家庭社会经济地位对高职学生学习投入影响实证研究

摘 要 学习投入是高职学生学业获得的前提条件，受外部环境和内部个体的双重影响。通过家庭社会经济地位量表、入学动机量表、专业承诺量表与学习投入量表对新疆维吾尔自治区7所职业院校1161名高职学生进行调查研究，探讨高职学生家庭社会经济地位对学习投入的影响作用。研究发现：家庭社会经济地位对高职学生学习投入有正向影响，入学动机和专业承诺分别在家庭社会经济地位和学习投入之间起中介作用，同时，在家庭社会经济地位和学习投入之间具有链式中介作用。据此，要通过加大对家庭社会经济地位较低学生的扶助力度、充分激发学生入学动机、加强提高学生专业承诺水平等策略提高高职学生的学习投入。

关键词 家庭社会经济地位；入学动机；专业承诺；学习投入；高职学生

中图分类号 G718.5 文献标识码 A 文章编号 1008-3219（2023）05-0041-07

一、问题提出

学习投入是个体面对学业任务时的一种内在表征，具体表现为学习活动中活力、奉献和专注的积极体验[1]。学生的学习投入是学业成就获得的前提条件和重要保障。近年来，高职学生学习投入不足问题受到广泛关注，一些高职学生虽就读于有市场需求且发展前景光明的专业，却始终无法将有限的时间投入在专业学习中，全国职业院校学情调查显示：学生学习投入水平有待提升[2]。学习投入不足将会严重影响高职学生的学习成效，进一步影响我国高职教育高质量发展。影响高职学生学习投入的因素有很多，有来自家庭、学校、社会等外部环境的影响，也有来自学生个体对学业的兴趣、认知等内部因素的影响。以往研究对高职学生“学习投入”问题主要集中在以学校为主的师生关系、同伴关系，忽视了家庭环境的作用。《中国职业教育发展报告（2012-2022）》显示：我国职业学校70%以上的学生来自农村，职业教育成为阻断贫困代际传递见效最快的方式[3]。“来自农村”意味着家庭社会经济地位较低，这是否是高职学生“学业投入不足”的影响因素，值得深入研究。

Bronfenbrenner的生态系统理论认为：个体的成长和发展嵌套在相互作用的环境系统中，其中家庭是最为核心的微观系统，对子女的学习、生活产生重要影响[4]。家庭压力模型进一步阐明了家庭对子女的影响：家庭压力会通过父母的行为及家庭内部活动的过程间接影响子女的发展[5]。已有研究提出了家庭社会经济地位的概念（socioeconomic status，SES），将家庭中父母的职业、受教育程度和收入水平概括其中，并进行深入研究发现，家庭社会经济地位对学生的学习投入产生两种不同的影响，一种是弱相关关系[6]，另一种是强相关关系[7]。可见，家庭社会经济地位对学生学习投入有影响，但过程较为复杂，可能存在其他中介变量。家庭社会经济地位属于外部影响因素，学习投入属于内在认知引发的外显行为，结合文献梳理和现实考量，推断家庭社会经济地位影响学生学习投入的中介变量或与内部因素相关，即学生个体内在对专业的认知。因此，本研究从入学动机和专业承诺两方面探讨家庭社会经济地位对高职学生学习投入的影响机制，以期理清家庭社会经济地位对高职学生学习投入影响的过程，为高职院校提升教学效果，进一步促进高职教育高质量发展提供参考依据。

二、文献综述与研究假设

（一）家庭社会经济地位和学习投入的关系

家庭社会经济地位是依据家庭所拥有的社会资源而被界定的社会位置，通常以家庭收入、父母受教育水平和父母职业作为主要指标[8]。相对而言，家庭社会经济地位较低的高职学生不仅拥有更少的教育资源，在学习过程中，也会面临更多的生活风险和挑战，如因家庭经济困难而引发的辍学、勤工俭学等问题，这些来自家庭的经济压力都会使高职学生不能全身心地投入到学习之中。已有研究发现：家庭社会经济地位与学生学习投入密切相关[9]。父母的职业、教育背景和收入水平会影响子女的职业发展及职业探索活动[10]，在社会经济地位高的家庭中，父母与子女的亲子沟通频率更高，且时常保持一种持续的、正向的、充满积极情感的状态[11]，进而帮助学生积极投入学习中，获得更好的学业成绩[12]。埃尔德（G.H.Elder）也认为，家长的受教育水平对子女的职业生涯发展有着重要影响，家长受教育水平越高，子女的职业生涯发展更加贴合自身的能力和兴趣[13]。因此，提出研究假设H1：家庭社会经济地位对高职学生学习投入有正向预测作用。

（二）家庭社会经济地位、入学动机和学习投入的关系

入学动机是学生学习动机的重要组成部分，体现在对教育的需求上，然后转化为个人学习意图、愿望、兴趣等形式[14]。入学动机会对高职学生的学习行为产生明确的激发和指引，是学生选择学校、专业以实现个人发展及追求学业成就等愿望的源动力，也是维持和调整学习投入的重要因素。已有研究发现：入学动机是学习投入的重要因素，与大学生学习状态和专业兴趣显著相关[15]。也有研究表明：家庭的月收入、父母的受教育水平都能正向预测学生的职业选择[16]，主要表现在：家庭社会经济地位对学生高考志愿选择行为产生显著影响[17]。因此，提出研究假设H2：家庭社会经济地位对高职学生入学动机有正向预测性，入学动机在家庭社会经济地位对学习投入的影响中起中介作用。

（三）家庭社会经济地位、专业承诺和学习投入的关系

专业承诺是学生认同所学专业，并愿意付出努力的积极态度与行为[18]。关于专业承诺对学习投入影响的研究较为成熟，有研究表明：专业承诺作为一种中介变量，在大学生职业价值观对学习投入[19]、社会支持对学习投入[20]、学校归属感对学习投入[21]之间起中介作用；高职学生专业承诺、职业核心素养和学习投入呈显著正相关[22]，教师支持、高职学生学习自我效能感以及学习投入之间两两正相关[23]。总体上看，高职学生专业承诺和学习投入之间存在密切联系，且呈现正相关关系。关于家庭社会经济地位与专业承诺之间的关系研究相对较少。因此，提出研究假设H3：家庭社会经济地位对高职学生专业承诺有正向预测性，专业承诺在家庭社会经济地位对学习投入中起中介作用。

（四）入学动机和专业承诺的链式中介作用

社会认知理论认为：外部环境可以通过人的内部因素作用于个体行为。高职学生学习投入是内外部因素相互作用的结果，外部因素要通过与内部因素的相互作用影响学生学习投入。家庭社会经济地位是影响高职学生学习投入的外部因素，而起关键作用的是与学生自身相关的内在因素。有研究发现：大学生学习动机对专业承诺具有正向影响作用，不同类型的入学动机能够直接或间接影响大学生专业承诺和学习自我效能感[24]。专业承诺与入学动机的关系密切，入学动机萌芽于专业学习之前，虽能在一定程度上体现高职学生的主动性，但容易受到学生家庭、学校、社会等外部环境的影响。相对而言，专业承诺扎根于专业学习之后，建立在学生对所学专业的了解和认同上，具有一定稳定性，明确的入学动机可以为高职学生坚定专业承诺奠定良好基础。

综上所述，家庭社会经济地位可以直接影响高职学生的学习投入，也可以通过入学动机、专业承诺来影响学习投入，入学动机与专业承诺互为影响。因此，提出研究假设H4：入学动机和专业承诺在家庭社会经济地位和学习投入之间起链式中介作用。

三、研究设计

（一）研究对象

采用随机抽样的方法，选取新疆维吾尔自治区7所高职院校在校学生作为调查对象，发放问卷1200份，为排除其他变量对研究结果的影响，问卷平衡性别、专业、年级等因素比例。回收有效问卷1161份，有效率为96.8%。其中，男生512人（占比44.10%），女生649人（占比55.90%）；大一579人（占比49.87%），大二294人（占比25.32%），大三288人（占比24.81%）；涉及导游、烹饪工艺与营养、小学教育、临床医学等22个专业，为便于研究，按照2022年高职专科专业目录进行合并，归类为旅游类181人（占比15.59%），电子信息类174人（占比14.99%）、交通运输类151人（占比13.00%）、公共管理与服务类171人（占比14.73%）、教育类148人（占比12.75%）、医药卫生类336人（占比28.94%）。

（二）研究工具

1.家庭社会经济地位量表

采用师保国和申继亮编写的家庭社会经济地位量表自编题目[25]，该量表由父母的职业和文化程度两部分组成（家庭收入因难以衡定被舍弃），父母的职业分别编码并转化为5个等级：①无业、临时工、农民等非技术劳动者；②工人等体力劳动者；③商业服务、办事人员、小型私营业主等；④普通公务员、企事业单位中层专业技术人员及管理人员；⑤党政机关领导、企事业单位高层专业技术人员及管理人员，①～⑤分别赋予1～5分。父母的文化程度分别编码并转化为6个等级：①小学及以下；②初中；③高中或中专；④大专；⑤本科；⑥研究生。①～⑥分别赋予1～6分。赋分之和作为家庭社会经济地位的指标值，分值分布在2～22分之间。

2.入学动机量表

采用刘里里编写的入学动机量表[26]，该量表经过试测与修订，共19道题，分为四个维度，分别为个人特性、关系他人的影响、就业—职业和社会激励。采用Likert5点量表计分，从1（代表完全不符合）到5（代表非常符合），得分越高说明学生入学动机越强烈。本研究中，个人特性、关系他人的影响、就业—职业和社会激励四个维度和量表总体内部一致性系数分别为0.810、0.798、0.709、0.601和0.874，表明量表具有良好的内部一致性。

3.专业承诺量表

采用许长勇编写的专业承诺量表[27]，该量表在连榕等学者编写的基础上，进行三次试测与修订，共15道题，分为四个维度，分别为经济承诺、情感承诺、规范承诺和继续承诺。采用Likert5点量表计分，从1（代表完全不符合）到5（代表非常符合），得分越高说明学生专业承诺越高。经济承诺、情感承诺、规范承诺、继续承诺四个维度和量表总体内部一致性系数分别为0.833、0.831、0.812、0.839和0.870，表明量表具有良好的内部一致性。

4.学习投入量表

采用许长勇编写的学习投入量表[28]，该量表在Schaufeli等学者编写的基础上，进行三次试测与修订，共14道题，分为三个维度，分别为活力、奉献和专注。采用Likert5点量表计分，从1（代表完全不符合）到5（代表非常符合），得分越高说明学生投入越多。活力、奉献、专注三个维度和量表总体内部一致性系数分别为0.863、0.750、0.770和0.893，表明量表具有良好的内部一致性。

（三）数据处理

运用SPSS26.0对数据进行描述性分析与相关分析，通过SPSS宏程序PROCESS进行中介模型检验，在中介效应的显著性检验中，采用偏差校正百分位Bootstrap法进行验证。P<0.05，表明差异有统计学意义。

四、数据分析和结果

（一）共同方法偏差检验

为避免共同方法偏差，问卷通过匿名方式发放，并将各维度题项分散排列。同时，采用Harman单因素检验法检验样本数据的共同方法偏差效应。未旋转的探索性因素分析结果表明，第一个因素解释的变异量为27.32%，小于40.00%的临界值，表明研究不存在共同方法偏差，可进一步分析。

（二）描述统计与相关分析

调研显示，高职学生家庭社会经济地位、专业承诺及学习投入均居于中等偏下水平，入学动机处于中等水平。高职学生家庭社会经济地位、入学动机、专业承诺、学习投入两两之间均呈现正相关关系，且均呈现统计学意义，见表1。

（三）家庭社会经济地位对学习投入的影响：链式中介效应检验

将家庭社会经济地位作为自变量，学习投入作为因变量，入学动机和专业承诺作为中介变量，以学生性别、年级、专业作为控制变量，通过Hayes提出的中介效应验证方法检验中介效应的显著性，即基于SPSS中宏程序Process插件中的model6，运用Bootstrap抽样方式重复抽取5000次估计95%的置信区间。检验结果显示：各条路径系数的置信区间不包括0，中介效应均为显著，见表2、表3。