社會質量對我國城市青年幸福感的影響研究
--基于CSS2021數據的實證分析

陳樹志

(廣東省團校、廣東青年政治學院，廣東 廣州 510550)

一、引 言

黨的十八大以來，以習近平同志為核心的黨中央高度重視社會建設，圍繞使人民獲得感、幸福感、安全感更加充實、更有保障、更可持續，提出一系列新理念新部署新要求。民生福祉成為新時期政府執政理念和社會各界關注的焦點。幸福感作為個體的主觀感受，可以從微觀層面反映民生福祉，是反映人民美好生活情況的重要指標。[1]我國改革開放四十余年來的經濟高速發展帶來了國民個體收入增長，但根據聯合國發布的《世界幸福報告》，近些年我國國民幸福指數并沒有隨著經濟增長穩步提升，反而呈現階段性下降和階段性上升的趨勢[2]，這也證實了“伊斯特林幸福悖論”現象在我國的存在。[3]新時代新征程，如何滿足人民日益增長的美好生活需要成為迫切需要解決的時代課題。

青年群體作為社會結構中的主體力量和中堅力量，其幸福感不僅反映自身的生活感受，而且直接關系到當前及未來的整體國民幸福感。當今社會，青年群體在工作和生活中面臨著職業競爭、住房、生養子女、贍養父母等各方面壓力，“躺平”“佛系”“喪”等網絡流行語不斷涌現，反映了部分青年群體面對工作和生活壓力時呈現消極的社會心態。[4]如何化解青年群體的生存焦慮，保障他們享有更高水平的幸福感，在現階段顯得尤為重要。

國內外學術界有關青年幸福感的研究中，從職業、收入、住房、消費等經濟視角分析比較常見。然而，“伊斯特林悖論”提醒人們，單純的經濟發展未必會帶來人民幸福感的持續提升，人民群眾的需求正由單一物質型向發展型、享受型等多層次轉變。[5]隨著中國經濟的發展，青年更加尋求物資滿足與精神滿足的平衡[6]，青年幸福感越加受到心理和社會環境等非經濟因素的影響。研究青年幸福感既要全面了解社會的客觀現實，又要準確把握青年對社會現實的主觀評價，綜合宏觀與微觀、個體與社會層面因素的社會質量理論提供了一種有效的分析框架。本研究從社會質量視角出發來分析城市青年的幸福感，在實證分析的基礎上提出相關政策建議。

二、文獻回顧

幸福感是人們對其生活質量所做的認知性和情感性的整體評價，主要通過生活滿意度和情感滿足程度等指標來測量[7]。從20世紀80年代開始，學術界關于幸福感的研究日益增多，并成為社會學、經濟學、心理學、哲學等多學科的研究熱點。目前，國內外關于青年幸福感影響因素研究主要有以下幾個視角：一是社會人口學變量?；橐鰻顩r、年齡、性別、宗教信仰、教育、健康等因素影響個體幸福感[8]，相對來說教育程度、婚姻狀況、健康狀況影響更明顯。[9]二是經濟地位視角。個人及其家庭的財富、收入、住房、就業等社會經濟地位因素對青年群體有著較強的“幸福效應”[10]。家庭社會經濟地位對于青年幸福感具有正向影響，并且影響程度高于個人社會經濟地位[11]。三是心理認知視角。勝任力和成就感等自我效能感所反映的心理感知因素對于青年幸福感有著顯著正向影響[12]。相對剝奪感、社會不公平感、社會風險感知等因素對幸福感存在負向影響[13]，新生代鄉城青年流動人口更傾向于選擇城市居民作為參照群體，往往會產生相對剝奪感和挫折感，導致幸福感明顯降低[14]。四是社會環境視角。以往國內外學術界大量經驗研究表明，盡管經濟因素和心理因素可以部分解釋個體幸福感差異，但社會環境因素對幸福感有著重要影響[15]。青年的社會資本和政治參與越高，自身幸福感越強[16]，另外，社會網絡和社會信任對于自身幸福感有著正面影響[17]。通過以上分析可以發現，將社會層面和個體層面的因素結合起來分析青年幸福感的研究較少，而社會質量理論則能夠提供這樣一種理論視角。

社會質量是指“人們在那些提升他們的福祉和個人潛能的條件下，能夠參與共同體的社會與經濟生活的程度?！盵18]社會質量理論關注人的“社會性”，把個人放在具體社會結構和社會關系中分析，對于理解社會建設的內涵具有重要意義[19]。社會質量的高低主要取決于四個條件性因素，即社會經濟保障、社會凝聚、社會包容和社會賦權。在大量的理論與政策研究中，針對社會質量形成了一套完整的評價指標體系，被廣泛應用于社會科學各個領域[20]。國外研究者通過歐洲社會質量調查數據的分析發現，社會質量對歐洲各國居民幸福感有著顯著影響[21]，但四個條件性因素中除了社會經濟保障，社會凝聚、社會包容和社會賦權在不同地區的作用機制不同[22]。國內部分研究基于部分區域調查數據，認為社會質量四個維度在不同程度上影響著居民的幸福感，社會質量評價越強的城市，居民幸福感越高[23]；相較于發達地區，家庭收入對欠發達地區城市居民的幸福感影響更為顯著[24]；特殊信任和社會組織參與程度等社會質量因素能夠較大幅度提升人民的幸福感[25]。

國內外已有研究拓展了社會質量與居民幸福感相關議題研究領域，但尚缺乏針對社會質量對青年群體幸福感影響關系的研究。本文將社會質量作為核心解釋變量，以研究其與青年幸福感之間的關系。主要希望回答的問題是：社會質量是否會影響城市青年幸福感？社會質量的四個核心維度對城市青年幸福感的影響機制是否存在差異？社會質量對城市青年幸福感的影響機制是否存在代際差異？

三、模型建立與數據來源

(一)數據來源

本研究使用的數據來自中國社會科學院社會學研究所于2021年在全國開展的第八期中國社會狀況綜合調查(Chinese Social Survey，以下簡稱CSS)。該調查覆蓋全國31個省(自治區、直轄市，不包括港澳臺地區)的151個縣(市、區)所轄的604個村(居)委會，共回收問卷10 136份。調查采用多階段混合概率抽樣方式(PPS)，結合CAPI系統完成訪問，調查對象為18-69歲的中國公民。CSS2021采用隨機AB卷模式，幸福感相關問題隨機分配在B卷，樣本量為調查規模的一半。本文研究對象為城市青年，參考世界衛生組織對青年人口(15-44歲)的界定，選取18-44周歲且居住在城市的被調查者作為研究對象，剔除含缺失值的樣本，最終樣本量為1313份。另外，本文還使用了CSS2013、CSS2015、CSS2017和CSS2019數據與CSS2021數據進行比較，以反映我國城市青年幸福感動態變化情況。CSS2013、CSS2015、CSS2017和CSS2019數據剔除含缺失值樣本后，樣本量分別為2 965份、2 663份、2 447份、2 031份。

(二)測量方法

1．因變量

本文的因變量是幸福感，現有研究指出，使用多題目自我報告的生活滿意度來測量幸福感具有較高的內在一致性和重測信度[26]，因此本文也使用生活滿意度作為幸福感的代理變量。本文使用CSS2021問卷中家庭關系、家庭經濟狀況、教育程度、休閑/娛樂/文化活動、社交生活5個細分生活領域的滿意度來測量幸福感，1分代表“非常不滿意”，10分代表“非常滿意”。經檢驗，以上5個問題的Cronbanh’s alpha值為0.8，高于可接受的最低標準0.7，說明該量表的一致性較高。本文將5個維度的滿意度加總取平均值，得到幸福感指數，最小值為1，最大值為10，作為連續型變量進入模型。

2．自變量

社會質量通過社會經濟保障、社會凝聚、社會包容和社會賦權4個維度來測量。社會經濟保障是指個體參與社會提供必需的物質基礎及其有關的制度保障。本研究從收入保障、住房保障、社會保障進行測量。收入保障用家庭收支來測量，家庭收入小于支出賦值為0，大于等于支出則賦值為1。住房保障用是否擁有城鎮住房來測量，有城鎮住房賦值為1，沒有賦值為0；社會保障用繳納社會保險情況進行測量，社會保險每參加一種保險賦值1分，社會保障指標取值范圍為0-5分，得分越高代表社會保障水平越高。

社會凝聚是指社會成員普遍接受的價值和規范，主要包括信任、社會規范、認同等核心價值。本研究從人際信任、機構信任和社會規范感知進行測量。人際信任為1-10分量表，取值越高代表人際信任程度越高。機構信任使用問卷中關于政府、群團組織、企業等10個機構的信任程度來測量，根據信任程度分別賦值1-5分，累加分數均值為機構信任。社會規范程度用問卷中關于普遍道德水平和遵紀守法水平的1-10分評價來測量，取兩個項目均值作為社會規范程度得分，分值越高，表示社會規范程度越高。

社會包容是指公民如何通過各種制度融入社會生活，衡量的是社會在何種程度上消除融入過程中的系統性和非系統性障礙。本研究通過社會公平感、社會歧視感和社會寬容度進行測量。社會公平感用問卷中對高考制度、收入分配等8個領域的公平感知來測量，根據公平程度分別賦值1-5分，總體累加均值作為社會公平感變量值。社會歧視感用問卷中年齡、性別等8個領域不公正待遇評價來測量，根據嚴重程度由低到高分別賦值1-5分，總體累加均值作為社會歧視感變量值。社會寬容度用問卷中被訪者對現在社會寬容度的評價來測量，由低到高分別賦值1-10分。

社會賦權是指國家通過各種政策使得人們提升參與社會的能力并實現個人發展，社會賦權不僅指人們通過社會關系來提高自己的能力，同時也指公民在參加各種社會活動中所具有的能力，以及對自身能力的認識。本文使用社團參與、公共事務參與、內在效能感和外在效能感來測量社會賦權。社團參與用受訪者參加網上和線下的團體數量來測量，沒有參與任何社團活動賦值為0，每參加一項賦值增加1，最大值為7。公共事務參與通過問卷中詢問被訪者近2年參與過問卷中列舉的11項政治、社會活動數量來測量，沒有參加賦值為0，每參加過1項活動賦值加1，得分累加均值得到公共事務參與變量值。內在效能感用問卷中“我有能力和知識對政治進行評論”等4個相關問題測量，根據同意程度由低到高，分別賦值1到5分，總體累加均值為內在效能感變量值，分值越高內在效能感越強。外在效能感用“國家大事有政府來管，老百姓不必過多考慮”等5個問題來測量，根據同意程度由低到高，分別賦值1到5分，總體累加均值為外在效能感變量值，分值越高表示外在效能感越強。

此外，本研究還控制了其他影響因素，包括性別(男=1，女=0)、年齡、婚姻狀況(在婚=1，不在婚=0)、戶籍狀況(非農戶籍=1，農業戶籍=0)、教育年限由受教育程度轉換而來(未上學為0年，小學為6年，初中為9年，高中/中專/職高技校為12年，?？茷?5年，本科為16年，研究生為19年)。本文使用的各變量描述性統計結果如表1所示。

表1 變量描述性統計分析

3．統計模型與研究路徑

本研究使用OLS多元線性回歸模型，模型表達式如下：

Y=β0+β1X1+β2X2+β3X3+…+βkXk+ε

Y為因變量城市青年幸福感。X1、X2、X3、…，XK為本文核心解釋變量社會質量和控制變量，分別對應家庭收支、家庭自有住房、社保繳納、人際信任、機構信任、社會規范感知、社會公平感、社會歧視感、社會寬容度、社團參與、公共事務參與、內在效能感、外在效能感、性別、年齡、戶籍、婚姻狀況、教育年限。β1、β2、β3、…，βk為每個自變量的回歸系數。β0為常數項，ε為誤差項。本文通過三個步驟研究社會質量對城市青年幸福感的影響：首先，通過比較歷次調查數據，描述城市青年群體幸福感歷時變化情況；其次，使用OLS模型，構建基準模型、社會質量各維度模型和全模型，考察社會經濟保障、社會凝聚、社會包容、社會賦權對城市青年群體幸福感影響情況；最后，將樣本分為“80后”和“90后”兩個群體，考察社會質量影響作用在城市青年群體中的世代差異情況。

四、實證結果與分析

(一)城市青年幸福感的歷時變化情況

表2描述了各調查年份不同青年群體幸福感的變化情況，可以看出，2013年到2021年，我國城市青年幸福感均值呈現出先下降后持續上升的變化趨勢，并且持續高于城鄉居民平均水平，總體上處于中上水平。從年齡角度來看，與同時期45歲及以上群體相比，雙樣本T檢驗結果顯示，在各調查年份青年群體幸福感均值顯著高于中老年群體；從城鄉角度來看，歷次調查數據顯示城市青年幸福感均高于農村青年群體，雙樣本T檢驗顯示這一差距在0.000水平上顯著。

表2 不同年份不同群體幸福感水平

(二)社會質量對城市青年幸福感的影響

如表3所示，模型1為OLS回歸結果基準模型，模型2至模型5分別為社會經濟保障、社會凝聚、社會包容和社會賦權4個分模型，模型6為納入所有社會質量變量后的全模型。

表3 社會質量對城市青年幸福感的影響

基準模型的結果表明，城市青年的年齡與幸福感存在U型曲線關系，幸福感先隨著年齡增加而下降，達到一定年齡后，開始逐漸增加，這與國外已有研究結論一致[27]。與農業戶籍城市青年相比，非農戶籍城市青年幸福感顯著更高，這表明農業戶籍城市青年在社會保險、身份認同、社會融合等方面可能得不到有效的支持，在心理上容易產生失落感，使得農業戶籍青年的幸福感低于非農城市青年[28]。受教育年限對青年幸福感有著顯著正向影響，學歷層次較高青年符合城市產業轉型和經濟發展的需求，更容易獲得更多就業機會、更高職業地位和更好的經濟收入，因此他們對幸福感知程度也會更強[29]。

從社會質量各維度的影響來看，模型2(社會經濟保障模型)結果表明，社會經濟保障各變量對城市青年幸福感均具有顯著的正向影響。家庭收入大于支出，則青年的幸福感越高。良好的家庭收支狀況可以確保青年基本養家能力，并提供追求生活品質的物質基礎。擁有城鎮住房可以顯著提高城市青年的幸福感。城市青年通常面臨較大的購房壓力，擁有城鎮住房可以使城市青年在城市落腳，為成家立業打下堅實基礎。社保繳納種類越多，城市青年的幸福感越高。社保繳納數量越多意味著城市青年抵御不確定風險的保障越強，是提升其個體幸福感的重要手段。

模型3(社會凝聚模型)結果表明，人際信任、機構信任和社會規范的正向感知均對城市青年的幸福感有顯著的正向影響。社會凝聚各變量的解釋力較好，與基準模型相比，調整后的R2由14.53%上升至31.39%。這說明青年群體在城市中感受到良好的人際信任、機構信任和社會規范，可以促進其提升社會交往水平，實現自身的社會融入和自我發展，有利于實現個人的高質量發展，提升幸福感水平。

模型4(社會包容模型)結果表明，社會公平感和社會寬容度提高對城市青年幸福感有顯著的正向影響。強大的社會公平感和社會寬容度可以推動青年增強在城市自主生活、自由發展的信心，對生活產生更積極心理體驗。反之，一旦青年感受到教育、年齡、職業、性別等方面的社會歧視，則很容易產生負向剝奪感，抑制積極幸福感的生成。

模型5(社會賦權模型)的結果顯示，城市青年社團參與數量越多、內在效能感越強，則其幸福感越強。城市青年相對于中老年一代具有更高的受教育程度，因此會有更強的社會參與意愿和行為，參與社團等社會活動可以獲得社會資本、心理資本等工具性資源和情感性資源，從而減輕生活壓力，提升幸福感水平。[30]參與公共事務活動對城市青年幸福感有顯著負向影響。盡管青年群體有較高的社會參與訴求，但參與公共事務活動必然要耗費一定的時間和精力，而受到參與渠道和參與層次等因素影響，青年的相關利益訴求不一定得到解決，因此公共事務參與會對青年幸福感產生負面影響。

模型6是納入所有社會質量變量后的全模型，從總體上看，除了機構信任、公共參與以及外在效能感變量不顯著外，其他社會質量各維度變量對城市青年幸福感均具有顯著影響，且影響方向與分模型一致，說明大部分社會質量變量對青年幸福感的影響具有穩健性。與基準模型相比，模型6全模型調整后的R2上升到了35.26%，解釋能力較基準模型有較大幅度的提升，說明社會質量相關變量是影響城市青年幸福感的重要因素。

對全模型進行夏普利值分解發現：在該模型可以解釋的變異量中，除控制變量組(27.95%)外，社會凝聚維度和社會包容維度對城市青年幸福感的解釋力相對最強，其貢獻率分別為28.49%和23.27%，隨后分別為社會經濟保障(10.63%)和社會賦權(9.67%)。由此可見，社會凝聚和社會包容是與城市青年幸福感關聯較為緊密的因素，這也從側面說明城市青年生活質量的提升需要更好的社會凝聚和社會包容的氛圍。另外，一些控制變量也表現出比較穩健的作用，年齡的U型影響和教育年限的積極影響在全模型中依然非常顯著，戶籍、性別對城市青年的幸福感影響仍然顯著。

(三)社會質量對城市青年幸福感影響的世代差異

本研究進一步將城市青年劃分為“80后”青年和“90后”青年兩組，考察社會質量影響作用的世代差異。結果顯示 “80后”和“90后”城市青年幸福感均值分別為7.0529分和6.6687分，90后群體高出80后0.384分。通過獨立樣本T檢驗(F=11.42，sig.=0.0008，T=-3.3786，sig.=0.0004)，兩者呈現出顯著差異，青年幸福感評價有隨出生隊列向后推移而升高的趨勢。

如表4所示，模型7和模型8分別是社會質量對“80后”和“90后”城市青年幸福感影響全模型。從全模型結果來看，社會質量對“80后”“90后”城市青年的幸福感均有較好的解釋力。從控制變量影響來看，“80后”城市青年幸福感存在著性別差異，即男性幸福感高于女性；“90后”城市青年存在婚姻狀況差異，即已婚青年幸福感顯著高于未婚青年。社會質量對“80后”和“90后”城市青年幸福感影響的共同之處主要體現在社會凝聚維度上，隨著人際信任和社會規范感知的提升，“80后”“90后”城市青年的幸福感均有顯著提高，而機構信任則對這兩個群體幸福感影響不顯著。

表4 社會質量對“80后”和“90后”城市青年幸福感的影響

在社會經濟保障、社會包容和社會賦權3個維度，部分變量的作用在兩個群體之間存在著一定差異。在社會經濟保障方面，社保繳納數量對“90后”群體影響顯著，但對“80后”群體不顯著。家庭收入大于支出、擁有城鎮住房對“80后”青年有正向顯著影響，對“90后”青年的影響不顯著，這可能與這兩類青年群體所處的生命歷程不同階段有關，“80后”青年在調查時點上基本已進入成家立業的階段，需要承擔家庭照料等一系列經濟支持活動。因此，對經濟收入狀況、住房的重視程度更高，在這一方面的保障水平越好，其面臨的生活壓力會相對減輕，進而提升幸福感。

在社會包容方面，社會寬容度對兩個群體均有正向影響；社會公平感對“80后”城市青年有顯著影響，而對“90后”影響不顯著，這表明“80后”群體正處于人生中穩定發展階段，更加看重收入分配、公共醫療、養老、政治權利等基本公共服務和社會權利。社會歧視感對“90后”負向影響顯著，但對“80后”影響不顯著，這一結果說明“90后”城市青年多處于職業生涯的早期階段，對社會歧視更加敏感，一旦在日常生活中遭遇教育、年齡、職業、性別等方面不公正待遇則會對其幸福感產生負面影響。

在社會賦權方面，社團參與、公共事務參與、內在效能感、外在效能感幾個變量對 “80后”城市青年主觀幸福影響都不顯著。社團參與、外在效能感對“90后”城市青年沒有顯著影響；內在效能感對“90后”青年幸福感有著顯著正向影響，公共事務參與對對“80后”青年有著顯著負面影響。這表明“80后”和“90后”城市青年對社會賦權不同維度的需求不同，隨著成長環境的變遷，“90后”群體更注重自我發展空間的拓展和自我價值的實現，有著更強的社會參與意識。

對模型7和模型8進行夏普利值分解，分析社會質量四個維度變量對“80后”和“90后”城市青年幸福感解釋的變異量的分解結果。社會凝聚、社會包容對“80后”和“90后”幸福感的解釋力最強且對兩個群體影響程度差異不大。社會經濟保障和社會賦權對“90后”和“80后”群體幸福感解釋力存在一定世代差異性。社會經濟保障對“80后”群體的解釋力更強；而社會賦權對“90后”的解釋力更強，這表明當前社會不同代際青年對社會質量中的物質需求和社會參與需求呈現出分化的趨勢。

五、結論與政策建議

(一)研究結論

本研究利用CSS2021數據，在控制基本變量基礎上，分析了社會質量4個維度對我國城市青年幸福感的影響，主要研究結論有以下三點：

第一，我國城市青年的幸福感處于中等偏上水平，近些年整體上一直處于上升的趨勢。我國城市青年幸福感存在著性別差異、戶籍差異，這說明我國經濟社會發展依然存在著一定的制度壁壘，尚不能均衡滿足不同青年對美好生活的需要。

第二，社會質量是影響城市青年幸福感的重要因素。其中，首先是社會凝聚維度對城市青年幸福感影響最大；其次為社會包容維度；再次為社會賦權；最后是社會經濟保障。具體來看，城市社會經濟保障可以為青年幸福感提供必要的物質基礎，更高的家庭收入、良好的住房保障和全面的社會保障體系，有利于城市青年幸福感的提升；社會凝聚方面，個體認知的人際信任和社會規范水平越高，個體的幸福感水平更高；在社會包容方面，社會公平感和社會寬容度越高，越有利于幸福感的提高，社會歧視感越強，則城市青年的幸福感越低；在社會賦權方面，社團參與、內在效能感對于青年個體的幸福感有著積極影響，公共事務參與對城市青年幸福感存在負向影響。

第三，社會質量對“80后”和“90后”城市青年幸福感都有顯著的提升作用，相對來說對“90后”城市青年作用更強?！?0后”和“90后”在社會經濟保障和社會賦權維度各指標間有著顯著差異，在社會經濟保障方面，“80后”更看重家庭收入平衡與住房，“90后”更看重社會保險；在社會賦權方面，相對于“80后”群體，“90后”青年有著更強社會的參與意識?！?0后”和“90后”在社會凝聚和社會包容維度各指標間一致度較高；在社會凝聚方面，人際信任、機構信任和社會規范感知對于“80后”和“90后”的幸福感都有著顯著影響。在社會包容方面，社會寬容度對“80后”和“90后”都有顯著影響，社會歧視感對“90后”影響顯著，而社會公平感對“80后”影響顯著。

(二)政策建議

社會質量理論的出發點是消解社會發展與個體發展之間的矛盾，從而改善社會狀況，繼而提升個人的福利和潛力。對于青年群體而言，社會賦能是提升自身幸福感的重要路徑，強有力的社會支撐體系和青年友好的社會氛圍將進一步促進青年群體發揮自身優勢，創造更大的社會價值。因此，地方政府應從社會經濟保障、社會凝聚、社會包容和社會賦權四個方面出發制定相應的政策，提高城市青年幸福感。

第一，持續提升社會經濟保障質量，促進民生發展。在經濟高質量發展階段，地方政府要加快建設以實體經濟為支撐的現代化產業體系，創造更大規模、更高質量的就業機會和優質就業崗位。加快完善以公租房、保障性租賃住房和共有產權房為主體的住房保障體系，同時做好住房周邊生態環境和配套服務設施建設，積極解決無房青年的住房困難問題。針對新經濟業態下城市新就業群體應該盡快完善社會保險制度，進一步擴大城市青年各職業群體社會保障的覆蓋廣度和深度。加強對新生代流動人口、失業與生活困難青年群體兜底保障，確保其基本生活質量。

第二，強化社會規范和信用體系建設，提升城市青年社會團結與社會凝聚力。地方政府應該進一步強化社會信用體系建設，持續營造良好的營商環境，倡導積極的道德規范和價值觀念，引導城市青年積極踐行社會核心價值觀，不斷提高青年的社會責任意識、法治精神、信用意識和國家認同意識。通過制度創新和政策創新，提升政府、企業和社會組織的服務效率和質量，增加城市青年對各類政府機構和企業機構的信任度。

第三，以建設青年發展型城市為契機，為城市青年提供公平寬容的發展環境。進一步推動各項制度改革，最大限度減少因戶籍、性別、學歷、疾病等因素導致的對青年群體的社會排斥，保證各類青年群體在城市都有平等公正的發展機會。持續推動城市公共服務均等化建設，確保公共服務針對各類青年群體的公平性與可及性。通過專項社會政策支持，提高高校畢業生、新生代農民工、城市青年失業群體等弱勢群體技能水平，確保其可持續發展能力。

第四，增加個體參與社會治理的機會，形成協同治理的良好格局。發揮共青團、工會、婦聯等群團組織橋梁紐帶作用，引導文化娛樂、民間公益團體、職業團體等各類社會組織健康發展，使其充分發揮凝聚青年力量、服務青年成長、引導青年融入社會的作用。高度重視通過人民代表大會、政治協商會議等渠道反映青年發展需求，暢通城市青年利益訴求表達機制，及時回應青年利益訴求，利用政府、市場、社會各方力量妥善解決共性問題，有效提升青年群體的社會參與程度。