胡蓉 劉宣

[ 摘要 ]“內(nèi)卷化”心態(tài)作為現(xiàn)階段大學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生教育性消費范圍判別模型，研究了不同年級大學生關(guān)于自我投資的消費狀況。結(jié)果表明，影響不同年級大學生自我投資消費行為的主導因素各不相同。隨著年級的增加，大學生對自我能力提升的需求已具有普遍性，經(jīng)濟因素成為主導因素。

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

中圖分類號：G64

文獻標識碼：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。大學生在就業(yè)壓力下很容易在學習階段產(chǎn)生非理性競爭，“內(nèi)卷”一詞便應運而生。因此，探究大學生在此形勢下產(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，對不同年級高校學生自我投資的消費進行對比，根據(jù)高校學生的自我投資情況為高校學生追求人生目標提出建議。

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：中國科學技術(shù)大學、合肥工業(yè)大學、安徽大學、安徽醫(yī)科大學、安徽師范大學、安徽財經(jīng)大學、安徽農(nóng)業(yè)大學、安徽工業(yè)大學、安徽建筑大學、合肥師范學院。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%） ，大一學生占比13.13%， 大二學生占比35.31%， 大三學生占比31.56%， 大四學生占比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《大學生內(nèi)卷行為調(diào)查問卷》。以學習動機、學習投入、學習成績?yōu)閭€人因素的三個一級指標，以經(jīng)濟收入為經(jīng)濟因素的一級指標，以就業(yè)壓力、父母期望為社會因素的兩個一級指標。

學習動機：學生在自身學習需求和外在因素共同作用下，為了達到某一學習目標、持續(xù)進行某一學習活動的心理傾向[9]。

學習投入：學生在主動學習、合作學習、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]。

學習成績：衡量學習成果的指標。

經(jīng)濟收入：從家庭的經(jīng)濟狀況來分析大學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），并且男同學的平均值會明顯低于女同學的平均值（2.21<2.41）。說明女同學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）。說明學生會受外部環(huán)境影響，居住于城市的學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? 大一學生自我投資消費的回歸分析

利用SPSS進行逐步回歸。將學習動機、 學習投入、 學習成績、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*學習動機 + 0.507*學習成績

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。

學習動機（B為0.330，p為0.006）、學習成績（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，表明在大一學生中，學習動機越強或者學習成績越好的學生在自我投資上的花費越大。學習動機、學習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)。教育性消費與學習成績的相關(guān)性最強，學習動機次之。

3.2.2? ?大二學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*學習動機 + 0.402*學習成績 + 0.114*父母期望

同3.2.1的步驟，模型通過檢驗。學習動機（B為0.232，p為0.004）、學習成績（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，表明在大二學生中，學習動機越強、學習成績越好或者父母期望值越高的學生在自我投資上的花費越大。學習動機、學習成績、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)。教育性消費與學習成績的相關(guān)性最強，學習動機次之，與父母期望的相關(guān)性最弱。

3.2.3? 大三學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*學習投入 + 0.275*學習成績 + 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。學習投入（B為0.329，p為0.000）、學習成績（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，表明在大三學生中，學習投入值越高、學習成績越好、經(jīng)濟收入越高或者父母期望值越高的學生在自我投資上的花費越大。學習投入、學習成績、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)。教育性消費與學習投入的相關(guān)性最強，學習成績次之，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*學習成績 + 0.256*經(jīng)濟收入

同3.2.1的步驟，模型通過檢驗。學習成績（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，表明在大四學生中，學習成績越好或者經(jīng)濟收入越高的學生在自我投資上的花費越大。學習成績、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)。教育性消費與學習成績的相關(guān)性最強，經(jīng)濟收入次之。

3.2.5? 整體分析

在不同年級中，影響大學生自我投資消費的指標并不完全相同。實際各年級學生的學習動機得分皆服從正態(tài)分布，且大一學生學習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，大二學生為[3.391，3.584]，0.546，大三學生為[3.609，3.799]，0.476，大四學生為[3.711，3.952]，0.482。大四學生普遍學習積極性較高，所以學習動機對于其教育性消費不構(gòu)成影響。此外，大四學生的其他四個指標也是由于方差較小導致，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、父母的最高學歷的大學生在自我投資方面進行的消費是有差異的。

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

最后，隨著年級的增加，大學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，大學生會受到個人因素、經(jīng)濟因素、社會因素的影響。大學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。低年級的學生需要培養(yǎng)自己的學習積極性，將學習變成一種習慣，為實現(xiàn)自己的個人價值規(guī)劃藍圖。高年級的學生需要學會將壓力轉(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。

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

劉宣，女，安徽合肥人，山東工商學院，本科在讀，研究方向：會計。