“內(nèi)卷”趨勢下大學(xué)生的自我投資

胡蓉 劉宣

[ 摘要 ]“內(nèi)卷化”心態(tài)作為現(xiàn)階段大學(xué)生的一種普遍消極心理狀態(tài)，主要表現(xiàn)為對激烈的同伴競爭的焦慮、困惑和抑郁，這種心態(tài)十分不利于大學(xué)生的成長和發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn)，不同性別、不同生源地、不同父母文化水平以及不同年級學(xué)生的自我投資消費均存在差異性。本文圍繞個人因素、經(jīng)濟因素、社會因素三個維度并結(jié)合變異系數(shù)法以及逐步回歸分析建立了不同年級大學(xué)生教育性消費范圍判別模型，研究了不同年級大學(xué)生關(guān)于自我投資的消費狀況。結(jié)果表明，影響不同年級大學(xué)生自我投資消費行為的主導(dǎo)因素各不相同。隨著年級的增加，大學(xué)生對自我能力提升的需求已具有普遍性，經(jīng)濟因素成為主導(dǎo)因素。

[ 關(guān)鍵詞 ]內(nèi)卷化;變異系數(shù)法;逐步回歸分析;大學(xué)生

中圖分類號：G64

文獻標(biāo)識碼：A

DOI：10.3969/j.issn.1672-0407.2022.06.004

1? ?引言

我國高等教育的毛入學(xué)率已從1978年的1. 55%[1]增長到2021年的51.6%[2]。同時，2021年全國普通高校畢業(yè)生總規(guī)模為909萬人[3]，同比增加35萬人。就業(yè)壓力之大顯而易見。大學(xué)生在就業(yè)壓力下很容易在學(xué)習(xí)階段產(chǎn)生非理性競爭，“內(nèi)卷”一詞便應(yīng)運而生。因此，探究大學(xué)生在此形勢下產(chǎn)生的教育消費及其影響因素并給出針對性意見就顯得尤為重要。

現(xiàn)有研究已經(jīng)對“內(nèi)卷”的含義、行為體現(xiàn)和危害進行了全面的描述，但大多運用的是理論分析。此外，不同年級的大學(xué)生的壓力和動力的來源也不盡相同。因而本文立足于實際數(shù)據(jù)，對“內(nèi)卷”趨勢下高校生自我投資的消費行為進行描述，對不同年級高校學(xué)生自我投資的消費進行對比，根據(jù)高校學(xué)生的自我投資情況為高校學(xué)生追求人生目標(biāo)提出建議。

2? ? 調(diào)查方案與數(shù)據(jù)來源

2.1? 調(diào)查樣本選取

在不同層次的安徽本科高校中隨機發(fā)放問卷。抽取的院校為：中國科學(xué)技術(shù)大學(xué)、合肥工業(yè)大學(xué)、安徽大學(xué)、安徽醫(yī)科大學(xué)、安徽師范大學(xué)、安徽財經(jīng)大學(xué)、安徽農(nóng)業(yè)大學(xué)、安徽工業(yè)大學(xué)、安徽建筑大學(xué)、合肥師范學(xué)院。共發(fā)放問卷646份， 回收646份， 有效回收640份， 有效回收率99.07%。樣本基本情況為：學(xué)生家庭居住地社區(qū)類型為城市 （66.25%） 、農(nóng)村 （33.75%） ，男性 （40%） ，女性 （60%） ，大一學(xué)生占比13.13%， 大二學(xué)生占比35.31%， 大三學(xué)生占比31.56%， 大四學(xué)生占比20%。

2.2? ?問卷的設(shè)計

2.2.1? 特征變量的設(shè)計

本文基于文獻研究歸納[7][8]和專家建議設(shè)計了《大學(xué)生內(nèi)卷行為調(diào)查問卷》。以學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)投入、學(xué)習(xí)成績?yōu)閭€人因素的三個一級指標(biāo)，以經(jīng)濟收入為經(jīng)濟因素的一級指標(biāo)，以就業(yè)壓力、父母期望為社會因素的兩個一級指標(biāo)。

學(xué)習(xí)動機：學(xué)生在自身學(xué)習(xí)需求和外在因素共同作用下，為了達到某一學(xué)習(xí)目標(biāo)、持續(xù)進行某一學(xué)習(xí)活動的心理傾向[9]。

學(xué)習(xí)投入：學(xué)生在主動學(xué)習(xí)、合作學(xué)習(xí)、同伴互動以及課外實踐活動等方面所投入的時間和精力的總和[9]。

學(xué)習(xí)成績：衡量學(xué)習(xí)成果的指標(biāo)。

經(jīng)濟收入：從家庭的經(jīng)濟狀況來分析大學(xué)生進行自我投資的消費行為。

就業(yè)壓力：從社會大環(huán)境的角度分析大學(xué)生進行自我投資的消費行為。

父母期望：從家庭壓力的角度分析大學(xué)生進行自我投資的消費行為。

2.2.2? 題項設(shè)計

問卷總共設(shè)置題項27題，劃分為兩個部分：第一部分為被調(diào)查人的基本信息（共6題）;第二部分為影響因素測量（共21題）。

2.3? 問卷的信效度

在正式問卷發(fā)放前，我們先發(fā)放了50份問卷進行預(yù)調(diào)研。得到的Cronbach.α系數(shù)為0.880，表明問卷具有良好的信度。對問卷進行效度分析，得到的KMO取值為0.769，大于0.7，表明KMO檢驗效果較好。巴特球形值的卡方統(tǒng)計值顯著性Sig=0. 000<0. 01，由此認為各變量之間存在著顯著的相關(guān)性，適宜做因子分析。

3? ? 問題分析

3.1? 大學(xué)生自我投資消費的差異分析

3.1.1 不同性別

以自我投資的消費金額范圍為檢驗變量，以性別為分組變量，進行均值比較的獨立樣本T檢驗。得到不同性別樣本對于專業(yè)課教輔購買不會表現(xiàn)出顯著性（p=0.506>0.05）。不同性別樣本對于拓展性教育消費呈現(xiàn)出顯著性（p=0.039<0.05），并且男同學(xué)的平均值會明顯低于女同學(xué)的平均值（2.21<2.41）。說明女同學(xué)更傾向于拓展自己的能力。

3.1.2? 不同家庭所在地

以自我投資的消費金額范圍為檢驗變量，以家庭所在地為分組變量，進行均值比較的獨立樣本T檢驗。得到不同家庭所在地對于專業(yè)課教輔購買、拓展性教育消費均呈現(xiàn)出顯著性（p=0.006<0.05， p=0.011<0.05），并且兩個變量的城市的平均值都會明顯高于農(nóng)村的平均值（2.56>2.31，2.42>2.16）。說明學(xué)生會受外部環(huán)境影響，居住于城市的學(xué)生更傾向于教育性的自我投資。

3.1.3? 不同年級

以自我投資的消費金額范圍為檢驗變量，以年級為分組變量，進行方差分析。不同年級對于專業(yè)課教輔購買、拓展性教育消費均呈現(xiàn)出顯著性（p<0.01）。結(jié)果說明年級越高越傾向于對自我的教育投資。

3.1.4? 父母的文化水平

以自我投資的消費金額范圍為檢驗變量，分別以父親、母親的文化水平為分組變量，進行方差分析。

父親的文化水平對于專業(yè)課教輔購買呈現(xiàn)出0.01水平顯著性（F=6.019，p=0.000），父親的文化水平對于拓展性教育消費呈現(xiàn)出0.01水平顯著性（F=5.809，p=0.000）。母親的文化水平對于專業(yè)課教輔購買呈現(xiàn)出0.01水平顯著性（F=7.254，p=0.000），母親的文化水平對于拓展性教育消費呈現(xiàn)出0.01水平顯著性（F=6.537，p=0.000）。說明父母的受教育程度對于子女的教育性自我投資也會產(chǎn)生影響。

3.2? 模型的構(gòu)建與分析

由差異性分析可知，安徽省本科生的教育性消費的多少隨著年級的升高而增多。針對此結(jié)果，分別對大一、大二、大三、大四年級利用逐步回歸建立模型，以探求不同因素對其教育性消費的影響。

在進行回歸分析前，利用變異系數(shù)法分別賦予專業(yè)課教輔購買、拓展性教育消費權(quán)重，并求和得到因變量——教育性消費。

3.2.1? 大一學(xué)生自我投資消費的回歸分析

利用SPSS進行逐步回歸。將學(xué)習(xí)動機、 學(xué)習(xí)投入、 學(xué)習(xí)成績、經(jīng)濟收、就業(yè)壓力、父母期望作為自變量，而將教育性消費作為因變量進行逐步回歸分析。模型公式為：

教育性消費=0.075 + 0.330*學(xué)習(xí)動機 + 0.507*學(xué)習(xí)成績

模型通過F檢驗，說明模型有效;模型中VIF值全部均小于5，意味著不存在共線性問題;D-W值在數(shù)字2附近，說明模型不存在自相關(guān)性，樣本數(shù)據(jù)之間并沒有關(guān)聯(lián)關(guān)系，模型較好。

學(xué)習(xí)動機（B為0.330，p為0.006）、學(xué)習(xí)成績（B為0.507，p為0.000）的系數(shù)在0.01顯著水平下是顯著的，系數(shù)均為正值，表明在大一學(xué)生中，學(xué)習(xí)動機越強或者學(xué)習(xí)成績越好的學(xué)生在自我投資上的花費越大。學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)成績與教育性消費的相關(guān)系數(shù)分別為0.330、0.507，說明這兩個變量與教育性消費顯著正相關(guān)。教育性消費與學(xué)習(xí)成績的相關(guān)性最強，學(xué)習(xí)動機次之。

3.2.2? ?大二學(xué)生自我投資消費的回歸分析

建模條件同3.2.1模型公式為：

教育性消費=0.327 + 0.232*學(xué)習(xí)動機 + 0.402*學(xué)習(xí)成績 + 0.114*父母期望

同3.2.1的步驟，模型通過檢驗。學(xué)習(xí)動機（B為0.232，p為0.004）、學(xué)習(xí)成績（B為0.402，p為0.000）的系數(shù)在0.01顯著水平下是顯著的，父母期望（B為0.114，p為0.018）的系數(shù)在0.05顯著水平下是顯著的，系數(shù)均為正值，表明在大二學(xué)生中，學(xué)習(xí)動機越強、學(xué)習(xí)成績越好或者父母期望值越高的學(xué)生在自我投資上的花費越大。學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)成績、父母期望與教育性消費的相關(guān)系數(shù)分別為0.232、0.402、0.114，說明這三個變量與教育性消費顯著正相關(guān)。教育性消費與學(xué)習(xí)成績的相關(guān)性最強，學(xué)習(xí)動機次之，與父母期望的相關(guān)性最弱。

3.2.3? 大三學(xué)生自我投資消費的回歸分析

建模條件同3.2.1模型公式為：

教育性消費=-0.600 + 0.329*學(xué)習(xí)投入 + 0.275*學(xué)習(xí)成績 + 0.223*經(jīng)濟收入 + 0.128*父母期望

同3.2.1的步驟，模型通過檢驗。學(xué)習(xí)投入（B為0.329，p為0.000）、學(xué)習(xí)成績（B為0.275，p為0.000）、經(jīng)濟收入（B為0.223，p為0.004）的系數(shù)在0.01顯著水平下顯著，父母期望（B為0.128，p為0.040）的系數(shù)在0.05顯著水平下顯著，系數(shù)均為正值，表明在大三學(xué)生中，學(xué)習(xí)投入值越高、學(xué)習(xí)成績越好、經(jīng)濟收入越高或者父母期望值越高的學(xué)生在自我投資上的花費越大。學(xué)習(xí)投入、學(xué)習(xí)成績、經(jīng)濟收入、父母期望與教育性消費的相關(guān)系數(shù)分別為0.329、0.275、0.223、0.128，說明這四個變量與教育性消費顯著正相關(guān)。教育性消費與學(xué)習(xí)投入的相關(guān)性最強，學(xué)習(xí)成績次之，經(jīng)濟收入再次之，與父母期望的相關(guān)性最弱。

3.2.4? 大四學(xué)生自我投資消費的回歸分析

建模條件同3.2.1模型公式為：

教育性消費=1.509 + 0.163*學(xué)習(xí)成績 + 0.256*經(jīng)濟收入

同3.2.1的步驟，模型通過檢驗。學(xué)習(xí)成績（B為0.163，p為0.006）、經(jīng)濟收入（B為0.256，p為0.003）的系數(shù)在0.01顯著水平下顯著，系數(shù)均為正值，表明在大四學(xué)生中，學(xué)習(xí)成績越好或者經(jīng)濟收入越高的學(xué)生在自我投資上的花費越大。學(xué)習(xí)成績、經(jīng)濟收入與教育性消費的相關(guān)系數(shù)分別為0.163、0.256，說明這兩個變量與教育性消費顯著正相關(guān)。教育性消費與學(xué)習(xí)成績的相關(guān)性最強，經(jīng)濟收入次之。

3.2.5? 整體分析

在不同年級中，影響大學(xué)生自我投資消費的指標(biāo)并不完全相同。實際各年級學(xué)生的學(xué)習(xí)動機得分皆服從正態(tài)分布，且大一學(xué)生學(xué)習(xí)動機得分的估計均值的置信區(qū)間和方差分別為[3.214，3.555]，0.635，大二學(xué)生為[3.391，3.584]，0.546，大三學(xué)生為[3.609，3.799]，0.476，大四學(xué)生為[3.711，3.952]，0.482。大四學(xué)生普遍學(xué)習(xí)積極性較高，所以學(xué)習(xí)動機對于其教育性消費不構(gòu)成影響。此外，大四學(xué)生的其他四個指標(biāo)也是由于方差較小導(dǎo)致，對結(jié)果不構(gòu)成影響，同時它們的估計均值也較大。這可以充分說明，隨著年級的升高，大學(xué)生受到的外部壓力會越來越大，因此他們對自我能力提升的意愿便會增強。

4? ? 結(jié)論與建議

4.1? 結(jié)論

本文通過分析大學(xué)生進行自我投資行為的影響因素，構(gòu)建消費范圍判別模型，并針對不同年級的大學(xué)生進行進一步分析，得出如下結(jié)論：

首先，不同性別、年級、家庭所在地、父母的最高學(xué)歷的大學(xué)生在自我投資方面進行的消費是有差異的。

其次，影響不同年級大學(xué)生進行自我投資的主要因素各不相同。在大一學(xué)生中，學(xué)習(xí)動機越強或者學(xué)習(xí)成績越好的學(xué)生在自我投資上的花費越大;在大二學(xué)生中，學(xué)習(xí)動機越強、學(xué)習(xí)成績越好或者父母期望值越高的學(xué)生在自我投資上的花費越大;在大三學(xué)生中，學(xué)習(xí)投入值越高、學(xué)習(xí)成績越好、經(jīng)濟收入越高或者父母期望值越高的學(xué)生在自我投資上的花費越大;在大四學(xué)生中，學(xué)習(xí)成績越好或者經(jīng)濟收入越高的學(xué)生在自我投資上的花費越大。

最后，隨著年級的增加，大學(xué)生對自我能力提升的需求已具有普遍性，經(jīng)濟因素成為主導(dǎo)因素。

4.2? 建議

正如《道德經(jīng)》所說，“天地不仁，以萬物為芻狗?！碧斓厥枪降模砷L沒有捷徑，一切都有跡可循。在實現(xiàn)個人價值的路途中，大學(xué)生會受到個人因素、經(jīng)濟因素、社會因素的影響。大學(xué)生在提升自我能力時需要始終保持清醒的頭腦，理性地對待周圍的環(huán)境，穩(wěn)定心態(tài)，及時查缺補漏，合理制定計劃，才能避免盲從，盡可能地保證自己的利益最大化。低年級的學(xué)生需要培養(yǎng)自己的學(xué)習(xí)積極性，將學(xué)習(xí)變成一種習(xí)慣，為實現(xiàn)自己的個人價值規(guī)劃藍圖。高年級的學(xué)生需要學(xué)會將壓力轉(zhuǎn)化為動力，合理分配經(jīng)濟收入，為宏偉藍圖的實現(xiàn)添磚加瓦。

參考文獻

[1]教育部.系列高等教育質(zhì)量報告首次發(fā)布[EB/OL].（2016-04-07）[2021-04-17] http：//www.moe.gov.cn/jyb_xwfb/xw_fbh/moe_2069/xwfbh_2016n/xwfb_160407/160407_sfcl/201604/t20160406_236891.html

[2] 2021年全國教育事業(yè)發(fā)展統(tǒng)計公報：在校生人數(shù)逾2.8億.[EB/OL].（2021-04-03）[2022-04-15].http：//www.fjnusoft.cn/qg/75509.html

[3] 2021全國高校畢業(yè)生909萬.[EB/OL].（2021-05-13）[2022-01-03].https：//www.jwfzl.com.cn/news/15559.html

[4]盧曉雯.多維視角下的內(nèi)卷化：研究現(xiàn)狀及概念梳理[J].華中科技大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2021，35（06）：130-136.DOI：10.19648/j.cnki.jhustss1980.2021.06.14.

[5]林揚千.精疲力竭的突圍：大學(xué)生內(nèi)卷化現(xiàn)象的表現(xiàn)、危害及應(yīng)對[J].當(dāng)代青年研究，2021（03）：88-93.

[6]苑津山，幸泰杞.“入局與破局”：高校學(xué)生內(nèi)卷參與者的行為邏輯與身心自救[J].高教探索，2021（10）：123-128.

[7]楊文靜. 學(xué)術(shù)型碩士研究生學(xué)習(xí)投入調(diào)查研究[D].開封：河南大學(xué)，2019.

[8]李春光. 大學(xué)生拓展性教育消費非理性行為影響因素研究[D].重慶：西南大學(xué)，2017.

[9]梁燕瑩. A大學(xué)本科生學(xué)習(xí)動機、學(xué)習(xí)投入與學(xué)業(yè)成績的關(guān)系研究[D].保定：河北大學(xué)，2020.

[ 作者簡介 ]胡蓉，女，安徽合肥人，遼寧工程技術(shù)大學(xué)，本科在讀，研究方向：信息與計算科學(xué)。

劉宣，女，安徽合肥人，山東工商學(xué)院，本科在讀，研究方向：會計。