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(duì)激烈的同伴競(jìng)爭(zhēng)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(zhǎng)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(jí)學(xué)生的自我投資消費(fèi)均存在差異性。本文圍繞個(gè)人因素、經(jīng)濟(jì)因素、社會(huì)因素三個(gè)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(jí)大學(xué)生教育性消費(fèi)范圍判別模型，研究了不同年級(jí)大學(xué)生關(guān)于自我投資的消費(fèi)狀況。結(jié)果表明，影響不同年級(jí)大學(xué)生自我投資消費(fèi)行為的主導(dǎo)因素各不相同。隨著年級(jí)的增加，大學(xué)生對(duì)自我能力提升的需求已具有普遍性，經(jīng)濟(jì)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(hào)：G64

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

DOI：10.3969/j.issn.1672-0407.2022.06.004

1? ?引言

我國(guó)高等教育的毛入學(xué)率已從1978年的1. 55%[1]增長(zhǎng)到2021年的51.6%[2]。同時(shí)，2021年全國(guó)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(jìng)爭(zhēng)，“內(nèi)卷”一詞便應(yīng)運(yùn)而生。因此，探究大學(xué)生在此形勢(shì)下產(chǎn)生的教育消費(fèi)及其影響因素并給出針對(duì)性意見就顯得尤為重要。

現(xiàn)有研究已經(jīng)對(duì)“內(nèi)卷”的含義、行為體現(xiàn)和危害進(jìn)行了全面的描述，但大多運(yùn)用的是理論分析。此外，不同年級(jí)的大學(xué)生的壓力和動(dòng)力的來源也不盡相同。因而本文立足于實(shí)際數(shù)據(jù)，對(duì)“內(nèi)卷”趨勢(shì)下高校生自我投資的消費(fèi)行為進(jìn)行描述，對(duì)不同年級(jí)高校學(xué)生自我投資的消費(fèi)進(jìn)行對(duì)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(jī)發(fā)放問卷。抽取的院校為：中國(guó)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(cái)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(jì)

2.2.1? 特征變量的設(shè)計(jì)

本文基于文獻(xiàn)研究歸納[7][8]和專家建議設(shè)計(jì)了《大學(xué)生內(nèi)卷行為調(diào)查問卷》。以學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)習(xí)投入、學(xué)習(xí)成績(jī)?yōu)閭€(gè)人因素的三個(gè)一級(jí)指標(biāo)，以經(jīng)濟(jì)收入為經(jīng)濟(jì)因素的一級(jí)指標(biāo)，以就業(yè)壓力、父母期望為社會(huì)因素的兩個(gè)一級(jí)指標(biāo)。

學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)：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(dá)到某一學(xué)習(xí)目標(biāo)、持續(xù)進(jìn)行某一學(xué)習(xí)活動(dòng)的心理傾向[9]。

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

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

經(jīng)濟(jì)收入：從家庭的經(jīng)濟(jì)狀況來分析大學(xué)生進(jìn)行自我投資的消費(fèi)行為。

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

父母期望：從家庭壓力的角度分析大學(xué)生進(jìn)行自我投資的消費(fèi)行為。

2.2.2? 題項(xiàng)設(shè)計(jì)

問卷總共設(shè)置題項(xiàng)27題，劃分為兩個(gè)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(cè)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(jìn)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(duì)問卷進(jìn)行效度分析，得到的KMO取值為0.769，大于0.7，表明KMO檢驗(yàn)效果較好。巴特球形值的卡方統(tǒng)計(jì)值顯著性Sig=0. 000<0. 01，由此認(rèn)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(fèi)的差異分析

3.1.1 不同性別

以自我投資的消費(fèi)金額范圍為檢驗(yàn)變量，以性別為分組變量，進(jìn)行均值比較的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)。得到不同性別樣本對(duì)于專業(yè)課教輔購買不會(huì)表現(xiàn)出顯著性（p=0.506>0.05）。不同性別樣本對(duì)于拓展性教育消費(fèi)呈現(xiàn)出顯著性（p=0.039<0.05），并且男同學(xué)的平均值會(huì)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(fèi)金額范圍為檢驗(yàn)變量，以家庭所在地為分組變量，進(jìn)行均值比較的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)。得到不同家庭所在地對(duì)于專業(yè)課教輔購買、拓展性教育消費(fèi)均呈現(xiàn)出顯著性（p=0.006<0.05， p=0.011<0.05），并且兩個(gè)變量的城市的平均值都會(huì)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(huì)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(jí)

以自我投資的消費(fèi)金額范圍為檢驗(yàn)變量，以年級(jí)為分組變量，進(jìn)行方差分析。不同年級(jí)對(duì)于專業(yè)課教輔購買、拓展性教育消費(fèi)均呈現(xiàn)出顯著性（p<0.01）。結(jié)果說明年級(jí)越高越傾向于對(duì)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(fèi)金額范圍為檢驗(yàn)變量，分別以父親、母親的文化水平為分組變量，進(jìn)行方差分析。

父親的文化水平對(duì)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(duì)于拓展性教育消費(fèi)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(duì)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(duì)于拓展性教育消費(fèi)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(duì)于子女的教育性自我投資也會(huì)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(fèi)的多少隨著年級(jí)的升高而增多。針對(duì)此結(jié)果，分別對(duì)大一、大二、大三、大四年級(jí)利用逐步回歸建立模型，以探求不同因素對(duì)其教育性消費(fèi)的影響。

在進(jìn)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(fèi)權(quán)重，并求和得到因變量——教育性消費(fèi)。

3.2.1? 大一學(xué)生自我投資消費(fèi)的回歸分析

利用SPSS進(jìn)行逐步回歸。將學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、 學(xué)習(xí)投入、 學(xué)習(xí)成績(jī)、經(jīng)濟(jì)收、就業(yè)壓力、父母期望作為自變量，而將教育性消費(fèi)作為因變量進(jìn)行逐步回歸分析。模型公式為：

教育性消費(fèi)=0.075 + 0.330*學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī) + 0.507*學(xué)習(xí)成績(jī)

模型通過F檢驗(yàn)，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(dòng)機(jī)（B為0.330，p為0.006）、學(xué)習(xí)成績(jī)（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(dòng)機(jī)越強(qiáng)或者學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)胶玫膶W(xué)生在自我投資上的花費(fèi)越大。學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)習(xí)成績(jī)與教育性消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)分別為0.330、0.507，說明這兩個(gè)變量與教育性消費(fèi)顯著正相關(guān)。教育性消費(fèi)與學(xué)習(xí)成績(jī)的相關(guān)性最強(qiáng)，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)次之。

3.2.2? ?大二學(xué)生自我投資消費(fèi)的回歸分析

建模條件同3.2.1模型公式為：

教育性消費(fèi)=0.327 + 0.232*學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī) + 0.402*學(xué)習(xí)成績(jī) + 0.114*父母期望

同3.2.1的步驟，模型通過檢驗(yàn)。學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)（B為0.232，p為0.004）、學(xué)習(xí)成績(jī)（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(dòng)機(jī)越強(qiáng)、學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)胶没蛘吒改钙谕翟礁叩膶W(xué)生在自我投資上的花費(fèi)越大。學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)、學(xué)習(xí)成績(jī)、父母期望與教育性消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)分別為0.232、0.402、0.114，說明這三個(gè)變量與教育性消費(fèi)顯著正相關(guān)。教育性消費(fèi)與學(xué)習(xí)成績(jī)的相關(guān)性最強(qiáng)，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)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(fèi)的回歸分析

建模條件同3.2.1模型公式為：

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

同3.2.1的步驟，模型通過檢驗(yàn)。學(xué)習(xí)投入（B為0.329，p為0.000）、學(xué)習(xí)成績(jī)（B為0.275，p為0.000）、經(jīng)濟(jì)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(jī)?cè)胶?、?jīng)濟(jì)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(fèi)越大。學(xué)習(xí)投入、學(xué)習(xí)成績(jī)、經(jīng)濟(jì)收入、父母期望與教育性消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)分別為0.329、0.275、0.223、0.128，說明這四個(gè)變量與教育性消費(fèi)顯著正相關(guān)。教育性消費(fèi)與學(xué)習(xí)投入的相關(guān)性最強(qiáng)，學(xué)習(xí)成績(jī)次之，經(jīng)濟(jì)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(fèi)的回歸分析

建模條件同3.2.1模型公式為：

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

同3.2.1的步驟，模型通過檢驗(yàn)。學(xué)習(xí)成績(jī)（B為0.163，p為0.006）、經(jīng)濟(jì)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(jī)?cè)胶没蛘呓?jīng)濟(jì)收入越高的學(xué)生在自我投資上的花費(fèi)越大。學(xué)習(xí)成績(jī)、經(jīng)濟(jì)收入與教育性消費(fèi)的相關(guān)系數(shù)分別為0.163、0.256，說明這兩個(gè)變量與教育性消費(fèi)顯著正相關(guān)。教育性消費(fèi)與學(xué)習(xí)成績(jī)的相關(guān)性最強(qiáng)，經(jīng)濟(jì)收入次之。

3.2.5? 整體分析

在不同年級(jí)中，影響大學(xué)生自我投資消費(fèi)的指標(biāo)并不完全相同。實(shí)際各年級(jí)學(xué)生的學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)得分皆服從正態(tài)分布，且大一學(xué)生學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)得分的估計(jì)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(dòng)機(jī)對(duì)于其教育性消費(fèi)不構(gòu)成影響。此外，大四學(xué)生的其他四個(gè)指標(biāo)也是由于方差較小導(dǎo)致，對(duì)結(jié)果不構(gòu)成影響，同時(shí)它們的估計(jì)均值也較大。這可以充分說明，隨著年級(jí)的升高，大學(xué)生受到的外部壓力會(huì)越來越大，因此他們對(duì)自我能力提升的意愿便會(huì)增強(qiáng)。

4? ? 結(jié)論與建議

4.1? 結(jié)論

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

首先，不同性別、年級(jí)、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(jìn)行的消費(fèi)是有差異的。

其次，影響不同年級(jí)大學(xué)生進(jìn)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(dòng)機(jī)越強(qiáng)或者學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)胶玫膶W(xué)生在自我投資上的花費(fèi)越大;在大二學(xué)生中，學(xué)習(xí)動(dòng)機(jī)越強(qiáng)、學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)胶没蛘吒改钙谕翟礁叩膶W(xué)生在自我投資上的花費(fèi)越大;在大三學(xué)生中，學(xué)習(xí)投入值越高、學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)胶?、?jīng)濟(jì)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(fèi)越大;在大四學(xué)生中，學(xué)習(xí)成績(jī)?cè)胶没蛘呓?jīng)濟(jì)收入越高的學(xué)生在自我投資上的花費(fèi)越大。

最后，隨著年級(jí)的增加，大學(xué)生對(duì)自我能力提升的需求已具有普遍性，經(jīng)濟(jì)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?，成長(zhǎng)沒有捷徑，一切都有跡可循。在實(shí)現(xiàn)個(gè)人價(jià)值的路途中，大學(xué)生會(huì)受到個(gè)人因素、經(jīng)濟(jì)因素、社會(huì)因素的影響。大學(xué)生在提升自我能力時(shí)需要始終保持清醒的頭腦，理性地對(duì)待周圍的環(huán)境，穩(wěn)定心態(tài)，及時(shí)查缺補(bǔ)漏，合理制定計(jì)劃，才能避免盲從，盡可能地保證自己的利益最大化。低年級(jí)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(shí)現(xiàn)自己的個(gè)人價(jià)值規(guī)劃藍(lán)圖。高年級(jí)的學(xué)生需要學(xué)會(huì)將壓力轉(zhuǎn)化為動(dòng)力，合理分配經(jīng)濟(jì)收入，為宏偉藍(lán)圖的實(shí)現(xiàn)添磚加瓦。

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[ 作者簡(jiǎn)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(jì)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(huì)計(jì)。