大學生社團參與對畢業生起薪的影響

孫榆婷 杜在超 趙國昌 趙麗秋

一、引言及文獻綜述

古語云：“讀萬卷書，行萬里路”，這體現的不僅是讀書的重要性，還體現了行動、實踐的不可或缺性。在青少年成長過程中，學生社團活動是其參與實踐鍛煉、接觸社會的重要途徑。尤其對大學生來說，社團是大學生活的重要組成部分，也被稱作大學生的“第二課堂”①“第二課堂”是相對于課堂教育而言，指在第一課堂外的時間進行的與第一課堂相關的教學活動，它是第一課堂的延伸和重要補充。。據首都大學生成長追蹤調查(BCSPS)2009年數據顯示，約89%的大學生參與過社團活動。并且，國家近年來也高度重視學生社團的作用。

國外研究發現，社團活動對培育批判性思維、養成健康人格(Barron等，2000)、鍛煉領導能力(Long和Caudill，1991)以及培養團隊合作能力(Henderson等，2006)的作用越來越突出，并對學生成才和就業(Kuhn和Weinberger，2005)具有重要意義。

然而，我國社會大眾對大學生社團的看法并不一致。一方面，在就業市場上，部分雇主除了看重學歷和各項證書外，也同樣重視社團和學生干部經歷(Kuhn和Weinberger，2005)。另一方面，部分老師并不支持學生加入社團或擔任其中的干部，認為這將與學業產生沖突，部分學生自身也存在參與社團會影響大學期間人力資本積累的想法①新京報(電子報)：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應聘者的社團參與和學生干部經歷都是減分項②搜狐網：http://www.sohu.com/a/218365977_649062。。那么，社團參與或擔任社團干部對學生到底產生何種影響？這是我國經濟發展中需要關注的一個重要問題。

目前，我國經濟增速放緩，用人單位的勞動力需求下降，而高校畢業生數量持續增加，這意味著高校學生存在“就業難”問題。在嚴峻的就業形勢下，高校畢業生的就業能力越發受到社會各界的普遍關注。大學生就業能力的培育與大學期間的社團參與經歷息息相關，而社團參與作為大學生經歷的重要組成部分，對學生就業能力的影響如何呢？

本文利用首都大學生成長追蹤調查(Beijing College Students Panel Survey，BCSPS)2009—2011年的數據，實證研究大學生社團參與的回報問題。本文主要發現：大學期間的社團參與經歷可以顯著地使大學畢業生的起薪提高10%左右，且社團干部經歷會進一步增加這一收入溢價；社團參與的收入回報會隨其數量、時間等因素的不同而變化，具體而言，適時適量參與社團對起薪的提高效果最好，其超時過量反而會削弱其正向作用；社團參與和社團干部的收入溢價在不同專業、學校、工作單位間以及不同的收入水平上存在差異。此外，本文進一步發現社團參與和擔任社團干部在提高大學生的起薪的作用機制方面存在差異：社團參與對收入的正向作用主要是通過提高個體素質而產生的；而社團干部的收入溢價主要是因為社團干部經歷提高了自身的人力資本附加值。

現有文獻中對于大學期間的社團活動參與的研究較少。一類文獻關注美國的大學體育活動參與。其中，在對收入的影響方面，Long和Caudill(1991)首次關注了大學體育活動參與和人力資本積累的關系，發現美國男性運動員的年收入比非運動員男性的年收入高出4%，而女性運動員的收入并無溢價。Henderson等(2006)利用美國數據，發現大學運動員的平均收入較高。Olbrecht(2009)發現，大學中獲得運動員獎學金的學生的未來收入顯著較高，但這種收入溢價在不同的收入水平上存在差異。上述文獻均關注了大學時期的體育活動參與，對其他的社團參與情況并未涉及；并且在分析大學體育活動參與對個人收入影響的作用機制方面，沒有從人力資本積累、信號發送、社會資本等方面進行實證考察。另一類相關文獻關注的是美國高中時期的活動參與①在有關美國高中時期課外活動參與對收入影響的文獻中，大部分文獻僅關注了體育活動參與的影響，對其他的活動類型并未涉及，如Barron等(2000)的研究，在此不一一列舉。對未來收入的影響。其中，Kosteas(2010)發現，高中社團參與對未來收入的正向影響相當于半年的正規教育，并且此正向影響在利用兄弟姐妹的社團參與情況為工具變量進行回歸后依然顯著；同時，隨著時間的推移，社團參與的收入溢價依然存在。除參與社團外，高中擔任社團干部也將提高學生的未來收入和從事管理崗位工作的概率(Kuhn和Weinberger，2005)。此外，Kosteas(2010)還發現，不同的高中社團類型的影響存在差異：體育和學術社團對收入存在顯著的正向影響，而非學術社團的影響為負。Lleras(2008)得到了相似的結論：高中十年級的學生的學術和體育活動參與和10年后的收入正相關，但藝術活動參與和較低的收入有關。

相比于國外豐富的文獻，國內鮮有對“第二課堂”或社團活動的經濟回報問題進行實證研究。據我們所知，僅有兩篇文章對社團參與的收入效應進行分析(孫文凱和郭茜，2015；蔣承等，2018)。不過，其并沒有考慮學生組織或社團參與的內生性問題，對社團參與的時間和數量也沒有涉及，更沒有考慮不同群體中社團參與的異質性影響。

本文的主要貢獻在于：(1)當前我國關于教育回報率的研究大多集中于課堂教育形式的回報問題，本文將研究視角從課堂教育轉換到課堂以外的教育經歷上，對社團參與在人力資本積累和收入提高方面的作用進行了詳細分析，并利用代理變量、工具變量以及匹配等方法充分驗證了本研究結果的穩健性；(2)已有文獻主要從是否參與社團的角度來研究，而本文同時考察了社團參與數量、社團參與時間以及是否擔任社團干部，從多方面分析了社團參與的收入回報問題；(3)從人力資本渠道、信號渠道和社會資本渠道探究社團參與和社團干部的收入溢價的原因，找到我國高校“第二課堂”有助于提高收入的作用機制。

二、數據和描述性統計

本文數據來源于中國人民大學的首都大學生成長追蹤調查(BCSPS)，該調查始于2009年，經科學抽樣從北京的公立高校中抽取了15所高校的5100名在校生，并成功訪問4771人(成功率為93%)，其中包括2008級(“大一”)和2006級(“大三”)樣本；隨后又在2010年、2011年、2012年、2013年對2009年成功訪問的學生進行了追訪。

本文使用BCSPS(2009—2011年)的數據來分析大學畢業生的勞動力市場表現，由于在2011年的調查中，2006級大學生已本科畢業，2008級大學生仍在讀，本文將所用數據限定為2006級樣本。其中，在2009年初訪時，2006級樣本為2298個，2011年成功追訪的樣本量為1926個，包括1090名已就業者和836名在校研究生。因此，本文最終的分析樣本為1090名已就業者。相關變量的描述性統計見表1。

本文對于社團參與經歷的衡量基于BCSPS問卷中的一個問題，即“上大學以來，您參加的協會、社團、俱樂部或其他組織，大約有多少個？”。若受訪者回答的個數大于零，則賦值虛擬變量“社團參與”為1；若回答的個數為零，則賦值為0。其中參與過社團的學生有966人，占比88.7%。并且，在社團參與程度上，結合問卷內容，我們得到大學生“社團參與數量”的均值為2.44個，“大三”下學期每周“社團參與時間”的均值為3.38個小時。此外，在社團參與的學生中，擔任社團干部的學生比例為36.3%。

基于本文的研究問題，我們僅考慮受雇于他人的個體。本文所用的月收入包括了工資、獎金、補貼、實物收入等所有工作收入。從表1可以看出，相比于未參與社團者，參與社團者的平均起薪顯著高出743元/月。并且，社團參與者中男性的比例顯著低于未參與社團者，參與社團和未參與社團的學生的家庭背景沒有顯著區別。

表1 相關變量的描述性統計

表1還報告了學生在進入大學前的內在能力情況。其中包括在高等教育招生過程中學生可以享受一些特殊的政策。若享受任一優惠政策，我們定義虛擬變量“高考優惠政策”為1，否則為0。表1的結果顯示，在參與社團和未參與社團的學生中，曾享受高考優惠政策的比例相近。為了使得高考分數具有跨省可比性，我們基于考生來源省份的高考錄取分數線對所有高考分數進行了標準化處理，標準化的公式如下：考生標準分＝(考生考分－本省一本線)/本省一本線。從表1中可知，參與社團的學生的高考分數顯著高于沒有參與社團的學生。而且，參與社團的學生復讀的比例低于未參與社團學生約4.7%。另外，參與社團學生在高中時期擔任過學生干部的比例高達70.6%，顯著高于未參與社團的學生。同時，相比于未參與社團的學生，大學參與社團的學生在高中時期就顯著更多地參與了社團活動。

表1還報告了學生在大學期間所獲得的人力資本。為了使學生在大學期間的學業表現具有跨學校和跨專業的可比性，我們利用班級排名這一指標來衡量，并將原始的班級排名作如下處理：班級排名＝1-原始班級排名/班級總人數，新得到的班級排名指標是從0到1分布的連續變量，并且數值越高表示在班上的成績越好。從表1中可以看到，參與社團的學生的班級排名高于未參與社團的學生，說明參與社團的學生的學習成績更好。同時，相比于未參與社團者，參與社團的學生顯著更多地獲得過獎勵或榮譽，且其英語四級成績顯著高于未參與社團的學生大約34分，但兩者在是否取得計算機等級證書方面不存在顯著差別。

三、社團參與的收入效應分析

（一）社團參與對畢業生起薪的影響

在這一部分，我們采用如下的計量模型來研究高校“第二課堂”對大學畢業生起薪的影響。

其中，因變量lnEarning為個人月收入的對數，Club為社團參與的虛擬變量，X為其他控制變量，ε是誤差項，β是待估計系數。

表2給出了社團參與對大學畢業生起薪的影響的OLS估計結果。其中，第(1)列是僅控制學生的性別和年齡后社團參與對畢業生起薪的影響的回歸結果。由此可以看出，相比未參與社團的學生，參與社團的學生的起薪溢價約為15.1%，且其影響在1%的水平上顯著。這可能是由于參與社團活動能夠促使大學生將理論知識與實際結合起來，不僅強化了其對專業知識的認知，也提高了其社會實踐能力，從而增強了其就業能力。同時，第(1)列的回歸結果還顯示，平均而言，男性畢業生的起薪比女性高8.0%左右，這說明在剛進入就業市場時，男性工資溢價的現象就存在。

由于家庭背景因素會對學生是否參與社團產生影響，而家庭背景又與學生未來的收入相關。因此在表2第(2)列中，我們進一步控制了家庭背景的代理變量。其回歸結果顯示，社團參與對起薪依然具有顯著的正向影響，并且相比于第(1)列，變量的社團參與系數的大小和顯著性幾乎不變。

表2 社團參與對畢業生起薪影響的OLS估計結果

遺漏變量(如內在能力)是本文內生性問題的一個主要來源。對這個問題最簡單的處理方法是找到一個可以衡量能力的代理變量并將其包括在回歸方程中。表2的第(3)列給出了控制能力的代理變量后的估計結果。其結果顯示，變量的社團參與系數為0.112，且其顯著性下降為在5%的水平上顯著。相較于第(2)列的結果，社團參與對起薪的影響下降了將近30%。其可能的原因為，社團參與者的內在能力高于未參與社團的學生(正如表2的描述性統計結果顯示)，而社團參與者較高的收入包含了因本身較高的能力而帶來的收入溢價。因此，在控制了學生的內在能力后，社團參與的系數的百分比顯著下降。第(3)列的結果還顯示，隨著高考分數的增加，大學生的起薪也顯著提高。

表2的第(4)列進一步控制了大學期間積累的人力資本變量、大學所在學校和所學專業的虛擬變量，控制這些變量可以對學生的大學表現的異質性進行很好的控制。其估計結果顯示，在控制了這些變量后，社團參與的系數和顯著性幾乎沒有發生變化。這說明，大學期間積累的其他人力資本并不會影響社團參與對起薪的影響。另外，其估計結果還表明，大學學習成績和畢業后的起薪有著顯著的正向關系。

接下來，通過在表2第(4)列的回歸中加入社團干部的虛擬變量，我們又考察了擔任社團干部對畢業生的起薪溢價的影響，估計結果見表2第(5)列。其結果顯示，社團參與和社團干部的系數分別為0.102和0.070，并均在10%的水平上顯著。該結果說明，相比于沒有擔任社團干部的社團參與成員，擔任社團干部的畢業生的起薪顯著高出7.0%左右，也就是說，擔任社團干部會進一步增加畢業生的起薪溢價。這可能是由于擔任社團干部對學生各方面的歷練優于僅參與社團活動對學生各方面的歷練，或是由于雇主更偏愛社團干部。

（二）社團參與數量和時間對畢業生起薪的影響

考慮到社團參與的收入回報會隨其數量、時間因素而變化，在這一部分，我們嘗試其他三種衡量社團參與程度的方式。

第一種方式是考慮社團參與數量的絕對值，采用大學生在“大一”至“大三”期間參與的社團總數作為關鍵變量，并重復式(1)的回歸，估計結果見表3的第(1)列。其結果顯示，社團參與數量的系數在10%的水平上不顯著。這說明隨著社團參與數量的增加，畢業生的起薪并不會隨之提高。

第二種方式是考慮社團參與數量的區間。社團參與數量對起薪的影響不顯著，是僅存在于某一參與數量區間，還是存在于整個區間呢？在表3第(2)列中，我們將社團參與數量以其均值加減其1個標準差為分界，分別設“低參與數量”“中參與數量”和“高參與數量”三個虛擬變量，并重復式(1)的回歸。該估計結果說明，當學生參與的社團數量較少時，社團參與對學生畢業后的起薪存在顯著的正向作用；而當參與數量過多時，社團參與對畢業生起薪的正向作用變得不顯著。

第三種方式是考慮社團參與的時間。我們根據學生在“大三”下學期每周參與社團的時間定義變量“社團參與時間”，并在回歸中放入“社團參與時間”及其平方項，重復式(1)的回歸，估計結果見表3第(3)列。結果顯示，社團參與時間和其平方項的系數分別為0.040和-0.002。這說明社團參與時間對畢業生起薪的影響呈現倒U型，在10小時左右達到最高，隨后隨著社團參與時間的上升，其起薪水平下降。

表3 其他的社團參與衡量方式對畢業生起薪的影響的OLS估計結果

綜上所述，我們發現，雖然社團參與對畢業生的起薪存在顯著的正向影響，但是應該適時適量參與，超時過量參與社團活動不僅不會進一步提高畢業生起薪水平，反而會削弱社團參與對起薪的正向作用。根據時間分配模型，如果學生在社團活動上花費的時間增加，那么必然會縮短用于其他事情(如學習)的時間。若學生在社團活動上花費的時間過多，導致時間分配失衡，就可能使得因參與社團而獲得的人力資本不足以彌補其他方面人力資本的損失，導致總的人力資本水平的提升程度下降。因此，超時過量的社團參與會削弱其對個人收入的正向作用。

（三）異質性分析

1. 專業間影響差異

我們將專業分為人文社科類和理工農業類，在式(1)中加入了社團參與和人文社科啞變量的交叉項，估計結果見表4第(1)列。其結果顯示，社團參與和人文社科的交叉項的系數在5%的水平上顯著為正，而社團參與變量的系數在10%的水平上不顯著，社團參與在人文社科專業中的收入溢價顯著高于在理工農業專業中的收入溢價。在表4第(2)列中，我們又進一步考察了社團干部在不同專業間的收入溢價差異。從其中可以看出，在所有專業中，擔任社團干部均可以獲得收入溢價，而且這種溢價在不同專業間不存在顯著差異。

表4 社團參與對畢業生起薪影響的異質性分析Ⅰ(不同專業和學校)

2. 學校間影響差異

為了研究社團參與對起薪的影響在不同學校間的差異，我們將學校分為“211類”和非“211類”。接下來，我們在模型(1)中加入了社團參與和“211類”啞變量的交叉項，表4的第(3)列給出了估計結果。其結果顯示，交叉項的系數在10%的水平上顯著為正，而社團參與的系數不顯著。這說明“211類”大學中社團參與的收入溢價顯著高于非“211類”大學中社團參與的溢價收入。另外，我們同樣考慮了擔任社團干部在不同學校間的收入溢價差異，估計結果說明社團干部的收入效應在兩類高校間并不存在顯著的差別。

3. 工作單位類型間影響差異

我們將畢業生的工作單位類型分為機關事業單位、研究機構、國有/集體企業和民營企業四大類。接下來，我們以研究機構為參照組，在模型(1)中加入社團參與和機關事業單位、國有/集體企業、民營企業啞變量的交叉項，表5第(1)列給出了估計結果。其結果顯示，社團參與經歷在國有/集體企業和民營企業中的收入溢價顯著高于在研究機構中的收入溢價，而在機關事業單位的溢價與研究機構中沒有顯著差異。另外，我們同樣也考慮了擔任社團干部在不同單位類型間的收入溢價差異，估計結果見表5的第(2)列。從其中可以看出，在所有工作單位中，擔任社團干部均可以獲得收入溢價，而且這種溢價在不同單位間不存在顯著差異。

表5 社團參與對畢業生起薪的影響的異質性分析Ⅱ(不同工作單位)

4. 不同收入間的影響差異

上述研究表明，社團參與和擔任社團干部對畢業生的起薪存在顯著的正向影響，那么這種正向影響在不同的收入水平上均成立嗎？

為了考察不同收入水平上社團參與對畢業生的起薪的影響差異，本文對式(1)的工資方程進行了分位數回歸，選取的9個分位點為10%、20%、30%、40%、50%、60%、70%、80%、90%。表6的A部分給出了社團參與對畢業起薪影響的分位數回歸結果。從系數大小上看，社團參與在收入分布的各個分位數上均對畢業生的收入具有正向作用，且隨著分位數的提高，社團參與的系數基本呈現下降的趨勢；從系數的顯著性上看，社團參與的正向影響僅在10%、20%、30%和60%的分位點上顯著。以上結果說明，社團參與的顯著的收入溢價主要集中于低收入水平的畢業生群體中。

另外，表6的B部分報告了社團干部收入溢價的分位數回歸結果。從其中可以看出，社團干部的系數在各分位數下均為正，且隨著分位數的提高，社團干部的回報率大小基本呈現出先升后降趨勢；且社團干部的正向溢價只有在30%、40%、50%和80%分位點上的影響顯著。這說明，擔任社團干部對中低收入水平的畢業生的起薪水平的提高更有利。

表6 社團參與對畢業生起薪影響的分位數回歸的估計結果

四、社團參與對畢業生起薪的影響渠道

社團參與可以顯著提高畢業生的起薪水平，下面探究它是如何影響畢業生起薪的。首先，社團參與可能會提高人力資本水平或成為個人高能力的信號(Long和Caudill，1991)，從而使畢業生獲得更高的起薪；其次，參與社團可能會增強學生在人際關系等方面的社會資本實力(Smith，2003)，進而使畢業生找到高薪工作的機會更大。因此，社團參與可能會通過人力資本渠道、信號渠道、社會資本渠道影響畢業生的起薪。

為考察社團參與對畢業生起薪的影響渠道，本文利用中介分析的逐步法對其進行考察。如果此影響渠道存在，那么：(1)社團參與對渠道變量具有顯著的影響；(2)渠道變量對畢業生起薪存在顯著的效應；(3)在模型中加入渠道變量后，社團參與對畢業生起薪的影響程度和顯著程度應有所下降。接下來，我們先依次驗證社團參與對學生的人力資本和社會資本的影響，其后將人力資本和社會資本變量依次加入式(1)中以觀察社團參與變量的系數變化情況，據此判斷上述渠道是否存在。

（一）人力資本效應與信號效應

首先，從人力資本效應的角度來說，對人力資本的投資并不限于課堂教育，作為課堂外教育形式的社團參與對收入影響的推論也來自人力資本效應：參與社團培養了學生相關方面的能力，如增強自控力、紀律性、團隊協作能力(Barron等，2000)，提高領導才能(Long和Caudill，1991)和鍛煉交際能力(Otto和Alwin，1977)，等等；并且，參與社團活動還可以培養參與者相關方面的素質或技能，如文學社培養文學素養以及體育社培養健康的身體，等等。那么，社團參與者比未參與社團者更具有人力資本優勢嗎？其次，從信號效應的角度來說，在勞動力市場存在信息不對稱的情況下，社團參與作為個體的不可觀察特征的交流手段，可以為雇主提供一個自身生產力的信號，雇主根據這些信號特征有效地將應聘者分配到合適的職位并支付相應的工資。此時，如果社團參與發送了善于溝通、更具競爭力和更強的團隊合作能力等信號，就會使得社團參與者更受雇主的偏愛，進而在就業和升職方面更具優勢。那么，社團參與的收入溢價是否是人力資本效應與信號效應的結果？

下面，我們對以上問題進行分析。我們需首先驗證社團參與是否提高了成員的相關的人力資本水平。在BCSPS調查中，受訪者需分別回答大學教育對自身的社會見識、工作能力和交際能力方面成長的幫助程度，選項1～5代表其幫助程度從低到高。對此，我們分別定義虛擬變量“社會見識”“工作能力”和“交際能力”。具體而言，在每個問題中，當受訪者選擇選項4或5時，則定義相應的變量為1，否則為0。接下來，我們將分別以它們為被解釋變量并利用probit模型進行回歸，以期觀察社團參與對學生人力資本水平提升的影響，估計結果見表7。

表7的回歸結果顯示，參與社團會顯著提高學生的交際能力，即社團參與可以提高個人的人力資本水平。并且，相比于未擔任社團干部的社團成員，社團干部的社會見識、工作能力和交際能力均得到了顯著提升。這說明，擔任社團干部將進一步提高其人力資本水平。

表7 社團參與對人力資本積累影響的估計結果

（二）社團參與對社會資本積累的影響

社會資本即社會網絡關系。在大學中，社團組織是與人交往的重要渠道，學生的部分時間是在社團組織度過的，參加社團活動可以讓學生有機會擴展社會網絡和增強社會互動(Smith，2003)，從而積累個人的社會資本。同時，社會資本是人們獲得人力資本的影響因素，并在求職過程和職業發展等方面具有重要作用。社會資本的優勢者獲得高收入的可能性更高。一方面，人們可以通過社會網絡收集和了解就業信息，從而找到高收入的工作(Granovetter，1974)；另一方面，通過人際關系，可以得到工作分配主管部門和分配決策人的照顧(Bian，1997)，從而獲得更好的就業崗位。因此，社團參與成員積累的社會資本有助于提高其畢業后的收入(Otto和Alwin，1977)，這可能是由于就業信息在社團參與成員的社會網絡內部傳遞和擴散，使得社團成員能夠獲取更好的就業機會的信息；也可能是由于其人際關系的拓展和社會交往水平的提升，使得社團成員更易獲得就業單位的照顧。因此，在這一部分，我們將從人際關系和信息獲取兩方面研究社團參與是否會影響學生的社會資本。

首先，根據問卷內容，我們定義了“人際關系評分”①BCSPS調查中詢問了受訪者在大學期間與宿舍同學、班上同學、本班以外的其他同學、學生干部、任課老師、院(系)領導、院(系)團委老師、學校團委老師、學校職能部門老師的關系密切程度，對于每一個指標我們得到一個1～5的評分，代表著密切程度由低到高，對于每一個評分變量，當受訪者選擇評分5時，則定義相應的虛擬變量為1，否則為0。最后，我們將各評分的虛擬變量加總，得到一個從0～9有序分布的變量“人際關系評分”。和“人際關系滿意度”②BCSPS問卷中有問題詢問了受訪者對自己在大學生活中的人際關系方面的滿意程度，選項1～5代表滿意度從低到高，當受訪者選擇選項4或5時，定義虛擬變量“人際關系滿意度”為1，否則為0。變量。接下來，我們分別以它們作為被解釋變量來估計社團參與對人際關系評分的影響，表8的第1列～第2列給出了估計結果。其回歸結果說明，社團參與將顯著提高大學生的人際關系評分，但對人際關系滿意度提升的影響在10%的水平上不顯著。

表8 社團參與對社會資本影響的估計結果

其次，BCSPS問卷中有問題詢問了受訪者在找工作的過程中對各渠道的使用情況，我們據此定義了“信息獲取”③BCSPS調查中詢問了受訪者在找工作的過程中對“專門面向畢業生的招聘會”“本校或外校的就業信息網站”“市場和社會上的求職招聘網站”“用人單位的網站招聘信息”“家人、師長或朋友私人介紹”“學校或政府的安排、介紹”渠道的使用情況，對于每一個指標我們得到一個1～5的評分，代表著使用程度由低到高，對于每一個評分變量，當受訪者選擇評分5時，則定義相應的虛擬變量為1，否則為0。最后，我們將各評分的虛擬變量加總，得到一個從0～6有序分布的變量“信息獲取”。變量。這樣，我們以它為被解釋變量，利用ordered probit模型估計社團參與對信息獲取的影響，表8的第3列給出了估計結果。其結果說明，社團參與將顯著擴大大學生的就業信息獲取渠道。

最后，在表8第4列～第6列中，我們進一步考察了擔任社團干部對學生社會資本的影響。從其中可以看出，相比于未擔任社團干部的社團成員，社團干部的人際關系顯著更好，而兩者在就業信息獲取方面并沒有顯著差別。

此外，需要注意的是，在正式進入職場之前，大學生會通過實習而提前進入勞動力市場，而信息渠道和信息源對實習選擇行為同樣具有重要影響(Lee等，2015)。同時，已有研究表明，實習對學生的技能提升和能力發展有著積極的影響，包括理論知識的實踐應用、專業技術能力和個人軟技能(Albu等，2016)。這些技能的提升與發展，可以有效增強工作勝任力和雇傭技能(Jackson，2013)。因此，實習經歷會帶來更多的工作機會(Knouse和Fontenot，2008)以及更高的薪資水平(岳昌君等，2004)。我們認為，社團參與可以通過擴大大學生的信息渠道來提高其實習的概率，從而使得大學生在就業過程中獲得更好的就業機會和更高的起薪。

因此，為了更加全面地探討社會資本在社團參與影響畢業生起薪這一過程中的作用，我們又將“實習經歷”這一重要的過程變量納入社會資本渠道中。若大學生在大學四年期間有過實習經歷，則定義虛擬變量“實習”為1，否則定義虛擬變量“實習”為0。由此，我們以“實習”為被解釋變量，利用probit模型研究社團參與對實習經歷的影響，估計結果見表9。表9的結果顯示，社團參與可以顯著提高大學生實習的概率，擔任社團干部與否并不會對實習概率產生顯著影響。

表9 社團參與對實習經歷影響的估計結果

綜上所述，我們發現，社團參與對大學生的社會資本(包括實習)具有顯著的正向作用，而擔任社團干部會進一步增加社會資本溢價。

（三）各渠道驗證

在這一小部分，我們通過在方程(1)中分別或同時放入上述各渠道變量，并重復回歸，來識別社團參與通過哪個渠道影響畢業生的起薪。如果社團參與的收入溢價是通過人力資本渠道和社會資本渠道中任一渠道引起的，而沒有信號渠道，那么我們預期在控制了各渠道變量后，社團參與的系數將變得不再顯著。但是，如果在控制了各渠道變量后，社團參與系數的大小和顯著性變化不大，那么我們就僅能推斷社團參與并沒有通過上述兩個渠道對畢業生起薪產生影響，而不能說明是信號渠道的結果。

表10的第(1)列和第(5)列重復了表2的第(4)列和第(5)列的相關結果，其他列給出了分別或全部放入各渠道變量的估計結果。從表10中我們可以看出，首先，較強的工作能力、就業信息獲取能力和實習經歷可以顯著提高畢業生的起薪水平，而個人的社會見識、交際能力和人際關系與畢業生起薪沒有顯著關系。其次，各列中渠道變量的加入均降低了社團參與和社團干部的系數的百分比。具體而言，在加入社會資本各變量后，社團參與的系數下降了將近24%，且在10%的水平上不再顯著，而社團干部的系數略有下降，但其顯著性水平沒有發生變化；而加入人力資本各變量時，社團參與的系數的百分比下降較少，且其顯著性水平沒有發生變化，但社團干部的系數下降了22%左右，且在10%的水平上變得不再顯著。并且，在加入所有渠道變量后，社團參與和社團干部的系數較原系數分別下降了約27%和34%，且不再具有統計意義。因此，控制上述兩類渠道變量可以消除社團參與和社團干部對畢業生起薪的顯著影響，這說明不存在信號渠道。最后，結合表7至表9的回歸結果，我們發現了社團參與和社團干部均通過影響大學生的人力資本和社會資本而影響畢業生起薪的證據，但占主導效應的因素存在差異：社團參與對收入的正向作用主要是因為提高社會資本水平而引起的，而社團干部的收入溢價主要是因為社團干部經歷提高了自身的人力資本附加值。

表10 控制中介變量后社團參與對畢業生起薪影響的估計結果

五、穩健性檢驗

（一）內生性問題

本文使用工具變量法來解決潛在的內生性問題。本文分別選取學校社團活動氛圍和學院社團活動氛圍作為個體是否參與社團的工具變量來對這一問題進行研究。在BCSPS調查中，受訪者要分別對所在學校和學院的社團活動情況從1～10進行打分，1表示“很差”，10表示“很好”，此評分反映了當時學校和學院的社團活動氛圍。我們分別采用學校社團氛圍和學院社團氛圍作為社團參與的工具變量來對表2的第(4)列重新進行回歸，估計結果見表11。表11中第一階段的回歸結果顯示，兩個工具變量均與社團參與變量有顯著的正向關系。此外，檢驗弱工具變量的K-P rk Wald F統計量均大于10，可以拒絕弱工具變量的假設。表11中第二階段的回歸結果顯示，利用工具變量法，在剔除可能存在的內生性問題以后，社團參與對畢業生起薪依然具有顯著的正向影響。

表11 社團參與對畢業生起薪影響的工具變量估計結果

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

由于潛在的社團參與的內生性問題可能導致自選擇偏差，我們進一步利用匹配法來對這種自選擇偏差加以修正，并基于匹配后的數據進行回歸。

在匹配中，我們為每一個未參與社團者匹配出n個社團參與者樣本。其中，匹配變量包括男性、年齡、父母學歷、父母收入、鄉村、是否享受高考優惠政策、高考成績、是否復讀、高中是否為學生干部、高中是否參與過社團、班級排名、是否獲得獎勵或榮譽、英語四級成績、是否有計算機等級證書、專業、學校、工作省份。我們基于這些變量的傾向得分，分別利用五種匹配方法進行匹配(無放回的1∶1匹配、有放回的1∶1、1∶2、1∶3、1∶4匹配)。然后，基于匹配后的數據，我們重復式(1)的回歸。其回歸結果顯示，社團參與的系數估計值非常接近，集中于0.121～0.155之間，且其影響均在5%的水平上顯著，這些都與表2的第(4)列的OLS估計結果相差不大。

接下來，我們為每一個社團干部匹配出n個未擔任社團干部的社團參與者樣本，并基于匹配后的數據進行OLS回歸。其估計結果顯示，社團干部的系數分布在0.062～0.089之間，且其影響大多顯著。相比于表2的OLS回歸結果，兩者相差不大。

（三）控制性格的代理變量

參與社團的成員可能更加外向、積極等，而這些不可觀測的性格特征也將影響其未來的就業發展。在這一部分，我們通過在式(1)中加入個人的性格特征變量，包括大學生的外向程度、為人處事能力、自信心和成功決心，來對個人的內在性格特征加以控制。其估計結果顯示，社團參與和社團干部的系數仍顯著為正，且相較于表2的第(4)列和第(5)列的結果變化不大。這說明，在考慮了個人的性格特征后，社團參與和擔任社團干部對畢業生起薪的影響變化不大。

（四）修正樣本選擇偏誤

由于并非所有大學生畢業后都從事工作以及有工作收入，我們所觀察到的數據僅僅是大學畢業后選擇就業的畢業生的起薪數據。為減少這種樣本選擇性偏差，我們采用Heckman樣本選擇模型來估計社團參與的收入效應，其中的選擇方程是估計畢業生選擇就業還是“讀研”①選擇方程中多出的兩個變量為“打算讀研”和“兼職”，其中“打算讀研”是學生在大學期間是否打算本科畢業后攻讀研究生的虛擬變量；“兼職”即為畢業生在大學期間是否做過兼職的虛擬變量。。該結果顯示，逆米爾斯比lambda在10%的統計水平上不顯著，回歸結果不存在樣本選擇偏誤。該計量結果還表明，在校正了樣本在就業或“讀研”上的選擇性偏差后，社團參與和社團干部的收入效應與表2的結果相差不大。

六、結 論

在嚴峻的就業形勢下，如何優化人才培養環節來有效提升畢業生的就業能力，成為重要議題。隨著對學生綜合素質和社會適應能力的要求逐漸提高，“第二課堂”參與越來越成為學生參與學業外活動的重要組成部分。因此，了解“第二課堂”對學生培養和發展的影響，具有重要的現實意義和政策意義。國內關于此方面的研究較少，而本文填補了這一空缺。

本文從社團參與和社團干部經歷的角度出發，實證研究高校“第二課堂”對大學畢業生起薪的影響及作用機制。本文主要發現：(1)社團參與經歷對大學畢業生的起薪具有顯著的正向影響，且社團干部經歷會進一步增加這一收入溢價。(2)社團參與程度對畢業生起薪的影響存在差異，適時適量參與社團對起薪的提高效果最好，其超時過量反而會削弱其正向作用。(3)社團參與和社團干部經歷對畢業生起薪的影響存在異質性，這種異質性不僅存在于專業、學校和單位類型間，還存在于收入分布上。(4)社團參與和擔任社團干部對畢業生起薪的影響源于不同渠道。社團參與對起薪的正向作用主要源于社團參與增加了學生的社會資本；而擔任過社團干部的畢業生的起薪溢價主要是因為社團干部經歷提高了自身的人力資本水平。

根據本文的研究結論，我們從國家、高校和個人三個層面提出相應建議。

首先，從國家層面來說，由于較高的人力資本水平是保持科技競爭優勢、保證國家經濟可持續發展的重要因素，而社團活動在促進人力資本積累方面具有顯著的正向作用，所以我國實行的“第二課堂成績單”制度具有重要的現實意義。我國政府應督促和監督全國高校落實此項工作，保障此制度在全國高校的盡早順利推行；并且，建議教育主管部門將“第二課堂成績單”制度也納入初等教育和中等教育中，以便更好發揮“第二課堂”在學生培養方面的作用。

其次，從高校層面來說，各高校應緊跟時代的發展，在嚴峻的就業形勢下，重視“第二課堂”在全面提高大學生素質和推動學校教學科研改革中的積極作用，加緊對“第二課堂”的建設，優化人才培養環節，從而全面提升辦學質量以及有效提升畢業生的就業能力；并且建議各高校成立相關部門，以便根據學生發展的需求推薦社團的參與類型、時間和數量等，引導大學生合理參與社團，使得社團發揮出最大的作用。

最后，從個人層面來說，學生、家長、老師不僅應強調和重視社團活動的作用，還應理性對待社團，尤其是大學生應該根據市場和自身需求選擇參與社團的類型、數量和時間等，不要因盲目跟風而導致社團參與數量過多或與自身發展關聯性較低，從而影響自身競爭力的提高和人力資本的積累。