大學(xué)生就業(yè)政策效力的階層差異

大學(xué)生就業(yè)政策效力的階層差異

公共資金的效力是指公共資金對社會生活的影響，是衡量政治有效性的基本象征。公共政策對社會生活的影響往往要通過政策對象的行為與觀念的改變才能得以實現(xiàn),因此政策對象自身的特性也是影響政策效力發(fā)揮的重要因素。在大學(xué)生就業(yè)政策實施過程中,其政策對象是大學(xué)生群體。在這個群體中,每個個體的社會地位、所處的社會階層并非是同質(zhì)性,而是異質(zhì)性的。于是,作為推論,大學(xué)生就業(yè)政策會對來自不同社會階層的大學(xué)生產(chǎn)生不同的影響,從而形成大學(xué)生就業(yè)政策效力的階層差異。一、大學(xué)生就業(yè)政策的目標(biāo)群體公共政策對社會價值作權(quán)威性的分配。公共政策的制定與公眾的利益分配是同步的、動態(tài)的過程。因而在這一過程中,社會不同階層的相關(guān)利益群體都會通過相應(yīng)的渠道將自己的利益訴求傳輸?shù)秸咧贫ㄏ到y(tǒng)中,都希望自身的利益能夠在公共政策中得到充分的體現(xiàn)。在理想的狀態(tài)下,公共政策的形成應(yīng)是在不同階層的相關(guān)利益群體利益訴求獲得充分表達(dá)的基礎(chǔ)上,進(jìn)行平等博弈、妥協(xié)的結(jié)果,但現(xiàn)實中的情況往往并非如此?，F(xiàn)實中的政府決策過程是各種利益集團(tuán)爭取影響政策的過程［1］,大學(xué)生就業(yè)政策的決策過程也不例外。然而,不同階層的群體掌握的社會資源不同,影響政府政策決策的手段與途經(jīng)也不相同,進(jìn)而對政府決策的影響力度也不盡相同。于是,公共政策對于不同階層群體的利益的體現(xiàn)程度也不同,相應(yīng)地公共政策與不同階層群體政策需求的契合程度也不一樣。當(dāng)公共政策反映了某一階層群體的政策需求時,就能夠得到該階層群體的擁護(hù)與遵循;相反地,當(dāng)公共政策不能適應(yīng)某一階層群體的政策需求時,該階層群體也就難以承認(rèn)該政策的必要性,從而產(chǎn)生對該政策的拒斥意識與行動。因為“政策制定或重新界定的是公眾之間的利益關(guān)系,這種利益的調(diào)整和重新界定只有通過公眾的認(rèn)知和確認(rèn)才能發(fā)揮效果”［2］。如是,政策對不同階層群體行為與觀念的影響也就產(chǎn)生了差異,公共政策效力的階層差異由此形成。這一理論推斷是以公共政策決策過程中有不同社會階層的代表參與其中為基礎(chǔ)的。但是具體到大學(xué)生就業(yè)政策的決策過程,目前尚無法得知其中是否有不同社會階層相關(guān)利益群體代表的參與。此時,我們假設(shè)大學(xué)生就業(yè)政策是政府單方面的決策,并無更多的相關(guān)利益群體代表參與其中。因為迄今為止,我國的公共政策仍然以供給型的政策形態(tài)占主導(dǎo)地位,即往往只考慮“要給政策對象提供哪些政策”,而忽視“政策對象需要哪些政策”。在大學(xué)生就業(yè)政策的決策過程中更容易出現(xiàn)這種情況。因為政府作為政策決策主體很容易認(rèn)為所有大學(xué)生群體的就業(yè)利益是一致的,以大學(xué)生就業(yè)利益的一致性為前提,制定的就業(yè)政策似乎對所有的大學(xué)生都有利,而且發(fā)揮的作用也都應(yīng)該是一樣的。這種利益一致性的假設(shè)可以在政策內(nèi)容上得到體現(xiàn),然而一旦進(jìn)入政策的執(zhí)行過程,這種大學(xué)生就業(yè)利益一致性的假設(shè)就暴露出明顯的局限性。作為大學(xué)生就業(yè)政策的目標(biāo)群體(政策對象),現(xiàn)實中的大學(xué)生來自于不同的社會階層,盡管都標(biāo)注著“大學(xué)生”的能力標(biāo)簽,但是各自可利用的社會資源是不同的。在大學(xué)生就業(yè)政策的執(zhí)行過程中,來自不同社會階層的大學(xué)生都會盡力地去利用自己(家庭)的社會資源去擴(kuò)大政策對自己有利的一面,同時盡可能地去抵消或規(guī)避政策對自己不利或自己不愿意接受的一面。前者以大學(xué)生村官政策為例,處于社會優(yōu)勢階層的大學(xué)生家庭會利用這條政策,構(gòu)建一條“曲線救國”的道路,讓自己的大學(xué)生子女先到村里進(jìn)行短期鍛煉之后,快速地上調(diào),進(jìn)入縣市一級的政府部門,成為國家政府官員。后者以鼓勵大學(xué)生去西部、基層艱苦地方就業(yè)的政策為例,凡是家底殷實或社會地位較高的家庭,大部分都不會愿意自己的大學(xué)生子女去遵循這一政策的引導(dǎo),甚至?xí)钄_自己的子女去西部、去基層。事實上,政策科學(xué)的研究早就指出,政策目標(biāo)群體作為政府公共政策執(zhí)行力系統(tǒng)的運(yùn)作資源而決定和制約公共政策的執(zhí)行。英格蘭姆與斯蒂文·R·史密斯甚至指出公共政策目標(biāo)群體有四種類型———優(yōu)勢者群體、競爭者群體、依賴者群體和不正常者群體。［3］這四類群體的形成能在很大程度上作用于政策執(zhí)行力系統(tǒng),從而影響甚至改變政府公共政策的執(zhí)行方式、執(zhí)行能力和執(zhí)行效果,即執(zhí)行的效度和能力,從而形成政策在不同階層間的效力差異。大學(xué)生就業(yè)中出現(xiàn)的“父親就業(yè)時代”與“拼爹”現(xiàn)象可以說是大學(xué)生就業(yè)政策效力階層差異的生動寫照。另外,公共政策執(zhí)行過程還可以看作是政策對象對政策精神實質(zhì)的受領(lǐng)和理解過程。因此,政策對象的經(jīng)濟(jì)狀況、受教育程度和價值理念對政策效力的發(fā)揮也有著重要的影響。首先,不同經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的群體對待同一項政策的態(tài)度是不同的。正如馬克思說過:“人所奮斗的一切都與他們的利益相關(guān)?！保?］公共政策從本質(zhì)上說是對社會價值和利益的權(quán)威分配,不同收入水平的群體對社會價值和利益的權(quán)威分配的反應(yīng)往往不一樣。其次,政策對象的受教育程度會影響政策對象的需求、對未來的預(yù)期。受教育程度越高,需求的層次也就越高,對未來的預(yù)期也就顯得更為理性。同時,受教育程度的差別也使需求的滿足方式不同。如受教育程度高的人,更多的關(guān)注信息方面的滿足和政策執(zhí)行時的參與。最后,有著不同價值觀的政策對象對政策的執(zhí)行會抱有不同的立場與態(tài)度,而政策對象的態(tài)度是影響政策效力的重要因素。因為不同的態(tài)度會讓人們對同一件事采取完全不同的做法,從而得到不同的結(jié)果。家庭經(jīng)濟(jì)狀況的不同、父母受教育程度與職業(yè)聲望的不同正是大學(xué)生就業(yè)政策對象群體(大學(xué)生群體)階層差異的體現(xiàn)?？傊?無論是分析政策決策過程對政策效力的影響,還是分析政策執(zhí)行過程對政策效力的影響,都可以看到大學(xué)生就業(yè)政策效力的階層差異。二、大學(xué)生社會階層的相關(guān)回歸分析在前文的論述中,我們曾做出推斷,認(rèn)為在執(zhí)行大學(xué)生去西部、基層艱苦地方就業(yè)的政策中,家底殷實或社會地位較高的家庭,大部分都不會愿意自己的大學(xué)生子女去遵循這一政策的引導(dǎo),甚至?xí)钄_自己的子女去西部、去基層。為了驗證這一推斷,我們擬通過實證調(diào)查的數(shù)據(jù),分析社會階層對大學(xué)生去西部、去農(nóng)村就業(yè)的影響。大學(xué)生的社會階層主要通過五個因素體現(xiàn),包括父親與母親的受教育程度、父親與母親的職業(yè)聲望以及家庭經(jīng)濟(jì)收入狀況。本研究選取江西高校2010屆的大學(xué)畢業(yè)生進(jìn)行問卷調(diào)查。采用分層抽樣的方法,分為性別、專業(yè)、學(xué)歷幾個層次的樣本。共計發(fā)放問卷450份,回收有效問卷377份。使用spss13.0統(tǒng)計軟件,對數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析。樣本分布情況見表1。樣本的女生偏多,占到了樣本總數(shù)的62.6%;獨生子女比例偏低,占32.1%;理科生超過一半,占到54.4%;農(nóng)村樣本多于城鎮(zhèn),占59.7%。但是由于存在抽樣誤差的原因,還不能判斷,總體的結(jié)構(gòu)和上述樣本的比例結(jié)構(gòu)相同,還需要進(jìn)行由樣本到總體的推斷。以上四個人口學(xué)變量均為二分類變量,所以使用二項分布來完成樣本到總體的推斷,即“根據(jù)收集到的樣本數(shù)據(jù),推斷總體分布是否服從某個指定的二項分布”［5］。本例中就是判斷樣本所在總體是否大約符合樣本中比例要求:女生占0.6、非獨生子女占0.7、文科生占0.5、農(nóng)村學(xué)生占0.6。如表1所示,在四個變量上,樣本的觀察比例與指定的檢驗比例之間沒有顯著差異,這說明樣本和總體之間在這四個方面的比例結(jié)構(gòu)沒有顯著差異,樣本信息可以很好地代表總體的情況。大學(xué)生社會階層的五個變量為有序變量,大學(xué)生去農(nóng)村、去西部均為二分變量。所以,采用針對二分類變量的BinaryLogistic回歸模型進(jìn)行分析。經(jīng)檢驗大學(xué)生社會階層的五個變量之間存在線性相關(guān)關(guān)系(通過相關(guān)系數(shù)矩陣判斷,五個變量的相關(guān)系數(shù)在0.4至0.7之間,顯著性P值均小于0.01),因為共線性的原因,不能同時納入模型。本例采用因子分析技術(shù)將五個變量進(jìn)行主成分提取,根據(jù)特征值大于1(特征值小于1,說明該公因子的解釋力度太弱,還比不上直接引入一個原始變量的平均解釋力度),提取出一個公因子,命名為大學(xué)生社會階層(因子分析適應(yīng)性條件檢驗結(jié)果顯示,KMO值=0.777。巴特利球形檢驗的顯著性概率值p=0.000,方差貢獻(xiàn)率為59.886%。以上指標(biāo)說明數(shù)據(jù)適合做因子分析并且用單因子基本解釋了五個變量的大部分信息),將因子得分保存為新的變量,從低到高賦值1、2、3,代表大學(xué)生社會階層的低、中、高。然后以大學(xué)生社會階層為自變量,以就業(yè)選擇為因變量進(jìn)行回歸分析。因變量的分布情況如表2所示:既不愿意去西部也不愿意去農(nóng)村的學(xué)生最多,有194人;不愿意去西部的共計有234人;不愿意去農(nóng)村的共計有244人,分別占到樣本總數(shù)的62%和65%。可見大學(xué)生不愿去西部和農(nóng)村就業(yè)所占比例比較大。表3是回歸分析的參數(shù)估計結(jié)果。表的上半部分為去西部的回歸結(jié)果;下半部分是去農(nóng)村的回歸結(jié)果。自變量性別(男生=0,女生=1)、城市農(nóng)村(農(nóng)村=1,城市=2)和大學(xué)生社會階層的回歸系數(shù)均小于0。根據(jù)參數(shù)估計值可以給出自變量影響大學(xué)生去西部就業(yè)的概率模型［6］:ln(p/(1-p))=-0.011-0.07×性別-0.286×城市農(nóng)村-0.019×大學(xué)生社會階層大學(xué)生社會階層的回歸系數(shù)表明在其它兩個變量不變的情況下,大學(xué)生社會階層每提高一個單位,因變量發(fā)生比(發(fā)生比就是事件發(fā)生與不發(fā)生的概率比值,也稱作風(fēng)險比,簡稱RR;本例中的發(fā)生比是大學(xué)生去西部和不去西部的概率之比,即p/(1-p))的自然對數(shù)值改變量。本例中幾個系數(shù)均為負(fù)數(shù),說明了女生去西部就業(yè)的概率小于男生,城鎮(zhèn)大學(xué)生去西部就業(yè)的概率小于農(nóng)村大學(xué)生,大學(xué)生社會階層越高,越不愿意到西部去就業(yè)?？梢愿鶕?jù)上面的模型計算出自變量都取最低值時的概率:先由ln(p/(1-p))=-0.316求得大學(xué)生去西部就業(yè)的概率p=0.42,即該大學(xué)生愿意去西部就業(yè)的概率為42%。隨著自變量取值的升高,此概率值還將逐漸變小。從作用強(qiáng)度上來看,城市農(nóng)村變量的回歸系數(shù)絕對值最大,對大學(xué)生是否去西部的影響程度最大。根據(jù)下半部分的回歸參數(shù),可以寫出大學(xué)生社會階層影響大學(xué)生去農(nóng)村就業(yè)的模型:ln(p/(1-p))=0.01-0.203×性別-0.323×城市農(nóng)村-0.021×大學(xué)生社會階層大學(xué)生社會階層的回歸系數(shù)表明在其它兩個變量不變的情況下,大學(xué)生社會階層資本每提高一個單位,大學(xué)生去農(nóng)村和不去農(nóng)村就業(yè)的概率之比的自然對數(shù)值改變量。本例中幾個系數(shù)均為負(fù)數(shù),說明了女生去農(nóng)村就業(yè)的概率小于男生,城鎮(zhèn)大學(xué)生去農(nóng)村就業(yè)的概率小于農(nóng)村大學(xué)生,大學(xué)生社會階層越高,越不愿意到農(nóng)村去就業(yè)。從作用強(qiáng)度上來看,城市農(nóng)村變量的回歸系數(shù)絕對值最大,對大學(xué)生是否去農(nóng)村就業(yè)的影響程度最大?？傊?實證檢驗的結(jié)果與理論推斷的結(jié)論基本一致:社會階層越高的大學(xué)生,越不愿意到農(nóng)村、到西部去就業(yè);城鎮(zhèn)大學(xué)生和農(nóng)村大學(xué)生相比更不愿意到西部和農(nóng)村去就業(yè)。足見,國家出臺的引導(dǎo)大學(xué)生去農(nóng)村基層、去西部就業(yè)的政策,其效力呈現(xiàn)出明顯的階層差異。三、減少大學(xué)生就業(yè)政策執(zhí)行的時間約束大學(xué)生就業(yè)政策效力的階層差異,一方面體現(xiàn)了政策的有限性或政策的無奈性［7］;另一方面又阻礙著社會階層的合理流動。正如前文分析指出的,較高社會階層的大學(xué)生及其家庭會利用自己的社會資源回避低端就業(yè),而較低社會階層的大學(xué)生及其家庭因缺乏可資利用的社會資源則無從選擇,只能遵循政策的導(dǎo)引,選擇低端就業(yè)。結(jié)果便一如西方馬克思主義學(xué)者指出的,高等教育的功能只不過是形成了“世襲式”的社會階層復(fù)制,較高社會階層的子女始終占據(jù)較高的社會層級,低層的將始終留駐低層。因此,盡力消解大學(xué)生就業(yè)政策效力的階層差異理應(yīng)成為大學(xué)生就業(yè)過程中亟待解決的一個新問題。在政策的制定過程中如果社會不同階層的相關(guān)利益群體不能平等充分地將自己的利益訴求傳輸?shù)秸咧贫ㄏ到y(tǒng),政策效力的階層差異就是難以避免的。因此,要消解大學(xué)生就業(yè)政策效力的階層差異,就應(yīng)該讓所有相關(guān)利益群體都能平等地參與政策決策過程。讓所有利益群體平地參與大學(xué)生就業(yè)政策決策過程的實質(zhì)就是讓大學(xué)生就業(yè)政策程序具備過程性和交涉性。這種過程性和交涉性應(yīng)該能夠讓大學(xué)生就業(yè)中的相關(guān)利益群體,特別是大學(xué)生群體得到公正、人道的對待,體會到人格的尊嚴(yán),而且也為他們的意志表達(dá)與利益博弈預(yù)設(shè)足夠的空間。［8］事實上,相關(guān)調(diào)查亦指出,各個階層的大學(xué)生參與就業(yè)政策制定過程的積極性都很高。［9］可通過網(wǎng)絡(luò)平臺、電話連線廣泛征詢大學(xué)生的政策意愿等,讓大學(xué)生就業(yè)政策的制定過程無限地接近公共政策制定的理想狀態(tài):在不同階層的相關(guān)利益群體利益訴求獲得充分表達(dá)的基礎(chǔ)上,進(jìn)行平等博弈、妥協(xié)的結(jié)果。也許有學(xué)者會指出,為了追求大學(xué)生就業(yè)政策制定的理想化會消耗過多的時間成本。然而,美國學(xué)者約翰·克萊頓·托馬斯曾經(jīng)證明,公共管理者在政策執(zhí)行過程中面臨的時間約束和在政策制定過程面臨的時間約束呈反向函數(shù)關(guān)系。“如果公共管理者花較多的時間吸引較多的相關(guān)公眾參與決策制定,那么,就會因為決策贏得廣泛的支持而加速決策執(zhí)行的進(jìn)程。相反,如果公共管理者為了節(jié)省時間而將相關(guān)