就业质量与青年流动人口参与志愿服务研究.pdf

就业质量与青年流动人口参与志愿服务研究 陈树志 王伶鑫 （广东省团校（广东青年政治学院）青年发展研究院，广东 广州 510550；中国宏观经济研究院 社会发展研究所，北京 100038） 【摘要】 本文分析了就业质量对青年流动人口参与志愿服务的影响， 研 究发现：高质量就业能够显著提高青年流动人口参与志愿服务的可能性； 公有部门和社会组织就业、中等和中高收入的青年流动人口参与志愿服务 的可能性更大；签订劳动合同、缴纳城镇职工医疗保险、现职工作时间长、 没有超时劳动等对青年流动人口参与志愿服务具有正向影响。建议从创 造优质就业机会、保障合法劳动权益、提升人力资本水平、提供有效社会支 持网络等措施入手，提升青年流动人口就业质量，进一步增强青年流动人 口参与志愿服务意愿，推动青年流动人口实现良好的社会融入。 【关键词】 就业质量 青年流动人口 参与志愿服务 DOI:10.16034/j.cnki.10-1318/c.2022.06.011 一、 研究问题与文献梳理 志愿服务是居民参与社会活动的重要形式，也是现代社会的基本特征，对志愿者身心 健 康 、社 会 资 本 积 累 和 个 人 职 业 发 展 具 有 积 极 作 用 ，还 有 助 于 提 高 社 会 群 体 信 任 水 平 、 促进社会融合以及推动社会发展［1］。志愿服务在许多领域发挥着重要作用，例如，在抗 击 新 冠 肺 炎 疫 情 过 程 中 ，我 国 广 大 青 年 志 愿 者 是 不 可 或 缺 的 重 要 力 量［2］。 志 愿 服 务 也 被认为是促进流动人口社会融入和发展的重要手段［3］，但是由于户籍等因素影响，流动 人口特别是乡城流动人口就业质量显著低于本地人口［4］，并且流动人口参与志愿服务意 愿显著低于本地人口［5］。就业是民生之本，高质量的就业有助于青年流动人口改善生活 境遇、提高社会地位［6］，还有利于青年流动人口更好地通过志愿服务与本地市民积极互 动，实现高质量的社会融合。 “ 80 后” “ 90 后”和“00 后”正成为流动人口的主力军，他们具有 · 95 · 更高的教育水平，更强的代际身份认同，更频繁的社会参与和更高的社会融合意愿［7］。通 过组织化参与志愿服务引导青年流动人口参与流入地社会生活，有利于拓展他们的社会 网络，增加他们与城市本地人口的交流，降低群体间的社会距离，从而推动青年流动人口 的社会融入和市民化进程［8］。 国内外主要从动机理论、社会资源理论、文化适应理论、环境理论、社会人口特征等角 度解释流动人口参与志愿服务。动机理论认为，流动人口参与志愿服务以获取资源，提高 自身能力，适应当地文化，获得更好的社会公共服务为目的［9］。社会资源理论认为，经济 资本、社会资本、文化资本等资本因素会影响流动人口参与志愿服务［10 － 11］。文化适应理 论认为，语言能力、生活习惯、市民身份、迁移时间等反映文化适应情况的变量都会影响流 动人口参与志愿服务［12］。环境理论强调社区、工作单位、政府等中观和宏观组织因素影 响流动人口参与志愿服务［13］。社会人口特征方面，性别、婚姻状况、年龄等因素也影响流 动人口参与志愿服务［14］。在国内外研究中，有研究者从就业质量维度出发探讨其对个体 参与志愿服务的影响，结果表明就业稳定性、工作收入、单位性质、工作时间等因素均影响 个体参与志愿服务［15］。稳定的就业状态有利于个体参与志愿服务，相对于就业人员，失 业人员由于缺乏组织身份、经济资本和社会资本，会更少参与志愿服务活动，特别是长期 失业人员往往会被排斥在社会生活之外［16］；自雇、临时雇佣关系的不确定性使个体有较 大的生存压力，对其参与志愿服务有较大负面影响［17］。工作收入对参与志愿服务的影响 并非线性关系，中等收入群体参与志愿服务可能性最高，高收入人群次之，低收入群体参 与志愿服务的可能性最低［18］。更高收入人员和更低收入人员往往更看重时间的市场价 值，因此会减少参与非工作活动的时间；相对于固定薪酬工作人员，时薪工作人员更看重 时间的价值，其参与志愿服务可能性更低，并且参与活动时间也更少［19］。 在公有部门和非营利组织工作的个体参与志愿服务活动的可能性更高［20］。因为公 有 部 门 和 非 营 利 组 织 从 业 者 相 对 于 私 营 部 门 从 业 者 有 更 强 的 公 共 服 务 动 机 、为 他 人 服 务 意 识 和 社 会 责 任 感 ，并 且 因 为 自 身 网 络 的 嵌 入 性 ，更 有 可 能 被 要 求 或 邀 请 参 与 志 愿 服务活动［21］。职业类型与个体参与志愿服务行为密切相关。现有研究从社会资源理论 视角进行分析，发现拥有较高职业地位的从业者比拥有较低职业地位的从业者更有可能 参与志愿服务［22］。 工作时间对个体参与志愿服务的影响缺乏一致结论，有研究发现个体工作时间并不影 响其参与志愿服务［23］，但也有研究发现工作时间对于个体参与志愿服务的影响呈 U 型曲线 特征，即每周工作时间最多和最少的个体更有可能参与志愿服务［24］。兼职工作者比全职工 作者更有可能参与志愿服务［25］。国内关于劳动合同、社会保险对个体参与志愿服务的影响 主要隐含在社会融入中，一般认为未签订劳动合同、未缴纳社会保险的群体的社会参与意 识更弱［26］。 总体而言，当前关于就业质量对个体参与志愿服务影响的研究主要从就业收入、就业单 位类型等单一变量出发进行讨论，并且相关研究结论存在一定的发展空间。青年流动人口 是社会参与的重要践行者，但当前针对这一群体参与志愿服务的研究较少，从综合性就业 质量角度进行的分析存在拓展空间。由此，本文基于流动人口动态监测调查数据，深入分 析就业质量与青年流动人口参与志愿服务之间的关系，在理论层面进一步厘清就业质量影 响参与志愿服务的内在机制；在实践层面，为志愿服务组织创新流动人口志愿服务方式、提 升青年流动人口参与志愿服务意愿提供参考，同时也为青年流动人口实现高质量就业、发 挥就业政策对志愿服务的引导作用提供政策建议。 · 96 · 二、 研究设计 （一）数据来源 本文使用的数据来源于 2017 中国流动人口动态监测调查（简称 CMDS 2017）。该调查采用 多阶段分层成比例的 PPS 抽样方法，调查对象限定为在流入地居住 1 个月以上、非本区（县、市） 户籍年龄在 15 周岁以上的流动人口，共获取有效样本 169989 个，样本具有全国代表性。本文研 ［27］ 究对象为青年流动人口，参考我国《中长期青年发展规划（2016—2025 年）》 对青年的年龄界 定，本文将样本年龄限定在 15－35 岁。劳动合同、职工医疗保险等就业质量维度的分析更适合 于受雇群体，因此剔除了未就业、雇主、自雇劳动者等其他就业状态样本，同时剔除含缺失值的 样本， 最终得到 42456 个样本。 （二）变量测量 本文的因变量为志愿服务活动的参与，通过问卷中“2016 年以来您在本地是否参加过志愿 者协会的活动”测量，参加过赋值为 1，未参加赋值为 0。 本文核心解释变量为就业质量，结合数据可得性，将就业质量的测量操作化为工作特征、 工资收入、工作权益保障、工作环境四个维度共 8 个指标。工作特征维度包括单位所有制、就业 身份和职业类型 3 个指标。单位所有制通过询问受访者的就业单位性质进行后期编码，将“机 关、事业单位” “国有及国有控股企业” “集体企业”归类为公有部门，将“社团、民办组织”归类为 社会组织，将其他企业归类为非公有企业；就业身份为受访者的就业类型，将“有固定的雇主的 雇员”赋值为 0，将“无固定雇主的雇员（零工、散工等）”赋值为 1；根据受访者职业声望和薪资福 利等方面的分布情况编码，将职业类型划分为生产或生活类、商业和其他服务业类、管理和专 业技术类以及高级管理类四个类别。通过月收入测量工资收入， 参考 2017 年我国各省城镇最低 ① 工资标准 （1692 元）、 城镇行业最低收入标准（3366 元）、 城镇行业平均工资（5003 元）以及城镇最 高三个行业平均工资（7564 元）， 将月收入不超过 1692 元划分为低收入组， 将月收入为1693－3366 元划分为中低收入组， 将月收入为3367－5003元划分为中等收入组， 将月收入为5004－7564元划 分为中高收入组， 将月收入为7565元及以上划分为高收入组。工作权益保障维度包含城市职工医 疗保险和劳动合同签订 2 个指标。是否参加城镇职工医疗保险，参加赋值为 1，未参加赋值为 0； 受访者与目前工作单位签订了劳动合同赋值为 1，未签订劳动合同赋值为 0。工作环境包括工 作时间和工作稳定性 2 个指标。通过每周工作小时数测量工作时间，超过国家法定规定的周工 作 44 小时赋值为 0， 未超过赋值为 1；通过参加本工作的工作年限测量工作稳定性［28］。 根据以往研究发现， 参与志愿服务还受性别、 年龄、 民族、 婚姻状况、 教育程度、 住房以及流动特 征等变量影响， 因此本文也对这些变量加以控制。将男性赋值为1， 女性赋值为0； 年龄由调查年份 减去受访者出生年份得到， 并将其划分为 “00 后” “90 后” 和 “80 后” 三个年龄组， 将 “00 后” 设定为参 照组。将未婚、 离婚和丧偶归为 “不在婚” ， 赋值为1， 初婚和再婚归类为 “在婚” ， 赋值为0； 受教育年 限由受教育程度转换而来（未上学为 0 年； 小学为 6 年； 初中为 9 年； 高中/中专/职高技校为 12 年； 专 科为 15 年； 本科为 16 年； 研究生为 19 年）。流动特征包含流动类型、 流动范围、 流动时间和流入地 区。流动类型包括城城流动和乡城流动， 分别赋值为1和0； 流动范围包括跨省流动、 省内流动和市 内跨县流动， 将跨省流动设定为参照组。通过来本地的时间测量流动时间。流入地区包括东部地 区、 中部地区和西部地区， 东部地区为参照组。上述变量的描述性统计结果见表1。 · 97 · 表1 定类变量 人数 比重（%） 非公有企业 36138 85.12 公有部门 6044 14.24 非营利部门 274 0.65 生产、生活 20291 47.79 商业及其他服务 12051 28.38 管理与专业技术 9731 22.92 8.57 高级管理 383 0.90 2714 6.39 低收入 1810 4.26 非中共党员 39742 93.61 中低收入 16466 38.78 在婚 26078 61.42 中等收入 16152 38.04 非在婚 16378 38.58 中高收入 4854 11.43 无住房 32382 76.27 高收入 3174 7.48 自有住房 10074 23.73 未缴纳 24119 56.81 乡城 31474 74.13 缴纳 18337 43.19 城城 10982 25.87 未签订 11188 26.35 东部 23688 55.79 签订 31268 73.65 中部 8904 20.97 44 小时以内 27150 63.95 西部 9864 23.23 大于 44 小时 15306 36.05 跨省 20923 49.28 定距变量 平均值 标准差 最大值 跨市 14605 34.40 受教育年限 11.95 3.06 19 跨县 6928 16.32 流动城市数 1.94 1.44 30 稳定雇主 40313 94.95 流动年限 4.15 4.12 34 非稳定雇主 2143 5.05 现职工作年限 3.08 3.16 22 年龄组 性别 民族 政治面貌 婚姻 住房 流动类型 流入地区 流动范围 就业状态 变量描述性统计信息 人数 比重（%） “00 后” 311 0.73 “90 后” 18679 44.00 “80 后” 23466 55.27 男性 21805 51.36 女性 20651 48.64 汉族 38818 91.43 少数民族 3638 中共党员 定类变量 单位性质 职业类型 工资收入 医疗保险 劳动合同 周工作时间 三、 研究结果分析 本文创建了三个模型，首先构建仅包括人口学变量的基础模型；然后加入流动特征变量， 构建流动特征模型，分析流动特征对青年流动人口参与志愿服务的影响；最后加入就业质量变 量，构建全模型，分析在控制人口学变量和流动特征变量的情况下，就业质量因素如何影响青 年流动人口参与志愿服务。由于参与志愿服务是二分变量，采用二元 Logistic 模型进行估计。 上述三个模型的回归结果见表 2。 表2 就业质量对青年流动人口参与志愿服务的回归分析（N=39978） 模型 1 B（SE） 模型 2 B（SE） 模型 3 B（SE） “90 后” 0.279（0.267） 0.231（0.268） 0.105（0.269） “80 后” 0.358（0.269） 0.279（0.270） 0.108（0.272） 性别（女性） －0.078*（0.034） + －0.064（0.034） －0.040（0.037） 民族（汉族） 0.165**（0.060） 0.043（0.062） 0.014（0.063） 婚姻（已婚） 0.383***（0.042） 0.334***（0.042） 0.383***（0.043） 变量 年龄组（ “00 后” ） · 98 · （续表） 变量 模型 1 B（SE） 模型 2 B（SE） 模型 3 B（SE） 中共党员（非中共党员） 0.534***（0.054） 0.521***（0.054） 0.365***（0.055） 受教育年限 0.168***（0.006） 0.164***（0.007） 0.092***（0.008） 住房（无住房） 0.265***（0.040） 0.113**（0.041） 0.052（0.042） 中部 0.290***（0.047） 0.351***（0.049） 西部 0.493***（0.043） 0.460***（0.045） 流动类型（乡城） 0.120**（0.039） 0.019（0.040） 省内跨市 0.135***（0.041） 0.137**（0.042） 市内跨县 0.139**（0.052） 0.143**（0.054） 流动城市数量 －0.040**（0.015） －0.036*（0.015） 流动时间 0.027***（0.004） 0.020***（0.005） 地区（东部） 流动范围（跨省） 雇主情况（固定） 0.075（0.095） 单位性质（非公有部门） 公有部门 0.552***（0.044） 非营利组织 1.202***（0.138） 职业类型（生产、 生活） 商业及其他服务 0.139**（0.046） 管理与专业技术 0.201***（0.048） 高级管理 0.472***（0.124） 工资收入（低收入） 中低收入 0.216*（0.097） 中等收入 0.210*（0.099） 中高收入 0.226*（0.109） 高收入 0.135（0.116） 合同（未签订） 0.308***（0.054） 医疗保险（未缴纳） 0.275***（0.044） 现职工作时间 0.013*（0.007） 周工作时间（超 44 小时） 0.240***（0.037） 常数项 －4.953***（0.275） －5.114***（0.278） －4.969***（0.291） chi2 1406 1662 2233 0.052 0.062 0.083 伪R 2 注： +p<0.10， *p<0.05， **p<0.01， ***p<0.001； 括号内为参照组。 （一）人口学变量对参与志愿服务的影响 当未纳入就业质量变量时，男性青年流动人口参与志愿服务的可能性显著低于女性，当 纳入就业质量的各维度变量时，性别差异不再显著。相对于汉族青年流动人口，少数民族青年 流动人口参与志愿服务的可能性更高，但在控制流动特征和就业质量的情况下，没有通过显著 性检验。政治面貌方面，中共党员参与志愿服务可能性显著高于非中共党员，且在各个模型中 均通过了显著性检验，说明中共党员身份对参与志愿服务有稳健的促进作用。青年党员注重 发挥先锋模范作用，有较强的责任感和使命感，继而会积极地参与志愿服务。受教育年限对于 · 99 · 青年流动人口参与志愿服务有积极影响，且通过了显著性检验。教育通常被认为是解释参与 志愿服务最持久、最强的解释变量［29］，模型 1－3 的结果表明，受教育年限显著增加了青年流动 人口参与志愿服务的可能性，且具有稳健性。受教育程度越高的青年流动人口，对参与志愿服 务的接纳意识和积极性也更高，在工作和生活中也更有可能被要求或者被邀请参与志愿服 务。在基础模型和流动特征模型中，自有住房对于青年流动人口参与志愿服务活动有显著积 极影响，但加入就业质量变量后，住房的作用不再显著，这可能与就业质量与自有住房存在相 关性有关。 （二）流动特征变量对参与志愿服务的影响 模型 2 和模型 3 的结果表明，流动特征变量显著影响青年流动人口参与志愿服务的可能性， 流入到生活成本更低、地缘文化与流出地更接近的地区，以及流动时长的增加，都会提升青年 流动人口参与志愿服务的可能性。模型 3 的结果显示，在其他条件不变的情况下，流入到中部 和西部地区的青年流动人口参与志愿服务的几率分别是东部地区的 1.42 倍和 1.58 倍。中部和 西部地区的生活成本与通勤成本较低，流入到这些地区的青年流动人口相对而言有更多精力 和时间参与志愿服务。流动距离的增加反而降低了青年流动人口参与志愿服务的可能性，省 内跨市流动和市内跨县流动人口参与志愿服务的几率相对更高。省内流动意味着流入地的语 言文化和地理环境与流出地更为接近，青年流动人口的社会适应程度更好，而且可能会有更多 亲属网络和同乡网络资源，这些条件均有利于青年流动人口参与志愿服务。流动经历方面，模 型 3 结果显示，随着流动城市数量的增加，青年流动人口参与志愿服务的几率显著降低；在流入 地居留时间越长，青年流动人口参与志愿服务几率也会更大。从稳定性的角度而言，流动的城 市越多，青年流动人口工作、生活越不稳定，很难有精力和时间参与没有报酬的志愿服务活动； 本地居住时间增加，有助于青年流动人口在经济、文化、心理方面融入当地社区，也有更多机会 参加各类志愿服务活动。 （三）就业质量对参与志愿服务的影响 模型 3 的结果显示，就业质量的大部分变量对青年流动人口参与志愿服务都有显著影响。 与在非公有企业部门工作的青年流动人口相比，在社会组织和公有部门工作的青年流动人口 参与志愿服务几率分别是其 1.74 倍和 3.33 倍，且都通过显著性检验。青年流动人口参与志愿服 务存在明显的单位类型差异，公有部门通常具有提供公共产品的社会责任，其员工受到工作氛 围的影响，有更大可能性参与志愿服务；公有部门为青年流动人口提供了较为稳定的工作保 障，有助于提升他们参与志愿服务的积极性。社会组织通常是志愿服务活动的直接组织者，与 志愿服务活动密切相关，在社会组织工作的青年流动人口将会有更多机会直接参与志愿服 务。在公有部门和社会组织中工作的青年流动人口，一般会拥有更强的责任意识、服务意识、 利他主义精神，也更容易在工作和生活中参与志愿服务。职业类型方面，商业及其他服务业、 管理与专业技术和高级管理人员参与志愿服务可能性分别是生产、生活类从业者的 1.15 倍、 1.22 倍和 1.6 倍。青年流动人口职业地位越高，意味着工作技能、工作自由度、思想观念、社会交 往方面越具有优势， 也有更多机会参与志愿服务。 在工资收入方面，随着收入层级的提高，青年流动人口参与志愿服务的几率也显著提高， 但这一效应在高收入群体中并不显著。拥有较高工资收入的青年流动人口不需要通过其他额 外工作来弥补收入不足，同时也能够负担城市的开支，因此他们有更多的时间和精力参与志愿 服务。该结果也说明，收入水平与参与志愿服务几率之间并非完全呈线性关系。对于高收入 群体而言，时间的经济价值更为重要，因此会降低参与志愿服务活动的意愿。签订劳动合同的 青年流动人口参与志愿服务的几率是未签订劳动合同者的 1.39 倍，具有统计显著性。对青年流 · 100 · 动人口而言，签订劳动合同意味着工作会更稳定，劳动权益能够得到法律保障，进而更有能力 和热情去帮助他人［30］。 参与城镇职工医疗保险显著提升了青年流动人口参与志愿服务的意愿，参保者参与志愿 服务的几率是未参保者的 1.32 倍，具有统计显著性。城镇职工医疗保险为青年流动人口提供了 较好的医疗服务保障，有利于促进其城市融入及全面发展［31］，良好的健康水平为参与志愿服务 提供了有力支撑。较长现职工作年限能显著促进青年流动人口参与志愿服务。与超时工作者 相比，没有超时工作的青年流动人口参与志愿服务的几率是其 1.27 倍。青年流动人口工作时间 增多意味着可支配的自由时间的减少，限制了其扩展社会网络， 减少了参与志愿服务的机会。 四、结论与建议 本文分析了就业质量的各个维度及人口学、流动特征等变量对青年流动人口参与志愿服 务的影响，研究发现：第一，就业质量的提升能够显著增强青年流动人口参与志愿服务的可能 性。收入水平的提高、较强的工作稳定性、未超时劳动等均对参与志愿服务起到显著促进作 用，就职于公有部门、社会组织的青年流动人口更有可能参与志愿服务。第二，中共党员身份 和受教育年限能显著提高青年流动人口参与志愿服务的可能性。人力资本提升是促进青年全 面发展的重要机制，也是青年流动人口社会参与的推动力量，更高的受教育程度以及中共党员 身份有助于激发青年流动人口主动了解和参与志愿服务。第三，流动特征变量可以有效预测 青年流动人口参与志愿服务的发生几率。在中部和西部地区就业、省内流动、更长的居留时限 可以显著提高青年流动人口参与志愿服务几率，不稳定的流动状态不利于青年流动人口实现 较好的职业发展， 降低了其参与志愿服务的可能性。 本文的研究结论表明，就业质量是影响青年流动人口参与志愿服务的重要因素。当前青 年流动人口在流入地可能还面临自我职业规划不清晰、受教育水平与岗位要求不匹配、超时工 作频繁、社会融合水平较低等困境，为促进青年流动人口在流入地更好地工作、生活和社会参 与，建议在就业领域进行更加系统性、包容性的政策设计，切实提高青年流动人口就业质量。 一是通过支持实体经济部门发展，为青年流动人口提供高质量就业机会。增强就业稳定性，为 青年流动人口参与志愿服务、社会活动提供更好的基础保障。二是流入地需要加强基本公共 服务均等化建设和青年流动人口劳动权益保障水平，加强对就业困难青年流动人口的就业帮 扶工作。加大灵活就业青年流动人口的劳动权益保障力度，减少劳动纠纷，营造更亲和的社会 融入环境。对长期失业的青年流动人口提供定时定量的岗位信息推送，提供更多再就业机 会。三是多举措提升青年流动人口的人力资本水平。建立青年流动人口技能培训机制，增强 人岗匹配程度。通过提升文化知识水平与技能水平，增进其对志愿服务的认知和认可程度，促 进该群体以更积极的态度参与志愿服务。四是为青年流动人口就业提供有效的社会支持。在 就业信息发布、技能培训、心理疏导、权益维护等方面为青年流动人口提供有针对性的帮助，确 保其实现高质量就业。通过提升青年流动人口就业质量，推动青年流动人口在经济、社会、心 理、文化等方面实现更好的社会融入，进一步增强其参与志愿服务的意愿，促进青年流动人口 在流入地实现更高质量的发展。 ［参 考 文 献］ ［1］辛 华 张学东： 《当代美国志愿服务研究的议题及其思考》，载《青年探索》，2014 年第 2 期。 ［2］丁元竹 江汛清： 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