王淑燕， 江偉

淮北師范大學(xué) 教育學(xué)院， 安徽 淮北 235000

近些年， 隨著高校擴(kuò)招力度的加大， 大學(xué)畢業(yè)生人數(shù)不斷增加， 教育部統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示， 2022屆高校畢業(yè)生人數(shù)已達(dá)1 076萬人， 如此龐大的就業(yè)大軍， 加上疫情對經(jīng)濟(jì)的各種沖擊， 使得大學(xué)畢業(yè)生就業(yè)形勢異常復(fù)雜與嚴(yán)峻． 由于政府和社會各界積極應(yīng)對因全球經(jīng)濟(jì)萎靡、 國內(nèi)經(jīng)濟(jì)下行壓力和新型冠狀病毒肺炎疫情疊加影響所造成的大學(xué)生就業(yè)難問題， 大學(xué)生就業(yè)率并未出現(xiàn)斷崖式下降， 但大學(xué)生就業(yè)景氣指數(shù)在未來幾年仍將在下降通道徘徊[1]， 大學(xué)生擇業(yè)焦慮問題日益凸顯． 有調(diào)查顯示， 62.87%的大學(xué)生存在不同程度的就業(yè)焦慮[2]， “焦慮”成為后疫情時代大學(xué)生擇業(yè)過程中的普遍心態(tài)[3]． 擇業(yè)焦慮是指個體在面臨職業(yè)選擇時產(chǎn)生的一種緊張、 不安、 強(qiáng)烈、 持久的情緒體驗(yàn)， 并引起相應(yīng)的心理與行為改變[4]． 就業(yè)競爭壓力過大是導(dǎo)致大學(xué)生出現(xiàn)自殺行為的原因之一[5]． 大學(xué)生擇業(yè)焦慮過度會影響其身心健康， 進(jìn)而對其未來的發(fā)展產(chǎn)生負(fù)面影響， 影響擇業(yè)焦慮的因素有社會、 學(xué)校、 家庭等外在因素， 也有個體的思想觀念、 人格等內(nèi)在因素．

家庭是個體發(fā)展中非常重要的成長環(huán)境， 對個體的影響是持久且深遠(yuǎn)的． 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位包括客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位和主觀家庭社會地位． 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位是反映家庭社會地位的客觀指標(biāo)， 一般通過父母的職業(yè)、 教育程度以及家庭的經(jīng)濟(jì)收入來測量． 已有研究發(fā)現(xiàn)， 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對大學(xué)畢業(yè)生的畢業(yè)去向和就業(yè)結(jié)果均有影響[6]， 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生內(nèi)部擇業(yè)動機(jī)存在顯著正相關(guān)[7]． 因此， 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位是影響大學(xué)生擇業(yè)心理的重要家庭因素之一． 受教育程度低的父母， 由于缺乏相應(yīng)的知識和能力， 在其子女擇業(yè)時能夠給予的支持和資源也較少， 難免使子女在擇業(yè)時處于被動局面， 增加擇業(yè)壓力， 擇業(yè)焦慮情緒嚴(yán)重[8]． 有研究者提出[9]， 與普通家庭大學(xué)生相比， 家庭經(jīng)濟(jì)困難的大學(xué)生承受了更多的壓力和焦慮． 家庭的高期望值和低支持力使得家庭經(jīng)濟(jì)困難的大學(xué)生心理壓力較大， 畢業(yè)找工作時部分該類學(xué)生在家庭的高期望與社會的低就業(yè)現(xiàn)狀中掙扎、 煎熬， 擇業(yè)焦慮加劇[10]． 基于以上分析， 本研究假設(shè)： 客觀家庭經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生的擇業(yè)焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)．

客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位是如何影響大學(xué)生擇業(yè)焦慮的， 其內(nèi)在的影響機(jī)制問題仍不明確． 家庭投資理論認(rèn)為[11]， 社會經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭可以為個體提供更多的發(fā)展資本， 進(jìn)而使個體形成對自身積極的認(rèn)知評價， 這在一定程度上可以抵御挫折所帶來的負(fù)面情緒， 有利于個體的身心健康發(fā)展． 以往研究發(fā)現(xiàn)， 客觀社會經(jīng)濟(jì)地位可以正向預(yù)測主觀社會地位， 二者呈顯著相關(guān)[12-13]； 主觀社會地位在客觀社會經(jīng)濟(jì)地位的基礎(chǔ)上可以額外地解釋個體心理健康水平的變異， 是更為有效預(yù)測心理健康的指標(biāo)[14-15]． 有研究發(fā)現(xiàn)， 主觀社會地位對抑郁癥狀有負(fù)向預(yù)測作用[16]， 主觀社會地位與社交焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)[17]． 主觀家庭社會地位是大學(xué)生對其客觀家庭經(jīng)濟(jì)地位的主觀感知， 人們的主觀社會地位認(rèn)知作為重要的中介變量連接著客觀經(jīng)濟(jì)地位與自評健康[18]． 基于以上分析， 本研究假設(shè)： 主觀家庭社會地位與大學(xué)生擇業(yè)焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)， 主觀家庭社會地位在客觀家庭經(jīng)濟(jì)地位與擇業(yè)焦慮之間起中介作用．

1 方法

1.1 研究對象

本研究于2020年12月在安徽省某高校舉辦的校園招聘現(xiàn)場隨機(jī)發(fā)放問卷400份， 為了提高問卷的作答質(zhì)量， 以“手帕紙巾”作為填寫問卷后的贈品． 最后回收問卷373份， 回收率為93%； 剔除被試為大一學(xué)生、 大二學(xué)生以及作答無效的問卷后， 獲得有效問卷為298份， 問卷有效率為80%． 其中， 男生134人， 女生164人； 大三學(xué)生103人， 大四學(xué)生174人， 研究生21人； 被試的平均年齡為(21.34±1.19)歲．

1.2 研究工具

1.2.1 主觀家庭社會地位

主觀家庭社會地位的測量采用主觀社會經(jīng)濟(jì)地位MacArthur 階梯量表， 該量表給被試呈現(xiàn)一個有10個階梯梯子的圖畫， 然后要求被試根據(jù)對自身家庭收入、 教育、 職業(yè)情況的感知， 在梯子上找到相應(yīng)的位置[19]． 1代表社會最低層， 10代表社會最高層． 該量表在相關(guān)研究中被廣泛使用[20-21]．

1.2.2 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位

客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位常用的測量指標(biāo)主要有家庭收入、 父母受教育程度和父母職業(yè)． 參照周春燕等[12]的研究， 本研究收集了5項(xiàng)指標(biāo)： 家庭月收入、 父親受教育水平、 母親受教育水平、 父親職業(yè)、 母親職業(yè)．

家庭月收入包括“2 000元以下 ”“2 000～3 000元”“3 000～4 000元”“4 000～5 000元”“5 000～6 000元”“6 000～7 000元”“7 000～8 000元”“8 000～9 000元”“9 000～10 000元”“10 000元以上”10個水平， 分別賦值 1～10 分， 分?jǐn)?shù)越高， 表示家庭月收入越高．

父母受教育程度包括6個類別： “小學(xué)及以下”“初中”“高中/中專/技?！薄按髮！薄氨究啤薄按T士研究生及以上”， 分別賦值為 1～6分， 得分越高， 表示受教育程度越高．

根據(jù)陸學(xué)藝[22]的研究， 以10個社會階層作為測量父母職業(yè)的選項(xiàng)， 依次賦值為 1～10 分， 分?jǐn)?shù)越高， 表明職業(yè)地位越高．

針對以上5項(xiàng)指標(biāo)， 參考周春燕等[12]的有關(guān)研究， 首先選取父母中受教育水平、 職業(yè)地位較高的一方納入計算， 將所有指標(biāo)合并為3項(xiàng)： 家庭月收入、 父母受教育水平、 父母職業(yè)地位； 其次， 將3項(xiàng)指標(biāo)轉(zhuǎn)換成標(biāo)準(zhǔn)分， 進(jìn)行主成分分析， 得到特征根大于1的主因子1個， 解釋了 55.93%的方差， 最后得到綜合家庭社會經(jīng)濟(jì)地位指標(biāo)的計算公式為(0.829×Z父母職業(yè)地位+ 0.707×Z父母受教育水平+0.701×Z家庭月收入)/1.678， 其中0.829，0.707，0.701分別代表3項(xiàng)指標(biāo)的因子載荷， 1.678代表第一個因素的特征根． 綜合指標(biāo)最后的得分越高， 表明被試的家庭社會經(jīng)濟(jì)地位越高． 本研究中客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位的分值范圍為-1.97～3.03， 其平均數(shù)為-0.06， 標(biāo)準(zhǔn)差為1.00．

1.2.3 擇業(yè)焦慮

采用張玉柱等[4]編制的高校畢業(yè)生擇業(yè)焦慮問卷． 該問卷包括對就業(yè)前景的擔(dān)憂、 缺乏就業(yè)支持、 自信心不足、 就業(yè)競爭壓力4個維度， 共26個題項(xiàng)． 問卷采用5點(diǎn)計分， 問卷總分為各維度得分相加， 得分越高， 被試的擇業(yè)焦慮水平越高． 本研究中， 對就業(yè)前景的擔(dān)憂、 缺乏就業(yè)支持、 自信心不足、 就業(yè)競爭壓力及擇業(yè)焦慮總問卷的內(nèi)部一致性系數(shù)α分別為0.681，0.863，0.792，0.706，0.921．

1.3 數(shù)據(jù)分析與處理

回收問卷后， 使用SPSS 22.0進(jìn)行數(shù)據(jù)錄入， 并進(jìn)行描述統(tǒng)計、 多因素方差分析、t檢驗(yàn)、 相關(guān)分析等， 采用SPSS軟件中的Process插件進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)．

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用Harman單因素檢驗(yàn)法對數(shù)據(jù)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)， 將所有題項(xiàng)進(jìn)行探索性因素分析， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 特征根大于1的因子共7個， 第一個因子解釋的變異量為29.33%， 小于臨界標(biāo)準(zhǔn)40%[23]， 說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差．

2.2 大學(xué)生擇業(yè)焦慮的特點(diǎn)

以擇業(yè)焦慮問卷總分為因變量， 性別和專業(yè)為影響變量， 進(jìn)行多因素方差分析， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 在擇業(yè)焦慮總分上性別的主效應(yīng)顯著，F(xiàn)(1， 294)= 19.374 ，p< 0.001， 偏η2=0.062； 采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 了解擇業(yè)焦慮在性別上的差異情況， 結(jié)果發(fā)現(xiàn)， 女生擇業(yè)焦慮得分顯著高于男生(M1=74.35 ，SD1=14.00；M2=66.04 ，SD2=16.67；t=4.672，p<0.001，Cohen’sd=0.54)； 而專業(yè)的主效應(yīng)、 性別與專業(yè)的交互作用均不顯著，F(xiàn)(1， 294)=1.930，p>0.05；F(1， 294)=0.808，p>0.05．

2.3 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、 主觀家庭社會地位與擇業(yè)焦慮的相關(guān)分析

相關(guān)分析結(jié)果顯示(表1)， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與主觀家庭社會地位呈顯著正相關(guān)(r= 0.281，p<0.01)， 客觀家庭經(jīng)濟(jì)地位與擇業(yè)焦慮及其各維度呈顯著負(fù)相關(guān)(p<0.01)； 主觀家庭地位與大學(xué)生擇業(yè)焦慮及其各維度的呈顯著負(fù)相關(guān)(p<0.05，p<0.01)． 擇業(yè)焦慮各維度與擇業(yè)焦慮總分的相關(guān)系數(shù)在0.803～0.902之間， 各維度間的相關(guān)系數(shù)在0.543～0.731之間． 擇業(yè)焦慮的各維度及擇業(yè)焦慮總分得分情況分別為： 對就業(yè)前景擔(dān)憂(16.79±4.02)分、 缺乏就業(yè)支持(22.85±5.91)分、 自信心不足(18.56±4.84)分、 就業(yè)競爭壓力(12.41±3.53)分、 擇業(yè)焦慮總分(70.61±15.79)分．

表1 各變量的描述統(tǒng)計及相關(guān)分析(n=298)

2.4 主觀家庭社會地位的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

把年齡和性別作為控制變量的條件下(表2)， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對擇業(yè)焦慮存在負(fù)向預(yù)測作用(β=-0.205，p<0.001)； 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對主觀家庭社會地位存在正向預(yù)測作用(β=0.281，p<0.001)； 當(dāng)客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位和主觀家庭社會地位同時進(jìn)入回歸方程， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位(β=-0.113，p<0.05)和主觀家庭社會地位(β=-0.325，p<0.001)均對擇業(yè)焦慮存在顯著的負(fù)向預(yù)測作用， 但客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對擇業(yè)焦慮預(yù)測的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)(絕對值)與單獨(dú)對擇業(yè)焦慮的預(yù)測系數(shù)(絕對值)相比， 其值有降低， 表明客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位通過主觀家庭社會地位對大學(xué)生的擇業(yè)焦慮產(chǎn)生間接的影響．

表2 變量關(guān)系的回歸分析(n=298)

為進(jìn)一步檢驗(yàn)主觀家庭社會地位在客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與擇業(yè)焦慮間中介效應(yīng)的顯著性， 采用Process插件中的Model 4進(jìn)行中介效應(yīng)的檢驗(yàn)． Bootstrap抽樣數(shù)為5 000， 置信區(qū)間為95%， 中介效應(yīng)分析結(jié)果及路徑圖顯示(表3， 圖1)， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對擇業(yè)焦慮的直接效應(yīng)的Bootstrap 95%置信區(qū)間為[-0.223， -0.004]， 說明客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對擇業(yè)焦慮的直接效應(yīng)顯著； 主觀家庭社會地位在客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)擇業(yè)焦慮之間的間接效應(yīng)Bootstrap 95% 置信區(qū)間為[-0.147， -0.047]， 這說明大學(xué)生主觀家庭社會地位在客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位和擇業(yè)焦慮之間起部分中介作用， 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為45%．

表3 SSS在SES與擇業(yè)焦慮之間的中介效應(yīng)的Bootstrap分析

*： p<0.05； ***： p<0.001．

3 討論

3.1 大學(xué)生擇業(yè)焦慮的特點(diǎn)分析

本研究發(fā)現(xiàn)， 女大學(xué)生的擇業(yè)焦慮得分顯著高于男大學(xué)生， 效應(yīng)量為中等水平， 這與以往學(xué)者的研究結(jié)論一致[24-25]． 說明面臨就業(yè)， 女生的心理壓力更大， 擇業(yè)焦慮更為嚴(yán)重． 有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)[26]， 男女大學(xué)畢業(yè)生的就業(yè)狀況在性別上存在顯著的差異， 女生找到工作的比例顯著低于男生， 這可能與就業(yè)過程中招聘單位存在性別偏好有關(guān)． 面對找工作的現(xiàn)實(shí)， 同等條件下， 男生可能更受某些用人單位的青睞． 就業(yè)中的性別不平等已經(jīng)成為就業(yè)不公平的重要因素， 引發(fā)女生更多的擇業(yè)焦慮． 這提示高校教育工作者， 在對大學(xué)生進(jìn)行職業(yè)心理輔導(dǎo)時， 要重點(diǎn)關(guān)注女大學(xué)生的就業(yè)心理狀況， 引導(dǎo)她們樹立合理的職業(yè)期望， 培養(yǎng)她們的擇業(yè)信心， 鼓勵她們以積極的心態(tài)面對就業(yè)問題．

3.2 各變量的相關(guān)分析

本研究發(fā)現(xiàn)， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與主觀家庭社會地位呈顯著正相關(guān)， 這與以往的研究結(jié)論一致[12，27]， 說明客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位在一定程度上可以正向預(yù)測主觀家庭社會地位； 同時本研究發(fā)現(xiàn)， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位、 主觀家庭社會地位都與大學(xué)生的擇業(yè)焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)， 說明家庭的社會地位越低， 大學(xué)生的擇業(yè)焦慮水平越高． 一方面， 從家庭壓力模型來看[18]， 家庭經(jīng)濟(jì)地位會顯著影響父母對孩子的教養(yǎng)方式． 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位低的個體， 在其成長的過程中， 往往接受到更多的不良教養(yǎng)方式， 比如過分的嚴(yán)厲、 缺乏關(guān)愛和溫暖等． 因此， 低社會經(jīng)濟(jì)地位家庭的大學(xué)生在擇業(yè)的過程中， 往往缺少來自父母的安慰、 鼓勵等各種心理支持． 另一方面， 低社會經(jīng)濟(jì)地位的家庭由于各種資源的缺乏， 不能為大學(xué)生提供良好的人脈支持和物質(zhì)支持． 以往學(xué)者也證實(shí)了社會支持與就業(yè)焦慮呈顯著負(fù)相關(guān)[28]， 高社會經(jīng)濟(jì)地位的家庭可以為大學(xué)生提供就業(yè)方面的多種支持， 緩解大學(xué)生的擇業(yè)焦慮．

3.3 主觀家庭社會地位的中介作用分析

客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位不僅對大學(xué)生擇業(yè)焦慮具有重要影響， 它還可以通過大學(xué)生對自身的主觀認(rèn)知起作用． 自我系統(tǒng)理論認(rèn)為， 外界刺激無法單獨(dú)作用于個體的身心健康， 它會透過自我系統(tǒng)調(diào)節(jié)對個體產(chǎn)生或大或小的影響， 個體的內(nèi)部認(rèn)知系統(tǒng)起決定作用[29]． 主觀家庭社會地位作為自我認(rèn)知的成分對大學(xué)生擇業(yè)焦慮起預(yù)測作用． 本研究證實(shí)了客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位不僅對大學(xué)生的擇業(yè)焦慮有直接影響， 而且還可以通過主觀家庭社會地位對大學(xué)生的擇業(yè)焦慮產(chǎn)生間接影響． 客觀家庭經(jīng)濟(jì)地位是衡量家庭社會地位高低的外在客觀指標(biāo)， 是影響大學(xué)生擇業(yè)焦慮的背景因素， 而這種客觀的背景因素只有被個體感知到， 對家庭社會地位形成積極或者消極的主觀評價后， 才能對個體的擇業(yè)焦慮產(chǎn)生影響． 低家庭社會經(jīng)濟(jì)地位的個體自身感知為較低社會地位時， 他們會對自身及生活感到特別糟糕[30]， 進(jìn)而引發(fā)更多的焦慮和抑郁情緒； 相反， 家庭社會經(jīng)濟(jì)地位越高， 大學(xué)生對自身社會地位的評價相對越高， 會形成積極的認(rèn)知， 對自身就業(yè)前景的信心就越高[7]， 在一定程度上降低了其擇業(yè)焦慮． 因此， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位這一客觀背景變量可以通過主觀家庭社會地位這一中介變量對大學(xué)生的擇業(yè)焦慮產(chǎn)生影響．

本研究對于高校教育者進(jìn)行大學(xué)生職業(yè)心理咨詢與輔導(dǎo)具有重要的借鑒意義． 首先， 了解當(dāng)下大學(xué)生擇業(yè)焦慮的特點(diǎn)， 可以幫助教育者在開展職業(yè)心理輔導(dǎo)時注意擇業(yè)焦慮的性別差異， 做到因材施教； 其次， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位對大學(xué)生的擇業(yè)焦慮會有直接負(fù)向預(yù)測作用， 這提示教育者在開展相關(guān)工作時， 應(yīng)重點(diǎn)對低家庭社會經(jīng)濟(jì)地位的學(xué)生進(jìn)行擇業(yè)焦慮的相關(guān)干預(yù)； 最后， 因?yàn)橹饔^家庭社會地位在客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生擇業(yè)焦慮之間起部分中介作用， 因此， 教育者可以通過教育提升大學(xué)生的主觀家庭社會地位， 進(jìn)而在一定程度上緩解他們的擇業(yè)焦慮．

此外， 本研究也存在一些不足． 一方面， 本研究是橫斷研究， 無法確定變量間的因果關(guān)系， 未來研究可以采用實(shí)驗(yàn)法來增加結(jié)論的說服力； 另一方面， 影響大學(xué)生擇業(yè)焦慮的因素很多， 本研究只關(guān)注了家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與擇業(yè)焦慮的關(guān)系， 但對疫情背景下二者關(guān)系的研究還不夠深入， 未來研究可以在細(xì)化家庭因素的基礎(chǔ)上， 綜合考慮疫情的不同階段學(xué)生對疫情的感知和態(tài)度等對就業(yè)情緒或行為的影響．

4 結(jié)論

本研究通過問卷調(diào)查的方法， 探討了家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與大學(xué)生擇業(yè)焦慮之間的關(guān)系， 研究得出如下結(jié)論： 第一， 大學(xué)生的擇業(yè)焦慮在性別上存在顯著差異， 女生的擇業(yè)焦慮得分顯著高于男生； 第二， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與主觀家庭社會地位呈顯著正相關(guān)， 主客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位與擇業(yè)焦慮均存在顯著負(fù)相關(guān)； 第三， 客觀家庭社會經(jīng)濟(jì)地位顯著負(fù)向預(yù)測大學(xué)生擇業(yè)焦慮， 主觀家庭社會地位在二者之間起部分中介作用．