1 引言
2025年全国29个省份将实施新高考，新高考政策在考试科目、成绩组成、志愿填报方式与录取规则上有显著变化，更加关注学生的个性化发展与综合素质提升。相较于以往的高考政策，新高考政策对高中生的大学专业选择提出了更高的要求，而大学专业方向与个人的职业发展规划有着紧密联系。因此，中学生职业规划受到极大关注，越来越多的高中开始实施职业发展与规划教育。但当前国内中学生职业规划教育还存在教学效果不佳等问题(崔海丽 等, 2022)，主要的原因可能在于不了解高中生未来职业规划的发展轨迹及其重要影响因素。另一方面，社会公正对个体未来发展有着重要作用，当个体觉得社会公正时，他们相信自己的努力会得到应有的回报，也就愿意开展未来的发展规划(周春燕, 郭永玉, 2013)。因此，有必要通过纵向研究设计来探究高中生未来职业规划的发展趋势，同时分析社会公正信念对该发展趋势的作用。
心理学对未来规划的探究始于未来取向的相关研究，Nurmi(1991)认为未来取向是动态心理过程，包含动机、规划与评价三个发展阶段；在后来提出的未来取向过程模型中，他将未来规划定义为个体从思想和行为上基于目标开展规划并最终实现目标的心理过程，并指出青少年主要在三个领域(教育、职业、婚姻/家庭)开展未来规划。职业领域的未来规划即未来职业规划，是指个体对未来职业设立目标、建构计划并付诸于行动的过程(许丹佳 等, 2019)。从定义来看，未来职业规划是一个动态发展过程。随着年龄增长，高中生的未来职业目标会发生变化，他们的未来职业规划也应该有着相应的变化。未来规划成熟假说认为随着心理与生理成熟，高中生可以更合理、有效地开展未来规划，他们对未来职业规划会越来越多(Kalakoski & Nurmi, 1998)。Mau和Bikos(2000)、Mello(2009)的追踪研究都表明高中生的未来职业规划水平确实在不断增长。但也有研究得到不同的结果，如Kalakoski和Nurmi(1998)的研究表明青少年未来职业规划的最高水平出现在初升高的时间段，Lee和Rojewski(2009)发现高中生的未来职业规划呈现先增长后下降的变化趋势。于是，有研究者提出转变假说来解释未来规划的发展变化。该假说认为规划背景与时点影响个体未来规划的发展，未来职业规划会随着年龄的增长而呈非线性变化(Massey et al., 2008)。当处于学年、学段等未来规划的重要转变节点时，个体的未来职业规划就会展现高水平，而后又慢慢恢复到节点前的水平(Kalakoski & Nurmi, 1998)。总体来看，现有研究表明高中生未来职业规划的发展趋势呈多样性。
上述研究多整体探究未来规划，但研究者指出未来职业规划包括未来职业探索和未来职业投入两个独立的过程(许丹佳 等, 2019; Zhao et al., 2019)，二者的发展可能会不一致，应该分别探究其变化轨迹。另外，以往的研究对象主要是西方文化下的中学生，目前国内少有纵向研究探究高中生的未来职业规划。只有于凤杰等人(2013)的追踪数据表明初中生未来职业规划水平高于高中生，但该研究未探究高中生未来职业规划的发展趋势。考虑到当前国内高中职业规划教育、高考政策与西方社会有很大不同，加上近年来新高考政策的影响，中国文化背景下高中生未来职业规划可能会呈现出有别于上述研究的发展趋势。因此，本研究提出假设1：高中生未来职业探索与未来职业投入会呈现不同的发展趋势。
此外，未来取向过程模型指出事物发展的相关信念是未来规划的重要预测因素(Nurmi, 1991)。事物发展的关系中有个非常重要的信念，即未来目标达成与当前努力付出间的因果关系。如果相信“一份耕耘，一份收获”，未来发展与当下努力有必然联系，个体就愿意开展未来规划。这种结果与自身行为或品行有某种因果关系的信念即公正世界信念，Lerner(1974)认为其是人类的一种基本信念。公正世界信念理论认为其为个体提供一种解释框架，使得个体相信自己所在的世界是公正的，这个世界的个体都能得到应得的结果(Hafer, 2000; Oppenheimer, 2006)。个体也会认为所有的事情都不是偶然的而是有因果联系的，现在的结果与以前的某些行为是有关联的(Mudrack, 2005)。秉持公正世界信念可以使个体有确定感与控制感，愿意付出努力以追求长远目标(张陆 等, 2022; Bartholomaeus & Strelan, 2019)。以往的研究已经表明公正世界信念可以预测个体的职业规划(Nudelman et al., 2016; Sutton & Winnard, 2007)，还有研究者发现公正世界信念对个体未来目标追求的纵向长期影响(Bartholomaeus et al., 2023; Callan et al., 2009; Ucar & Dalbert, 2020)。上述研究多考虑公正世界信念对未来规划的整体作用，但Lipkus等人(1996)认为公正世界信念应分为个人公正世界信念和一般公正世界信念。前者即相信世界对个体自己是公正的，后者则认为世界对他人是公正的(周春燕, 郭永玉, 2013)。大量研究也表明它们具有不同的结构(田媛 等, 2019; Kaliuzhna, 2020)。基于此，本研究提出假设2：个人公正世界信念和一般公正世界信念对高中生未来职业规划发展趋势的影响有差异。
基于此，本研究采用潜变量增长模型探究高中生未来职业规划的发展趋势及公正世界信念的影响。考虑到有研究已表明主观社会阶层、性别是个体未来规划的重要影响因素(陈曦 等, 2015; 于凤杰 等, 2013; 周丹 等, 2016)，本研究将这两个因素作为协变量进行控制。
2 研究方法
2.1 被试
以整群抽样法，在湖北省武汉市与荆门市分别选取两所高级中学(重点中学与非重点中学各一所)高一学生，参加为期2年共5次的追踪研究。第一次测试时间为2021年10月(T1)，第二次测试时间为2022年4月(T2)，第三次测试时间为2022年10月(T3)，第四次测试时间为2023年4月(T4)，第五次测试时间为2023年10月(T5)。第一次测试时有1823名高中生参与，因请假、转学、退学等原因，第二到第五次测试的有效样本量分别为1795、1765、1723、1709。共有1646名高中生参与了5次测查，其中女生890人，男生756人。第一次测试时平均年龄为15.60±0.63岁。
卡方检验及独立样本t检验结果表明，流失被试与未流失被试在性别、年龄、主观社会阶层、个人公正世界信念、一般公正世界信念、未来职业探索、未来职业投入上均没有显著差异(ps>0.05)，这说明追踪数据不存在被试的结构化流失。
2.2 研究过程
研究由经过严格专业训练的研究生组织实施，问卷调查采用集体测试。测试前获得学校、家长和学生的同意。主观社会阶层、公正世界信念仅在T1时测查。
2.3 研究工具
2.3.1 未来职业规划
2.3.2 公正世界信念
2.3.3 主观社会阶层
采用Adler等人(2000)编制的MacArthur量表测量主观社会经济地位。该量表是一个10级阶梯量表，梯子各级代表了所处的不同的社会阶层，等级越高，表示其所处的阶层地位越高。被试评价自己或自己的家庭目前在社会中处于哪个社会阶层等级。
2.4 数据分析
采用SPSS22.0对数据进行录入、整理与校正，并进行共同方法偏差检验、描述统计、Logistic回归分析。使用Mplus7.0进行潜变量增长模型分析。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
采用Harman单因子检验，结果表明第一次问卷调查的数据共产生了4个特征值大于1的公因子。其中解释的最大变异量为25.72%，小于40%的临界值(周浩, 龙立荣, 2004)。另外，本研究是纵向追踪研究，因此结论受到共同方法偏差的影响较小。
3.2 描述性统计及相关分析
高中生公正世界信念及5次追踪测量的未来职业规划的均值、标准差、相关系数见表1 。结果表明，高中生未来职业探索得分中等，在两年时间内整体呈先下降后增长趋势；高中生未来职业投入得分较高，在两年时间内整体没有明显的线性变化趋势。公正世界信念的两个维度得分均较高。公正世界信念与未来职业规划存在低相关。
表1 各变量的均值、标准差及相关矩阵 |
| 变量 | M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 |
| 1.T1未来职业探索 | 3.10±0.53 | |||||||||||
| 2.T2未来职业探索 | 3.08±0.52 | 0.06* | ||||||||||
| 3.T3未来职业探索 | 3.02±0.71 | 0.07** | 0.29*** | |||||||||
| 4.T4未来职业探索 | 3.11±0.70 | 0.27*** | 0.19*** | 0.34*** | ||||||||
| 5.T5未来职业探索 | 3.18±0.62 | 0.08* | 0.19*** | 0.26*** | 0.30*** | |||||||
| 6.T1未来职业投入 | 3.24±0.69 | 0.04 | 0.15*** | 0.03 | −0.01 | 0.03 | ||||||
| 7.T2未来职业投入 | 3.15±0.87 | 0.03 | 0.08** | 0.14*** | 0.05* | 0.06 | 0.37*** | |||||
| 8.T3未来职业投入 | 3.43±0.66 | 0.12*** | 0.06** | 0.15*** | 0.23*** | 0.14*** | 0.07* | −0.01 | ||||
| 9.T4未来职业投入 | 3.45±0.49 | 0.10*** | 0.11*** | 0.14*** | 0.14*** | 0.34*** | 0.01 | −0.02 | 0.24** | |||
| 10.T5未来职业投入 | 3.37±0.60 | 0.02 | 0.10*** | 0.04 | 0.03 | 0.08** | 0.41*** | 0.01 | −0.04 | 0.01 | ||
| 11.个人公正世界信念 | 3.67±0.75 | 0.06* | 0.02 | 0.12*** | 0.22*** | 0.22*** | 0.02 | 0.06* | 0.23*** | 0.13*** | 0.02 | |
| 12.一般公正世界信念 | 3.89±0.79 | 0.03 | 0.06* | 0.17*** | 0.14*** | 0.08** | −0.01 | 0.07** | 0.08** | 0.10*** | −0.01 | 0.30*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 高中生未来职业规划发展趋势分析
采用无条件潜变量线性增长模型分别考察未来职业探索与未来职业投入的发展趋势，结果表明未来职业探索模型(CFI=0.70, TLI=0.73, RMSEA=0.10, SRMR=0.10)与未来职业投入模型(CFI=0.64, TLI=0.62, RMSEA=0.16, SRMR=0.17)的拟合指标都未达到标准，这说明潜变量线性增长模型不适合探究未来职业规划的发展趋势。
本研究未来职业探索的5次测量得分整体呈现先下降后增长的趋势，高中生未来职业探索发展趋势可能存在阶段性。根据刘源等人(2013)的建议，比较不定义增长曲线模型与多阶段增长模型的拟合指标，以确定探究多阶段发展趋势的合理性。建构这两个模型，结果发现两阶段潜变量增长模型的拟合指标(AIC=14853.54, BIC=14924.05, aBIC=14882.75, CFI=0.87, TLI=0.82, RMSEA=0.08, SRMR=0.06)优于不定义增长曲线模型(AIC=14907.07, BIC=14972.16, aBIC=14934.03, CFI=0.75, TLI=0.69, RMSEA=0.10, SRMR=0.06)。因此，采用两阶段潜变量增长模型的分析结果(见表2 )。结果表明，T1到T3未来职业探索呈下降趋势，T3到T5呈增长趋势。此外，增长速率与下降速率负相关(r=−0.03, p<0.001)。
表2 高中生未来职业探索的两阶段发展趋势 |
| 估计值 | SE | p | |
| 截距(I) | 3.11 | 0.01 | <0.001 |
| 斜率1(S1) | −0.04 | 0.01 | <0.001 |
| 斜率2(S2) | 0.07 | 0.01 | <0.001 |
注：S1为T1到T3的发展斜率，S2为T3到第T5的发展斜率，以下同。 |
本研究未来职业投入的5次得分整体没有明显的线性变化趋势与阶段发展性，因此可能存在发展趋势的群体异质性(刘红云, 2007)。采用潜变量混合增长模型分别构建1类～4类增长模型，拟合结果见表3 。从AIC、BIC、aBIC、Entropy来看，4类模型最佳。从LMRT来看，2类模型最佳。从BLRT来看，3类模型最佳(Nylund et al., 2007)。由于4类模型有两个亚组的样本占比不到1%，3类模型有一个亚组的样本占比只有3%，最终选定2类模型为最佳的拟合模型。
表3 高中生未来职业投入潜变量混合增长模型的拟合指数 |
| 类别 | AIC | BIC | aBIC | Entropy | LMRT | BLRT | 各亚组人数占比(%) |
| 1 | 16512.89 | 16567.13 | 16535.36 | ||||
| 2 | 16186.52 | 16257.04 | 16215.74 | 0.90 | 318.08*** | 332.36*** | 79.59/20.41 |
| 3 | 16160.71 | 16247.50 | 16196.67 | 0.90 | 30.44 | 31.81* | 15.99/80.97/3.04 |
| 4 | 16148.97 | 16252.03 | 16191.67 | 0.91 | 16.98 | 17.75 | 19.27/0.48/0.95/79.30 |
高中生未来职业投入发展趋势可分为两个亚组(见图1 )。其中，第一亚组占比为79.59%，他们的未来职业投入高一时较高，高中三年呈下降趋势(I=3.48, p<0.001; S=−0.02, p<0.001)，命名为“高投入下降组”。第二亚组占比为20.41%，他们的未来职业投入高一时较低，高中三年呈增长趋势(I=2.25, p<0.001; S=0.33, p<0.001)，命名为“低投入增长组”。
3.4 公正世界信念对高中生未来职业规划发展趋势的预测分析
以性别、主观社会阶层为协变量，公正世界信念为自变量，构建未来职业探索的两阶段潜变量增长模型。模型拟合良好，CFI=0.97，RMSEA=0.05，SRMR=0.02。结果表明(见表4 )，一般公正世界信念正向预测T1～T3学生未来职业探索的下降速率，负向预测T3～T5学生未来职业探索的增长速率。
表4 公正世界信念对高中生未来职业探索发展趋势的预测作用 |
| 预测因素 | 截距(I) | 斜率1(S1) | 斜率2(S2) | |||||
| b | p | b | p | b | p | |||
| 性别 | −0.004 | 0.57 | −0.001 | 0.84 | 0.003 | 0.51 | ||
| 主观社会阶层 | 0.009 | 0.15 | 0.001 | 0.84 | −0.004 | 0.39 | ||
| 个人公正世界信念 | 0.010 | 0.61 | 0.022 | 0.26 | 0.023 | 0.06 | ||
| 一般公正世界信念 | −0.001 | 0.97 | 0.061 | 0.001 | −0.026 | 0.02 | ||
为探究公正世界信念对高中生未来职业投入发展模式的影响，以性别、主观社会阶层为协变量，个人公正世界信念、一般公正世界信念为自变量，被试归属低投入增长组为参考组，进行Logistic回归分析，得出被试归属为高投入下降组的发生比。结果表明(见表5 )，主观社会阶层、个人公正世界信念增加被试归属为高投入下降组的概率。
表5 公正世界信念对高中生未来职业投入发展模式的作用 |
| B | Exp(B) | p | 95%CI | |
| 性别 | −0.04 | 0.96 | 0.72 | [0.75, 1.22] |
| 主观社会阶层 | 0.06 | 1.07 | 0.03 | [1.01, 1.13] |
| 个人公正世界信念 | 0.20 | 1.23 | 0.02 | [1.03, 1.45] |
| 一般公正世界信念 | −0.15 | 0.86 | 0.06 | [0.73, 1.01] |
4 讨论
4.1 高中生未来职业规划的发展特点
本研究通过两年的追踪发现高中生未来职业规划发展趋势存在阶段性与异质性，未来职业探索呈现先下降后增长的两阶段性，未来职业投入发展趋势存在高投入下降组与低投入增长组两个亚组，假设1得到验证。本研究得到的未来职业探索阶段性与国外的研究结果并不一致(Lee & Rojewski, 2009)，这可能是中西方文化、高中教学安排、高考招生制度等方面差异导致的。在中国传统思想的影响下，升学是高中生的重要目标。当前大学入学率的提高，使得接受高等教育成为大多数高中生可以实现的未来目标(崔海丽 等, 2022; 张玲玲 等, 2008)。从高一开始，高中生就会增加对教育目标的探索(于凤杰 等, 2013; 周爱保 等, 2022)。青少年的未来规划主要集中在教育领域和职业领域(张玲玲 等, 2008)，教育探索的增加就会使职业探索减少。但从高二开始，高中生未来职业探索会转变为增长趋势。转变假说指出，当出现影响未来规划的重要事件时，个体的未来规划发展趋势就可能发生转变(Kalakoski & Nurmi, 1998)。按照目前的高中教学安排，高二上学期学生已经确定高考科目，并且正式开始选课走班，这可能是影响高中生未来规划的重大事件。此时，学生需要深入了解高考科目组合对应的相关职业信息(如就业前景、薪资水平、工作岗位等)，也就会开展越来越多的未来职业探索，这就使未来职业探索的发展趋势发生转变。此外，新高考政策下每个科目组合对应多种学科专业，到高考志愿填写时学生才需要选定特定专业(刘海峰, 韦骅峰, 2023)。因此，选定高考科目的高中生仍然会持续增加探索，以充分了解自己的科目组合所对应的大量学科专业及其职业信息，从而可以相互比较而逐渐聚焦到少数专业，最终指导高考后自己的志愿填报。综合来看，高一到高二未来职业探索呈下降趋势，但高二上学期开始会转变为增长趋势。
此外，本研究发现的未来职业投入异质性与以往的研究结果是一致的(周丹 等, 2016)。与职业探索不同，职业投入是个体为实现自己的职业目标而付出的实际努力。进入高中学习后，大多数学生的未来目标会逐渐明确，即三年后要升学继续学业(崔海丽 等, 2022)。他们将更多精力与时间投入到课程知识学习、高考信息获取等教育领域，而职业领域的投入就会呈现下降趋势。另一方面，在当前高考招生制度下，分数是决定性因素(张会杰, 2019)。对成绩一直较差的少部分学生来说，他们并没有明确且坚定的未来目标(王新凤, 2021)。他们会逐渐意识到自己的未来教育目标很难实现，父母、学校会建议他们将未来目标转向职业领域，他们也就相应地在职业规划中逐步增加时间、精力与付出。因此，大多数高中生未来职业投入就会呈下降趋势，而少部分高中生则呈增长趋势。
4.2 公正世界信念对高中生未来职业规划发展轨迹的影响
本研究发现个人公正世界信念可以预测高中生的未来职业投入，高水平个人公正世界信念的高中生更可能属于未来职业“高投入下降组”。公正世界信念理论指出个人公正世界信念越强的个体，越觉得自己的未来是受自己控制的，也越坚信自己的未来发展与当前努力的因果关联性。为了获得美好的未来，他们更愿意付出努力、增加规划(Hafer et al., 2005; Ucar & Dalbert, 2020)。因此，这些高中生有着较高的未来职业投入初始水平。随着高中阶段学习生活的开始，大多数高中生慢慢地会将自己的未来规划集中于教育领域，他们的未来教育投入会越来越多，而未来职业投入则会呈下降趋势。
本追踪研究还表明，一般公正世界信念越高，T1～T3阶段(高一学生)的未来职业探索下降速率越快，但在T3～T5阶段(高二学生)的未来职业探索增长速率越慢。进入高中后，高一新生就了解到需要重视未来规划，特别是要考虑即将到来的高考选科。高中生的未来规划主要涉及教育与职业两个领域(张玲玲 等, 2008)，而国内高中阶段的未来规划主要针对教育领域(于凤杰 等, 2013)。研究表明高中生教育规划整体呈增长趋势，绝大多数高中生会持续增加学习投入、教育目标探索等(周爱保 等, 2022)。相较于一般公正世界信念低的高中生，一般公正世界信念高的高中生更相信努力付出的他人能实现各自的未来目标(Kaliuzhna, 2020)，也就会更关注周围同学的未来教育探索。而同学们日益增长的教育探索也会激发这些高中生自己加大教育探索。个体的时间与精力都是有限的，教育探索的增加就会引发职业领域探索的减少，也就导致T1～T3阶段未来职业探索下降速率更大，T3～T5阶段的增长速率更小。
最后，本研究发现个人公正世界信念只影响未来职业投入，一般公正世界信念只影响未来职业探索，假设2成立。Lipkus等人(1996)指出个人公正世界信念与一般公正世界信念对应于自我与他人维度，二者有不同的内涵与作用。个人公正世界信念对个体内部动机作用更大，一般公正世界信念则更能影响个体的外部动机(Bègue & Bastounis, 2003; Sutton & Douglas, 2005)。在未来职业规划的投入过程中，个体需要不断地付出时间、精力和努力(于凤杰 等, 2013)。相较于外部动机，内部动机更能维持个体的努力付出。因此，对内部动机作用更强的个人公正世界信念就会影响未来职业投入。而未来职业规划的探索过程主要涉及未来职业目标的确定，国内高中生的未来职业目标主要由父母、老师等外部因素决定，他们很少会自主探索(黄晓玲, 杨德军, 2022)。相比于内部动机，外部动机对他们的未来职业探索的影响更大。于是，对外部动机作用更大的一般公正世界信念就会影响未来职业探索。
4.3 研究不足与展望
本研究仅调查中部地区一个省两个城市的高中生，样本代表性不足，结果推论有一定的局限。此外，本追踪研究未控制学业水平、经济社会发展水平等因素的影响。最后，本研究只探究了公正世界信念随时间固定的静态影响，田媛等人(2019)的研究表明中学生的一般公正世界信念呈下降趋势，可见应考察公正世界信念对青少年发展的动态纵向影响。
发展情境论认为青少年的发展是个体与其社会环境互动的结果(Lerner, 2002)，要描述青少年未来规划的发展特点，不仅要考虑年龄特点，更要了解其所处的社会经济文化因素。未来研究有必要采用更长期的追踪研究和多层设计，以全面了解青少年未来规划的发展趋势以及社会经济文化因素的影响。此外，探究公正世界信念的作用时，可考虑采用以个体为中心的统计分析方法得到个人公正世界信念和一般公正世界信念的组合模式，再探讨其整体影响。
5 结论
本追踪研究发现高中生未来职业探索的发展在高二出现分界点，前期呈下降趋势，后期转变为增长趋势。高中生未来职业投入的发展趋势具有群体异质性，可分为“高投入下降组”和“低投入增长组”。此外，公正世界信念是高中生未来职业规划发展趋势的重要影响因素。