一.   问题提出与研究假设

随着高校逐年扩招和国内外经济发展形势趋缓，近年来中国大学生面临的就业形势日益严峻。2020年, 中国高校毕业生数量更是达到了历史新高的874万，再加上中美贸易战、疫情等大事件的影响，让本就严峻的就业形势雪上加霜。不少毕业生直到毕业前夕还没找到工作，南方某著名985大学某学院就因仅有35%的毕业生就业而向校友发起求助倡议。就业压力成为当代大学生最大的心理压力^[1]。中国科学院社会学研究所的一项调查显示，疫情爆发后，大学毕业生的就业压力明显上升^[2]。就业压力会对大学生的生理、心理健康和主观幸福感带来一定的负面影响^{[1, 3-5]}, 就业压力过大或持续时间过长还可能导致抑郁、精神错乱、神经症等严重的心理和精神疾病，引发做噩梦、失眠甚至轻生等一系列行为问题^[6]。

在强调“就业是最大的民生”、不断增强“人民的幸福感、获得感、安全感”的今天，大学生的就业压力问题受到了政府和社会各界的共同关注。国务院、教育部和省、市各级地方政府为解决大学毕业生就业问题积极采取措施，如发布就业优惠政策、扩大国有企事业单位招聘高校毕业生规模、扩大研究生招生规模和普通高校专升本招生规模、扩大大学生应征入伍规模、扩大就业见习规模、加大高校毕业生补充教师队伍力度、组织线上招聘会、鼓励创业带动就业等，高校也在为解决大学毕业生就业问题积极想办法、拓渠道。然而，调查显示，截至2020年3月下旬，在包含秋季招聘旺季在内的一段长达半年多的找工作黄金期里，仍然有79%的应届毕业生未参加过任何现场招聘会，73.9%未参加过任何网上招聘会^[2]。这些现象不得不让人深思：缓解大学毕业生的就业压力，除了改善就业环境、强化社会支持外，是否也要关注大学生自身的认知和主观能动性呢？

一   追求成功的动机对就业压力的影响

就业压力是个体受求职、择业时内外部就业压力源影响而引起的生理、心理和行为的应激过程^[1]。根据应激的相互作用理论(Lazarus，1984)，就业压力是个体与环境相互作用的产物, 不仅受具体应激情境的影响，也受个体认知的影响，受个体在应激情境中主观能动性的影响^[7]。但目前国内学者结合个体认知和主观能动性探索就业压力的研究较少。

成就动机是指个体乐意去做对自己重要的、有价值的事情, 努力达到完美的一种内部推动力量, 是一种非常稳定的人格特质，是个体发挥主观能动性的重要体现^[8]。Atkinson(1957)、McClelland(1951)等经典的成就动机理论认为，成就动机分为追求成功的动机和回避失败的动机两种不同的动机趋向，后来也有学者认为成就动机还包括掌握目标维度^[9]。在不同的维度划分中，追求成功的动机都是一种重要的动机趋向，是个体趋向成就或成功的倾向(Atkinson，1957)^[10]，也是国内学者研究成就动机尤其是研究大学生群体成就动机的重要维度^[11]。

目前，国内外对追求成功的动机与就业压力关系的研究较少，在中国知网上包含“追求成功的动机”和“就业压力”主题的文献仅有2篇，而且研究的是追求成功的动机与就业压力应对方式的关系，涉及追求成功的动机与就业压力直接关系的极少。就业压力是大学生心理压力的重要组成部分。国内实证研究的结果表明，大学生追求成功的动机与压力显著负相关^[12]。

二   上行社会比较的中介作用

社会比较是个体把自己的处境和地位与他人进行比较的过程，是一种普遍存在的社会心理现象，是个体进行自我认知的重要手段(Festinger，1954)。上行比较是根据比较方向划分的一种社会比较，即与比自己优秀的人比较 ^[13]。

国内实证研究的结果显示，追求成功的动机与社会比较显著正相关^[14-16]，社会比较中的上行比较正向预测压力^[17]。受传统儒家文化的影响，中国社会倡导的追求成功是追求较高的社会地位，因而崇尚榜样教育、强调向优秀人物学习，鼓励上行比较^[18]。同时，社会成就动机理论认为高成就动机、高追求成功的动机者喜欢获得及时的反馈(McClelland，1953)，上行比较有助于高追求成功动机者获得及时的自我反馈(Collins，1996)^[13]。因此，在倡导社会成就取向的中国文化背景下，大多数中国人追求不断向上、获取更高的权力和地位。在这一追求过程中会有意无意地进行上行比较^[18-19]，以获得及时的自我反馈，达到自我进步的目的(Wheeler，2000)^[13]。但同时，上行社会比较理论认为，个体与比自己优秀的人进行比较时产生的对比效应会带来消极的自我评价^[13]。中国文化背景下的个体在社会比较后会体验到苦恼、受挫、失望或潜在危险等^[18]，这些都不可避免地会增加大学生就业压力。如国内有研究发现，社会比较是失业大学生的主要压力来源^[20]、对个体的心理压力有显著的直接预测作用^[21]、上行比较正向预测个体的工作压力^[17]。

三   性别的调节作用

以往实证研究结果表明，性别与追求成功的动机、上行比较显著相关：国内一些以普通大学生、高职大学生、硕士研究生为被试的研究结果显示，追求成功的动机在性别上差异显著，男性追求成功的动机显著高于女性^{[15, 22-25]}; 国外的研究结果表明，女性在使用社交网站时更易进行上行比较^[26-27]。同时，也有相关研究结果表明性别是成就动机和其他变量(如适应)关系中重要的调节变量^[28]。

四   研究假设

根据就业现实和应激的相互作用理论可知，大学生就业压力不仅受具体就业环境的影响，也受大学生自身认知和在就业环境中的主观能动性的影响。本研究将关注追求成功的动机这一主观能动性和社会比较这一自我认知的重要手段对大学生就业压力的影响。

基于前人对成就动机与压力关系的研究基础，本研究提出假设H1:

H1  大学生追求成功的动机负向预测就业压力。

基于社会成就动机理论、上行社会比较理论和前人对社会比较与追求成功的动机、压力的研究基础，本研究提出假设H2：

H2  上行比较是大学生追求成功的动机影响就业压力的中介变量。

基于前人对性别与追求成功的动机、上行比较的研究基础，本研究提出假设H3：

H3  性别可以调节追求成功的动机与上行比较的关系。

具体如图 1所示。

图  1  研究假设

下载: 全尺寸图片 幻灯片

二.   研究方法

一   被试

采用方便抽样法，在广州某高校8个学院中抽取毕业班学生作为被试。共回收问卷825份，剔除填写不全或数据失真等被试26名，共获得有效问卷799份，有效率为96.85%。其中男性毕业生被试392名，女性毕业生被试407名，男女被试比例为1 ∶ 1.03;文科毕业生被试234名, 理工科毕业生被试403名, 艺术体育类毕业生被试162名。

二   研究工具

1.大学生就业压力问卷

该问卷由唐蕾等编制^[29]，后对其进行了修订，共28个项目，由因就业形势评估造成的压力E1(如“感觉大学毕业生人数多，就业形势严峻”)、因求职能力评估造成的压力E2(如“感觉自身专业知识、技能掌握不足”)、因求职成本评估造成的压力E3(如“感觉资料制作、交通、购买服装、化妆品等应聘经济成本较高”)、因就业期望评估造成的压力E4(如“感觉自己对职场认识不足，担心不适应未来的工作”)、因求职挫折评估造成的压力E5(如“实习期间无法达到用人单位要求，被辞退或不予正式录用”)、因就业压力引起的心理和生理反应E6(如“一想到就业，我就难以入睡或睡不踏实”)6个因子组成，采用Likert 5点计分，分数越高代表被试的就业压力越大。在本研究中，大学生就业压力问卷的Cronbach α为0.94, 各因子的Cronbach α分别为0.85、0.87、0.84、0.90、0.79、0.82;探索性因素分析结果良好，各项目的因子负荷为0.52—0.82，方差解释率为65.39%，表明该问卷的结构效度良好。

2.成就动机量表

该量表由Gjesme和Nygard(1970)编制、叶仁敏等(1992)修订，共30个项目，由追求成功的动机和回避失败的动机2个因子组成，采用Likert 5点计分，每个因子下设项目的分数越高，代表被试该因子的分数越高。其中追求成功的动机因子共15个项目，如“我喜欢新奇的、有困难的任务，甚至不惜冒风险”。在本研究中，追求成功的动机因子Cronbach α为0.85。

3.上行社会比较问卷

该问卷由Gibbons和Buunk (1999)编制、白学军等(2013) 翻译，共6个项目(如“当事情变得糟糕时, 我经常想到那些比我做得好的人”)，采用Likert 5点计分，分数越高代表被试进行上行社会比较的频率越高。在本研究中，该问卷的Cronbach α系数为0.84。

三   数据处理

使用SPSS19.0对数据进行共同方法偏差检验、各变量描述性统计分析和相关分析、回归分析等统计分析; 使用Mplus7.0统计分析软件建立结构方程模型分析，研究中介效应和有调节的中介效应。

三.   研究结果

一   共同方法偏差的检验

采用Harman单因素检验法检验共同方法偏差，结果显示, 12个因子特征根大于1，第一个因子仅能解释总方差的19.37%，小于40%的临界标准，因此不存在严重共同方法偏差问题^[30]。

二   描述性统计和各变量间的相关分析

采用相关分析的方法检验变量间的相关关系。表 1皮尔逊积差相关分析的结果显示：追求成功的动机与就业压力显著负相关; 追求成功的动机与上行比较显著正相关; 上行比较与就业压力显著正相关; 性别与追求成功的动机显著相关，男大学生追求成功的动机显著高于女大学生; 专业类别与追求成功的动机、上行比较、就业压力均无显著相关。

表  1  描述性统计分析及变量间相关分析结果

	M	SD	1	2	3	4	5
1追求成功的动机	39.840	6.041	1	0.294**	-0.072*	-0.179**	0.008
2上行比较	20.596	4.113	0.294**	1	0.095**	-0.010	-0.040
3就业压力	87.937	18.041	-0.072*	0.095**	1	0.030	-0.068
4性别	/	/	-0.179**	-0.010	0.030	1	-0.044
5专业类别	/	/	0.008	-0.040	-0.068	-0.044	1
注: 样本容量n=799，*P＜0.05, * *P＜0.01, * * *P＜0.001, 下同。

下载: 导出CSV 

| 显示表格

三   大学生就业压力对追求成功的动机的回归

采用回归分析的方法检验追求成功的动机对大学生就业压力的影响。回归分析的结果表明，追求成功的动机对就业压力有负向影响(γ=-0.215, P＜0.05)，假设H1得到支持。

四   追求成功的动机、上行比较对大学生就业压力的影响：有调节的中介效应分析

1.项目打包

本研究关心的是理解追求成功的动机与上行比较、就业压力等潜变量的关系、分析潜结构方程模型，而非分析各量表结构。考虑到追求成功动机题目较多，且追求成功的动机分量表无论是在理论上还是经CFA拟合检验都显示单维、同质，为了优化模型的整体拟合度、减少随机误差，使中介效应、有调节的中介效应检验得以进行，故根据吴燕、温忠麟的建议^[31]，本研究采用因子法中的平衡法将追求成功的动机的15个项目打包成3组。具体做法是按负荷大小将15个项目轮流由高到低、再反过来依次排列的方法组合成3组(图 2)。

图  2  追求成功的动机量表项目打包

注：MS1、MS2、MS3为将追求成功的动机分量表打包的3个项目组，Y1表示负荷最高的项目。下同。

下载: 全尺寸图片 幻灯片

2.中介效应分析

由于大学生就业压力对追求成功的动机回归显著，且上行比较与追求成功的动机、就业压力之间相关显著，性别与追求成功的动机相关显著，在控制性别与追求成功的动机的相关基础上，建立追求成功的动机经过上行比较这一中介变量影响大学生就业压力的潜结构假设模型。检验模型的拟合情况良好：χ²=331.790, df=101, CFI=0.955, TLI=0.946, RMSEA=0.053, SRMR=0.044, AIC= 45 887.020，路径分析的结果进一步显示：追求成功的动机正向显著预测上行比较(γ=0.114，t=6.157，P＜0.001)、负向预测就业压力(γ=-0.258，t=-2.683，P＜0.01)，上行比较正向预测就业压力(γ=0.873，t=3.456，P＜0.01)(图 3)。

图  3  中介效应分析

注：MS为追求成功的动机，C3为上行比较，EP为就业压力, gender为性别。下同。

下载: 全尺寸图片 幻灯片

采用bootstrap法对中介效应进行检验。由表 2可知，追求成功的动机经上行比较至就业压力的间接效应显著(γ=0.100，t=3.361，P＜0.01)，说明上述中介效应成立，假设H2得到支持。

表  2  中介效应显著性检验的Bootstrap分析

路径	效应量	标准误	P	95%的置信区间
				下限	上限
追求成功的动机—上行比较—就业压力	0.100	0.030	0.001	0.052	0.168
追求成功的动机—就业压力	-0.258	0.096	0.007	-0.450	-0.072

下载: 导出CSV 

| 显示表格

间接路径的检验还发现，追求成功的动机经上行比较至就业压力的间接效应值与追求成功的动机至就业压力的直接效应值正负符号相反，说明上行比较在模型中发挥了遮掩效应^[32]或抑制效应，构成了不一致的中介模型^[33-34]。从效应量上看，间接效应与直接效应的绝对值比为38.76%，直接效应(-0.258)的绝对值大于总效应(ab+c'=-0.158)的绝对值。

2.有调节的中介效应分析

(1) 基于LMS的有调节的中介效应分析

采用方杰、温忠麟倡导的潜结构调节方程(LMS)法^[35]，进行有调节的中介效应分析。

第一步，建立不含潜调节项的中介结构方程模型，检验基准中介模型的拟合情况得到：χ²= 353.862, df=101, CFI=0.950, TLI=0.941, RMSEA=0.056, SRMR=0.049，AIC= 44 745.558, 表明基准中介模型拟合良好。

第二步，建立包含潜调节项的有调节的中介结构方程模型(图 4)，与第一步建立的基准中介模型进行比较。包含潜调节项mg(性别X追求成功的动机，调节变量性别转化为哑变量，自变量追求成功的动机中心化)的有调节的中介结构方程模型的AIC=44 737.514，相比基准的中介结构方程模型的AIC值(44 745.558)减少了8.044，表明有调节的中介结构方程模型比基准中介结构方程模型有改善。同时，有调节的中介结构方程模型的LogLikelihood=-22 318.757，相比基准结构方程模型的LogLikelihood值(-22 323.779)增大了5.022，即-2LL值为5.022，自由度增加1，-2LL值的卡方检验显著(P＜0.05)，进一步说明有调节的中介结构方程模型比基准中介结构方程模型更好。

图  4  包含潜调节项的有调节的中介结构方程模型

注：mg为调节项性别X追求成功的动机。下同。

下载: 全尺寸图片 幻灯片

第三步，利用系数乘积法进行有调节的中介效应分析。95%的偏差校正bootstrap置信区间检验结果显示：a₃b的置信区间为[-0.187，-0.018]，不包括0。根据系数乘积法可得，大学生追求成功的动机经过上行比较对就业压力的中介效应受到性别的调节。中介效应为(a₁+a₃×gender)×b=0.136-0.073×gender, 随gender变化。简单效应分析显示，当gender取值为0(即男大学生)时，中介效应值为0.136，置信区间为[0.071，0.219]，不包括0，中介效应显著; 当gender取值为1(即女大学生)时，中介效应值为0.063，置信区间为[0.009，0.139]，不包括0，中介效应也显著。以上结果表明，性别显著调节了大学生追求成功的动机经过上行比较对就业压力的中介效应，假设H3得到支持。

此外，不同性别的中介效应差异显著，95%的偏差校正bootstrap置信区间为[0.017, 0.186], 不包括0，即男大学生追求成功的动机经过上行比较对就业压力的中介效应或遮掩效应显著高于女大学生。男大学生追求成功的动机经过上行比较影响就业压力的间接效应与直接效应的绝对值比为52.71%;女大学生追求成功的动机经过上行比较影响就业压力的间接效应与直接效应的绝对值比为24.42%。

(2) 追求成功的动机对上行比较的影响：性别的调节作用

采用简单斜率^[36]进一步考察性别在正负一个标准差(均值之上一个标准差，女大学生; 均值之下一个标准差，男大学生)时的效应值，具体分析性别在追求成功的动机与上行比较之间的调节作用。结果表明：随着追求成功的动机的增加，男性大学生上行比较的上升趋势异常显著(γ= 0.278，t=9.142, P＜0.001)，追求成功的动机增加一个标准差，男性大学生的上行比较水平就会上升0.278个标准差; 随着追求成功的动机的增加，女性大学生的上行比较也显著上升(γ=0.119，t = 3.354, P＜0.01)，但追求成功的动机增加一个标准差，女性大学生的上行比较仅上升0.119个标准差。

四.   结果讨论

一   追求成功的动机与就业压力的关系

本研究发现追求成功的动机对大学生就业压力有负向预测作用，说明大学生越追求成功，就业压力越小，这与陈璟、唐昕辉等关于成就动机与心理压力、生活压力的研究结果基本一致^[37-38]。

谢晓非、王晓田提出的“机会-威胁认知”论认为，追求成功动机高的个体倾向于认知机会，即使处在损失的情景中看到的依然是机会 ^[39]，即追求成功的动机高的大学生更乐观、自信、坚韧、自我接纳，自我效能感更高、更具希望^{[22, 40]}，而这些积极的人格特质与心理压力显著负相关^[41]。

同时，国内实证研究也表明，大学生追求成功的动机与内外向显著正相关、与神经质显著负相关，即越是追求成功的动机强的大学生其人格特征越是外向、爱社交、态度随和、情绪稳定，消极情绪越少 ^[42]，越有主观能动性去努力学习、积极求职，在就业环境中越易得到用人单位的青睐，因此就业压力就越小。

二   上行比较在追求成功的动机与就业压力间的中介效应

本研究发现，上行比较在追求成功的动机与就业压力之间存在中介效应，但追求成功的动机与就业压力的直接效应符号为负，追求成功的动机通过上行比较，影响就业压力的间接效应符号为正，这显示上行比较在中介模型中发挥了遮掩效应^[32]或抑制效应，构成了不一致的中介模型^[33-34]。直接效应的绝对值大于间接效应、总效应的绝对值，说明上行比较起着减缓或缓冲大学生追求成功的动机对就业压力的负向预测作用^{[33, 43]}，即上行比较作为一种抑制变量^[33]，减缓了追求成功的动机对大学生就业压力的负向预测作用; 或者说，因大学生追求成功的动机的增强引起的就业压力的下降会被上行比较所造成的就业压力的上升缓冲掉一部分，如果不控制上行比较，追求成功的动机和就业压力的回归系数将变小。

在看重社会地位高低、崇尚榜样教育、强调向优秀人物学习的中国社会，相较于自我超越或自我实现, 大多数中国人对自身的社会地位及“成功”的定义更多来自家族、群体和社会对自己的看法^[19], 来自与他人的比较。个体尤其是具有较高的追求成就动机的个体，在不断向上的过程中会自发与周围比自己优秀的他人进行社会比较，以准确认知自己所处的社会地位、定义自己的成就。但个体在进行上行比较时，与比较目标的差距也会导致自我评价水平的降低，产生对比效应，引发苦恼、受挫、失望等感受或潜在危险认知^[21]，从而增加就业压力。

三   性别的调节效应

本研究发现，男性大学生追求成功的动机显著高于女性大学生，这与国内梁静、陈荣荣、吴洁清、韩洪刚、贾立茹等关于大学生成就动机性别差异的研究结论基本一致^{[15, 22-25]}。受传统文化和社会刻板印象的影响，中国男性被赋予较高的成就取向、雄心勃勃、独立等角色期待，往往在家庭和社会中担任主导角色，而中国女性通常被赋予温柔、依赖、关心他人、情感维系等角色期待，往往在家庭和社会中承担从属和支持角色^[44]，这在一定程度上导致了男性大学生追求成功的动机相对女性大学生高。

但研究也发现不同性别的大学生在上行比较上没有差异，这与Jacqueline Nesi(2015)关于在社交网站的使用过程中女性更易进行上行比较的研究结果不一致，这可能是毕业班就业情境与社交网站使用情境不同造成的，也可能存在跨文化差异，需要在后续的研究中继续探讨。

研究还发现，性别调节了追求成功的动机经过上行比较对就业压力的中介效应的前半路径，不同性别大学生的上行比较在追求成功的动机与就业压力间的中介效应均显著; 但相较于女性大学生，上行比较在男性大学生群体中对追求成功的动机与就业压力关系的抑制效应更为显著、间接效应量更大，且随着追求成功动机的增加，男性大学生上行比较的上升趋势高于女性大学生。在传统儒家文化的影响下，中国社会崇尚榜样教育、强调向优秀人物学习，即鼓励上行比较，这导致受过高等教育、被赋予较高成就取向的男性大学生更渴望追求权力和社会地位的成功，更在意家族、群体和社会对自己社会地位及成就的看法，更渴望通过与比自己优秀的人进行比较获得所处社会地位的及时反馈，会更主动自发地与周围比自己优秀的他人进行社会比较。男性大学生追求成功的动机越强，越易激发上行比较，而上行比较的对比效应会导致自我评价水平的降低、增加就业压力，即对于男性大学生而言，上行比较的间接效应或遮掩效应变大，导致追求成功的动机对就业压力的直接效应相对变小。而大多数中国女性并未像男性那样，被赋予追求较高社会地位的期待，这种传统观念甚至影响到了受过高等教育的女性大学生。这使得女性大学生相对男性成就取向和追求成功的动机较低，通过上行比较来确定自己成就的渴望也较弱，上行比较的间接效应或遮掩效应相对男性变小、追求成功的动机对就业压力的直接效应相对变大，即对于女性大学生而言，增强追求成功的动机能更有效地降低就业压力。

五.   结论与启示

本研究得出以下主要结论：第一，追求成功的动机负向预测大学生的就业压力; 第二，上行比较在大学生追求成功的动机和就业压力之间存在中介效应，并存在遮掩效应，减缓了追求成功的动机对就业压力的负向预测作用; 第三，性别调节了追求成功的动机通过上行比较影响大学生就业压力的中介过程的前半路径，相较于女性大学生，上行比较在男性大学生群体中对追求成功的动机与就业压力关系的遮掩效应更为显著。

这些结论对降低大学生就业压力有重要的实践启示。一方面，增强当今大学生尤其是女性大学生追求成功的动机，有助于降低大学生的就业压力。本研究建立的不一致中介模型虽然存在上行比较的抑制作用，但追求成功的动机对就业压力的直接效应远大于上行比较的间接效应，所以在大学生中提倡成就动机教育是非常必要的。国内有学者的横断历史研究结果表明，近年来中国大学生追求成功的动机呈现逐年下降的趋势，其中女性大学生的下降趋势更为明显^[11]。这提示教育部门和高校很有必要通过课堂教学、思想教育、榜样引领、活动引导等多种方式积极引导大学生(尤其是女性大学生)增强成就动机、力争在学习工作上追求并获得成功，从而降低大学生的就业压力。另一方面，引导大学生(尤其是男性大学生)进行积极的社会比较，降低社会比较在追求成功的动机与大学生的就业压力负向作用力之间的抑制效应。教育部门和高校可以通过思想教育和心理辅导引导大学生尤其是男性大学生在适当的时候做积极的上行比较和下行比较，如在缺乏动力的时候多做目标可达成的上行比较以增加信心、降低就业压力，在现实不如预期的时候多做不同群体(不同性别、不同教育程度等)的下行比较以增加幸福感、减缓就业压力。