三、差异性分析
由于本文将我国新生代大学生的性别与来源地作为文章研究的控制变量，所以这部分内容主要进行有关就业质量在性别、来源地方面的差异性分析。
（一）性别对就业质量各维度的差异性分析
由于性别变量只有“男”、“女”两组样本，因此本研究采用独立样本 T 检验的统计分析方法进行数据处理。如表 13 所示， 在就业质量的三个维度中，不同性别的大学生员工在“职业前景”、“物质回报”与“工作状况”三方面，并不存在显着性差异，说明性别变量对我国新生代大学生的就业质量没有显着性的影响，这与近年来男女平等意识的培养及女性经济地位的不断攀升不无关系。
表 13 性别对就业质量各维度的差异性分析
（二）来源地对就业质量各维度的差异性分析
同性别一样，大学生的来源地也只有“城镇”与“农村”两组数据，因此本研究也采用独立样本 T 检验的统计分析方法进行数据处理。如表 14 所示，在就业质量的三个维度中，来源地不同的大学生员工在“职业前景”、“物质回报”与“工作状况”三方面并不存在显着性差异。
表 14 性别对就业质量各维度的差异性分析
四、假设检验与分析
（一）人力资本与就业质量的关系
本文将我国新生代大学生的人力资本划分为接受教育程度与实践经验两个维度，并在此基础上进行有关我国大学生的人力资本对其就业质量的影响机制研究。
具体来说，本研究通过采用多元回归分析的方法来考察大学生的人力资本对其就业质量的作用及影响。在该研究模型中，笔者将“性别”与“来源地”两个控制变量以及“接受教育程度”与“实践经验”两个自变量同时纳入到回归模型中进行验证。其中，两个控制变量均是虚拟变量，性别变量为男=1，女=0；来源地变量为农村=1，城镇=0。正如表 15 所显示的，在对性别、来源地进行控制的条件下，我国新生代大学生的人力资本对其就业质量具有显着的正向影响。具体来说，在回归模型中，调整的 R 方为 0.316，说明在该模型中我国新生代大学生的人力资本可以解释其就业质量中 31.6%的变异，解释程度较好。此外，DW 值为 1.579，表明假设模型中的各自变量之间不存在自相关。而从回归系数来看，虽然接受教育程度与实践经验对我国大学生的就业质量都会产生正向影响，但前者的影响效果更大，其标准系数为 0.230，而实践经验的标准系数为 0.144。因此，本文提出的第一个假设得到了验证，即: 我国新生代大学毕业生的人力资本对其就业质量具有显着影响，且为正向影响。
表中还列出了控制变量对就业质量的影响情况，数据表明，我国新生代大学生的“性别”变量与“来源地”变量均未通过显着性检验。这说明二者对我国新生代大学生的就业质量并不会产生显着性的影响，这也与前文差异性分析的结论相一致。
表 15 人力资本与就业质量的回归分析
（二）社会资本与就业质量的关系
本文将我国新生代大学生的社会资本划分为先赋性社会资本与自致性社会资本两个维度，并在此基础上进行有关大学生的社会资本对其就业质量的影响机制研究。具体来说，本研究通过采用多元回归分析的方法来考察大学生的社会资本对其就业质量的作用及影响。
同前文中对人力资本的分析相同，在该研究模型中，笔者将“性别”与“来源地”两个控制变量以及“先赋性社会资本”与“自致性社会资本”两个自变量同时纳入到回归模型中进行验证。其中，两个控制变量均是虚拟变量，性别变量为男=1，女=0；来源地变量为农村=1，城镇=0。正如表 16 所显示的，在对性别、来源地进行控制的同时，我国新生代大学生的社会资本对其就业质量具有显着的正向影响。具体来说，在回归模型中，调整的 R 方为 0.287，说明在该模型中我国新生代大学生的社会资本可以解释其就业质量中 28.7%的变异。此外，DW 值为1.628，表明假设模型中的各自变量之间不存在自相关。从回归系数来看，虽然先赋性社会资本与自致性社会资本对我国大学生的就业质量都会产生正向影响，但前者的影响效果更大，标准系数为 0.252，而后致性社会资本的标准系数为 0.132，仅为其数值的一半。因此，本文提出的第二个假设得到了验证，即:我国新生代大学毕业生的社会资本对其就业质量具有显着影响，且为正向影响。
表 16 社会资本与就业质量的回归分析
（三）社会资本与人力资本的关系
本文基于以往的研究成果，指出大学生的社会资本会对其人力资本产生影响，并采用多元回归分析的方法对这一假设进行验证。具体来说，将我国新生代大学生的人力资本作为因变量带入到回归模型中，并在考虑大学生的性别、来源地等控制变量的基础上，将大学生的社会资本作为自变量带入到模型中，从而考察大学生的社会资本对其人力资本的影响及作用。
在模型的分析过程中，与前文类似，笔者也将“性别”与“来源地”两个控制变量以及“先赋性社会资本”与“后致性社会资本”两个自变量同时纳入到回归模型中进行验证。其中，两个控制变量均是虚拟变量，性别变量为男=1，女=0；来源地变量为农村=1，城镇=0。正如表 17 所示，在对性别、来源地进行控制的同时，我国新生代大学生的社会资本对其人力资本的积累具有显着的正向影响。具体来说，在回归模型中，调整的 R 方为 0.317，说明在该模型中我国新生代大学生的社会资本可以解释其人力资本中 28.7%的变异。此外，DW 值为 1.758，表明假设模型中的各自变量之间不存在自相关。从回归系数来看，先赋性社会资本与后致性社会资本对我国大学生的人力资本都会产生正向影响，并且二者的影响程度相当，分别为 0.210 与 0.209。因此，本文提出的第三个假设也得到了验证，即:我国新生代大学毕业生的社会资本对其人力资本具有显着影响，且为正向影响。
表 17 社会资本与人力资本的回归分析
五、小结
本文首先对调研对象进行了描述性统计分析，然后对调查问卷的信度与效度进行了检验。在确保所测量的人力资本量表、社会资本量表与就业质量量表具有良好的信度与效度后，通过采用差异性分析、多元回归分析等方法对文中提出的假设条件进行逐一验证，如下表 18 所示。
H1 中，将我国新生代大学生的人力资本划分为接受教育程度与实践经验两个维度，引入“性别”与“来源地”作为控制变量。证明我国新生代大学生的人力资本对其就业质量具有显着的正向影响，且接受教育程度的影响较大，控制变量均未通过显着性检验；H2 中，将社会资本划分为先赋性社会资本与自致性社会资本双维度，引入控制变量，证明我国新生代大学生的社会资本对其就业质量具有显着的正向影响，且先赋性社会资本的影响较大，控制变量均未通过显着性检验；H3 中，分别将我国新生代大学生的人力资本与社会资本作为因变量与自变量带入回归模型中，并引入控制变量。证明我国新生代大学生的社会资本对其人力资本具有显着的正向影响，且先赋性社会资本与后致性社会资本的影响程度相当。
表 18 假设检验情况
