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近些年，随着高校扩招力度的加大，大学毕业生人数不断增加，教育部统计数据显示，2022届高校毕业生人数已达1 076万人，如此庞大的就业大军，加上疫情对经济的各种冲击，使得大学毕业生就业形势异常复杂与严峻. 由于政府和社会各界积极应对因全球经济萎靡、国内经济下行压力和新型冠状病毒肺炎疫情叠加影响所造成的大学生就业难问题，大学生就业率并未出现断崖式下降，但大学生就业景气指数在未来几年仍将在下降通道徘徊[1]，大学生择业焦虑问题日益凸显. 有调查显示，62.87%的大学生存在不同程度的就业焦虑[2]，“焦虑”成为后疫情时代大学生择业过程中的普遍心态[3]. 择业焦虑是指个体在面临职业选择时产生的一种紧张、不安、强烈、持久的情绪体验，并引起相应的心理与行为改变[4]. 就业竞争压力过大是导致大学生出现自杀行为的原因之一[5]. 大学生择业焦虑过度会影响其身心健康，进而对其未来的发展产生负面影响，影响择业焦虑的因素有社会、学校、家庭等外在因素，也有个体的思想观念、人格等内在因素.
家庭是个体发展中非常重要的成长环境，对个体的影响是持久且深远的. 家庭社会经济地位包括客观家庭社会经济地位和主观家庭社会地位. 客观家庭社会经济地位是反映家庭社会地位的客观指标，一般通过父母的职业、教育程度以及家庭的经济收入来测量. 已有研究发现，家庭社会经济地位对大学毕业生的毕业去向和就业结果均有影响[6]，家庭社会经济地位与大学生内部择业动机存在显著正相关[7]. 因此，家庭社会经济地位是影响大学生择业心理的重要家庭因素之一. 受教育程度低的父母，由于缺乏相应的知识和能力，在其子女择业时能够给予的支持和资源也较少，难免使子女在择业时处于被动局面，增加择业压力，择业焦虑情绪严重[8]. 有研究者提出[9]，与普通家庭大学生相比，家庭经济困难的大学生承受了更多的压力和焦虑. 家庭的高期望值和低支持力使得家庭经济困难的大学生心理压力较大，毕业找工作时部分该类学生在家庭的高期望与社会的低就业现状中挣扎、煎熬，择业焦虑加剧[10]. 基于以上分析，本研究假设：客观家庭经济地位与大学生的择业焦虑呈显著负相关.
客观家庭社会经济地位是如何影响大学生择业焦虑的，其内在的影响机制问题仍不明确. 家庭投资理论认为[11]，社会经济地位较高的家庭可以为个体提供更多的发展资本，进而使个体形成对自身积极的认知评价，这在一定程度上可以抵御挫折所带来的负面情绪，有利于个体的身心健康发展. 以往研究发现，客观社会经济地位可以正向预测主观社会地位，二者呈显著相关[12-13]；主观社会地位在客观社会经济地位的基础上可以额外地解释个体心理健康水平的变异，是更为有效预测心理健康的指标[14-15]. 有研究发现，主观社会地位对抑郁症状有负向预测作用[16]，主观社会地位与社交焦虑呈显著负相关[17]. 主观家庭社会地位是大学生对其客观家庭经济地位的主观感知，人们的主观社会地位认知作为重要的中介变量连接着客观经济地位与自评健康[18]. 基于以上分析，本研究假设：主观家庭社会地位与大学生择业焦虑呈显著负相关，主观家庭社会地位在客观家庭经济地位与择业焦虑之间起中介作用.
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本研究于2020年12月在安徽省某高校举办的校园招聘现场随机发放问卷400份，为了提高问卷的作答质量，以“手帕纸巾”作为填写问卷后的赠品. 最后回收问卷373份，回收率为93%；剔除被试为大一学生、大二学生以及作答无效的问卷后，获得有效问卷为298份，问卷有效率为80%. 其中，男生134人，女生164人；大三学生103人，大四学生174人，研究生21人；被试的平均年龄为(21.34±1.19)岁.
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主观家庭社会地位的测量采用主观社会经济地位MacArthur阶梯量表，该量表给被试呈现一个有10个阶梯梯子的图画，然后要求被试根据对自身家庭收入、教育、职业情况的感知，在梯子上找到相应的位置[19]. 1代表社会最低层，10代表社会最高层. 该量表在相关研究中被广泛使用[20-21].
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客观家庭社会经济地位常用的测量指标主要有家庭收入、父母受教育程度和父母职业. 参照周春燕等[12]的研究，本研究收集了5项指标：家庭月收入、父亲受教育水平、母亲受教育水平、父亲职业、母亲职业.
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个水平，分别赋值1~10分，分数越高，表示家庭月收入越高.
父母受教育程度包括6个类别：“小学及以下”“初中”“高中/中专/技校”“大专”“本科”“硕士研究生及以上”，分别赋值为1~6分，得分越高，表示受教育程度越高.
根据陆学艺[22]的研究，以10个社会阶层作为测量父母职业的选项，依次赋值为1~10分，分数越高，表明职业地位越高.
针对以上5项指标，参考周春燕等[12]的有关研究，首先选取父母中受教育水平、职业地位较高的一方纳入计算，将所有指标合并为3项：家庭月收入、父母受教育水平、父母职业地位；其次，将3项指标转换成标准分，进行主成分分析，得到特征根大于1的主因子1个，解释了55.93%的方差，最后得到综合家庭社会经济地位指标的计算公式为(0.829×Z父母职业地位+ 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分别代表 3项指标的因子载荷，1.678代表第一个因素的特征根. 综合指标最后的得分越高，表明被试的家庭社会经济地位越高. 本研究中客观家庭社会经济地位的分值范围为-1.97~3.03，其平均数为-0.06，标准差为1.00.
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采用张玉柱等[4]编制的高校毕业生择业焦虑问卷. 该问卷包括对就业前景的担忧、缺乏就业支持、自信心不足、就业竞争压力4个维度，共26个题项. 问卷采用5点计分，问卷总分为各维度得分相加，得分越高，被试的择业焦虑水平越高. 本研究中，对就业前景的担忧、缺乏就业支持、自信心不足、就业竞争压力及择业焦虑总问卷的内部一致性系数α分别为0.681，0.863，0.792，0.706，0.921.
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回收问卷后，使用SPSS 22.0进行数据录入，并进行描述统计、多因素方差分析、t检验、相关分析等，采用SPSS软件中的Process插件进行中介效应检验.
1.1. 研究对象
1.2. 研究工具
1.2.1. 主观家庭社会地位
1.2.2. 客观家庭社会经济地位
1.2.3. 择业焦虑
1.3. 数据分析与处理
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采用Harman单因素检验法对数据进行共同方法偏差检验，将所有题项进行探索性因素分析，结果发现，特征根大于1的因子共7个，第一个因子解释的变异量为29.33%，小于临界标准40%[23]，说明本研究不存在严重的共同方法偏差.
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以择业焦虑问卷总分为因变量，性别和专业为影响变量，进行多因素方差分析，结果发现，在择业焦虑总分上性别的主效应显著，F(1，294)= 19.374，p < 0.001，偏η2=0.062；采用独立样本t检验，了解择业焦虑在性别上的差异情况，结果发现，女生择业焦虑得分显著高于男生(M1=74.35，SD1=14.00；M2=66.04，SD2=16.67；t=4.672，p < 0.001，Cohen's d=0.54)；而专业的主效应、性别与专业的交互作用均不显著，F(1，294)=1.930，p>0.05；F(1，294)=0.808，p>0.05.
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相关分析结果显示(表 1)，客观家庭社会经济地位与主观家庭社会地位呈显著正相关(r= 0.281，p < 0.01)，客观家庭经济地位与择业焦虑及其各维度呈显著负相关(p < 0.01)；主观家庭地位与大学生择业焦虑及其各维度的呈显著负相关(p < 0.05，p < 0.01). 择业焦虑各维度与择业焦虑总分的相关系数在0.803~0.902之间，各维度间的相关系数在0.543~0.731之间. 择业焦虑的各维度及择业焦虑总分得分情况分别为：对就业前景担忧(16.79±4.02)分、缺乏就业支持(22.85±5.91)分、自信心不足(18.56±4.84)分、就业竞争压力(12.41±3.53)分、择业焦虑总分(70.61±15.79)分.
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把年龄和性别作为控制变量的条件下(表 2)，客观家庭社会经济地位对择业焦虑存在负向预测作用(β=-0.205，p < 0.001)；客观家庭社会经济地位对主观家庭社会地位存在正向预测作用(β=0.281，p < 0.001)；当客观家庭社会经济地位和主观家庭社会地位同时进入回归方程，客观家庭社会经济地位(β=-0.113，p < 0.05)和主观家庭社会地位(β=-0.325，p < 0.001)均对择业焦虑存在显著的负向预测作用，但客观家庭社会经济地位对择业焦虑预测的标准化系数(绝对值)与单独对择业焦虑的预测系数(绝对值)相比，其值有降低，表明客观家庭社会经济地位通过主观家庭社会地位对大学生的择业焦虑产生间接的影响.
为进一步检验主观家庭社会地位在客观家庭社会经济地位与择业焦虑间中介效应的显著性，采用Process插件中的Model 4进行中介效应的检验.Bootstrap抽样数为5 000，置信区间为95%，中介效应分析结果及路径图显示(表 3，图 1)，客观家庭社会经济地位对择业焦虑的直接效应的Bootstrap 95%置信区间为[-0.223，-0.004]，说明客观家庭社会经济地位对择业焦虑的直接效应显著；主观家庭社会地位在客观家庭社会经济地位与大学择业焦虑之间的间接效应Bootstrap 95% 置信区间为[-0.147，-0.047]，这说明大学生主观家庭社会地位在客观家庭社会经济地位和择业焦虑之间起部分中介作用，中介效应占总效应的比值为45%.
2.1. 共同方法偏差检验
2.2. 大学生择业焦虑的特点
2.3. 客观家庭社会经济地位、主观家庭社会地位与择业焦虑的相关分析
2.4. 主观家庭社会地位的中介效应检验
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本研究发现，女大学生的择业焦虑得分显著高于男大学生，效应量为中等水平，这与以往学者的研究结论一致[24-25]. 说明面临就业，女生的心理压力更大，择业焦虑更为严重. 有学者研究发现[26]，男女大学毕业生的就业状况在性别上存在显著的差异，女生找到工作的比例显著低于男生，这可能与就业过程中招聘单位存在性别偏好有关. 面对找工作的现实，同等条件下，男生可能更受某些用人单位的青睐. 就业中的性别不平等已经成为就业不公平的重要因素，引发女生更多的择业焦虑. 这提示高校教育工作者，在对大学生进行职业心理辅导时，要重点关注女大学生的就业心理状况，引导她们树立合理的职业期望，培养她们的择业信心，鼓励她们以积极的心态面对就业问题.
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本研究发现，客观家庭社会经济地位与主观家庭社会地位呈显著正相关，这与以往的研究结论一致[12, 27]，说明客观家庭社会经济地位在一定程度上可以正向预测主观家庭社会地位；同时本研究发现，客观家庭社会经济地位、主观家庭社会地位都与大学生的择业焦虑呈显著负相关，说明家庭的社会地位越低，大学生的择业焦虑水平越高. 一方面，从家庭压力模型来看[18]，家庭经济地位会显著影响父母对孩子的教养方式. 家庭社会经济地位低的个体，在其成长的过程中，往往接受到更多的不良教养方式，比如过分的严厉、缺乏关爱和温暖等. 因此，低社会经济地位家庭的大学生在择业的过程中，往往缺少来自父母的安慰、鼓励等各种心理支持. 另一方面，低社会经济地位的家庭由于各种资源的缺乏，不能为大学生提供良好的人脉支持和物质支持. 以往学者也证实了社会支持与就业焦虑呈显著负相关[28]，高社会经济地位的家庭可以为大学生提供就业方面的多种支持，缓解大学生的择业焦虑.
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客观家庭社会经济地位不仅对大学生择业焦虑具有重要影响，它还可以通过大学生对自身的主观认知起作用. 自我系统理论认为，外界刺激无法单独作用于个体的身心健康，它会透过自我系统调节对个体产生或大或小的影响，个体的内部认知系统起决定作用[29]. 主观家庭社会地位作为自我认知的成分对大学生择业焦虑起预测作用. 本研究证实了客观家庭社会经济地位不仅对大学生的择业焦虑有直接影响，而且还可以通过主观家庭社会地位对大学生的择业焦虑产生间接影响. 客观家庭经济地位是衡量家庭社会地位高低的外在客观指标，是影响大学生择业焦虑的背景因素，而这种客观的背景因素只有被个体感知到，对家庭社会地位形成积极或者消极的主观评价后，才能对个体的择业焦虑产生影响. 低家庭社会经济地位的个体自身感知为较低社会地位时，他们会对自身及生活感到特别糟糕[30]，进而引发更多的焦虑和抑郁情绪；相反，家庭社会经济地位越高，大学生对自身社会地位的评价相对越高，会形成积极的认知，对自身就业前景的信心就越高[7]，在一定程度上降低了其择业焦虑. 因此，客观家庭社会经济地位这一客观背景变量可以通过主观家庭社会地位这一中介变量对大学生的择业焦虑产生影响.
本研究对于高校教育者进行大学生职业心理咨询与辅导具有重要的借鉴意义. 首先，了解当下大学生择业焦虑的特点，可以帮助教育者在开展职业心理辅导时注意择业焦虑的性别差异，做到因材施教；其次，客观家庭社会经济地位对大学生的择业焦虑会有直接负向预测作用，这提示教育者在开展相关工作时，应重点对低家庭社会经济地位的学生进行择业焦虑的相关干预；最后，因为主观家庭社会地位在客观家庭社会经济地位与大学生择业焦虑之间起部分中介作用，因此，教育者可以通过教育提升大学生的主观家庭社会地位，进而在一定程度上缓解他们的择业焦虑.
此外，本研究也存在一些不足. 一方面，本研究是横断研究，无法确定变量间的因果关系，未来研究可以采用实验法来增加结论的说服力；另一方面，影响大学生择业焦虑的因素很多，本研究只关注了家庭社会经济地位与择业焦虑的关系，但对疫情背景下二者关系的研究还不够深入，未来研究可以在细化家庭因素的基础上，综合考虑疫情的不同阶段学生对疫情的感知和态度等对就业情绪或行为的影响.
3.1. 大学生择业焦虑的特点分析
3.2. 各变量的相关分析
3.3. 主观家庭社会地位的中介作用分析
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本研究通过问卷调查的方法，探讨了家庭社会经济地位与大学生择业焦虑之间的关系，研究得出如下结论：第一，大学生的择业焦虑在性别上存在显著差异，女生的择业焦虑得分显著高于男生；第二，客观家庭社会经济地位与主观家庭社会地位呈显著正相关，主客观家庭社会经济地位与择业焦虑均存在显著负相关；第三，客观家庭社会经济地位显著负向预测大学生择业焦虑，主观家庭社会地位在二者之间起部分中介作用.