計算機證書等畢業生，起薪水平也相對比較高。

第三，性別、學歷、生源地和學習成績能夠顯著影響就業所在地。一線和大中城市對成績優秀、名牌大學、城市生源地和男性畢業生的吸引力更大。

第四，畢業生就業質量評價的關鍵因素就是收入，因此在就業質量評價影響方面最大權重的就是起薪水平。衡量在校表現的學習成績和英語計算機證書也會顯著影響到就業質量。專業職業匹配度、求職結果等也會在一定程度上影響到就業質量。

（二）應對措施

社會長期以來普遍關注的熱點問題就是畢業生就業問題，由于近年來受到新冠疫情的影響，嚴重阻礙了經濟社會的有序發展，同時對勞動就業市場也產生了強烈的沖擊，所以要想推動高校畢業生就業質量的有效提升，勢必會存在很多的制約因素。通過上文的分析結果，并與現實情況相結合，本文提出以下建議：

第一，大學生要高效完成學習任務，加強對英語六級、計算機二級的考取力度，在校期間盡可能取得更好的成績，在工作實習方面也要積極主動，促進知識和實踐能力的有效提升，這些都能夠成為就業中的加分項，由此提升就業質量。

第二，畢業生最關注的就是收入，因此企業必須建立健全具有市場競爭力的薪酬制度和晉升機制，正向激勵和引導畢業生。此外，在五險一金等福利待遇方面要貫徹到位，將帶薪休假落實到位，對加班時間進行科學合理安排，促進工作環境的不斷優化和改善。

第三，國家要通過宏觀調控來推動勞動力市場的統一。在畢業生就業流入地建立健全相匹配的就業服務政策，使畢業生就業權利得到充分保障，使包括性別起薪差異在內的不合理起薪得以盡可能減少，促進就業質量的有效提升。