“二战+”经历是学业表现的“新起点”吗?
——基于2024年“全国硕士研究生学习和发展调查”的实证研究
党 宇 彭 湃
摘要:基于全国性调查数据,探究“二战+”硕士生和首战成功的硕士生在硕士学业表现上的差异。研究发现,近四分之一的硕士生经过“二战+”考研成功上岸。“二战+”硕士生在学习投入和学业成果方面整体不如首战成功的硕士生,尤其在科研活动投入、自主学习投入和成果发表数量上表现较弱,然而,硕士高校层次对这一差异具有调节作用。此外,“二战+”硕士生在学业心理适应性方面表现更为出色。相较于首战成功的硕士生,“二战+”硕士生更倾向于选择继续去高校读书和在体制内单位就业,较少选择去企业就业。
关键词:二战考研;硕士生教育;学习参与;学业成果;学业适应
作者简介:党宇,华中科技大学教育科学研究院博士研究生;彭湃(通讯作者),华中科技大学教育科学研究院副教授,pengpai@hust.edu.cn。
近年来,受国内经济形势下行、就业压力加大、大学文凭贬值以及社会考研氛围趋于浓厚等多重因素的影响,我国硕士研究生报考人数大幅增加。2017—2024年,报考人数从201万增至438万,而招生人数仅从72万增至119万,导致落榜生群体规模持续增加,大量考生在落榜后选择再考一次或多次。数据显示,2018年往届生约占考研人数的45%,其中半数以上为“二战+”考生[1]。2019年统计显示往届生的比重为48.2%,二战及以上考生的比例约为35%[2]。“二战+”考生已占考研生较大比重。
“二战+”考研是考生落榜后面临的重要抉择。“二战+”考研的直接、间接和心理成本较首战更高。首先,“二战+”考生失去学生身份后无法享受校园资源,且需要支付住宿和交通等费用,他们常选择付费自习室或购买在校生校园卡。其次,失去当年应届生身份意味着失去一些就业机会。最后,“二战+”生考研的心理成本更高,脱离校园环境会带来归属感、依附感的缺失,更为重要的是考研一战失败带来的必须成功的压力感。
然而,考研的收益是长期的。考研成功所带来的硕士文凭收益对“二战+”生和首战生大致相同,但“二战+”生的心理收益更高。考研落榜会引起人生挫败感、自我怀疑等创伤,甚至形成心理结,影响个体一生[3]。考研成功上岸能够帮助考研落榜者走出失败的阴影,建立新的生命视角。更为重要的是,如果不进行二次考研,前一年的“考研成本”将无法转化为硕士学历,考研一战的努力将变为沉没成本[4]。
现有研究主要从社会学视角关注“二战+”考研的选择原因、考研期间的情感体验和行为转变,以及成功上岸者的特质。研究表明,学生的考研选择受到时代的裹挟,是形式上自愿的非自愿行为[5]。“二战+”考生的考研决策是在信息不完全和“学历内卷”的社会环境限制下,倔强、高自尊的性格特征以及名校的感性追求驱动的有限理性行为,从众效应、锚定效应、过度自信和沉没成本效应等可用于解释学生陷入考研循环的非认知心理现象[6]。学生二战考研的原因更具有被动性,主要包括学历追捧和就业竞争下的不得已、失败后的不甘心、顺从他人建议的不确定[7]。这些研究对“二战+”行为的主客观推动力持否定态度。
关于“二战+”学生的经历体验,研究表明多次考研失败是由于学生在定位规划、努力程度、自律等能力上的不足,然而,成功上岸的学生能够发展出“勇”的品质结构[8]。此外,研究普遍认为,考研二战期间个体的情感波动较为明显。一些研究对考研失利后的情感体验[3]和在机构学习的多次考研人的情感体验[9]进行刻画,呈现其焦虑、难熬、崩溃等情绪波动。有研究指出,考研二战经历对学生的心理特质有积极影响,包括增加职业认知、提高职业适应力、锻炼抗压能力和心态调节能力等[7]。
可以看出,现有研究多聚焦于诠释和归纳“二战+”考生群体在考研时期的经历与体验,分析其多次考研的原因,并未探究这些群体在考研后的学业表现,也未将“二战+”与首战硕士生进行比较。且这些研究均为质性研究,缺乏定量数据的支持。
“二战+”经历是个体生命历程中的重大事件,可能会对其硕士生阶段的学习产生影响。从积极方面而言,“二战+”硕士生在考研过程中经历深刻的自我反思与行为调整,“二战+”上岸生所发展出来的毅力和勇气等特质[8],可能会使其在硕士生阶段表现得更加专注与坚韧。然而,考研失败也可能会影响其对自我学习天赋和兴趣的认知,再考过程中的精疲力竭等体验也可能对他们的学习产生负面影响。从筛选论的视角看,由于文化资本的累积效应,“二战+”学生可能被认为是本科阶段不够优秀、不够努力或认知不清的群体,这一劣势可能延续到硕士生阶段。另一种可能性是,由于相同的考试筛选,二者在学业表现上没有明显差异。
总之,“二战+”考生和首战考生在硕士生期间的学业表现是否存在差异尚缺证据支持,仍需进一步研究。鉴于此,本研究采用2024年“全国硕士研究生学习与发展调查”(Study and Development of Master’s Students,SDOMS)数据,探究“二战+”硕士生和首战硕士生在学习参与、学业成果、学业适应和就业意愿等方面的差异,从而揭示“二战+”经历对硕士生可能存在的长期影响。研究成果将为考研落榜生的考研决策提供参考,并为“二战+”硕士生的学业规划、研究生培养机构的教育指导策略及研究生招生制度的优化提供依据。
一、研究设计
1.数据来源
本文使用的数据来自华中科技大学教育科学研究院课题组2024年开展的“全国硕士研究生学习与发展调查”项目,数据样本覆盖我国20个省份的41所高校,共回收12308份问卷,其中有效问卷10367份,问卷有效率84.2%。该调查采用全国范围内的比例抽样调查,样本具有良好的代表性(见表1)。
表1 SDOMS调查(2024)的样本分布与硕士生总体分布
|
维度
|
类别
|
数量
|
样本中占比(%)
|
总体中占比(%)
|
|
学生
性别
|
男
|
4378
|
42.2
|
47.1
|
|
女
|
5989
|
57.8
|
52.9
|
|
学校隶属关系
|
部属高校
|
4400
|
42.4
|
39.5
|
|
地方高校
|
5967
|
57.6
|
60.5
|
|
学位
类型
|
学术学位
|
4613
|
44.5
|
38.4
|
|
专业学位
|
5754
|
55.5
|
61.6
|
|
就读学科门类
|
经济学
|
637
|
6.1
|
3.9
|
|
法学
|
539
|
5.2
|
5.9
|
|
教育学
|
822
|
7.9
|
7.4
|
|
文/史/哲
|
565
|
5.5
|
4.9
|
|
理学
|
755
|
7.3
|
6.8
|
|
工学
|
3731
|
36.0
|
35.3
|
|
农学
|
658
|
6.4
|
5.1
|
|
医学
|
1375
|
13.3
|
11.7
|
|
管理学
|
969
|
9.4
|
15.4*
|
|
艺术学
|
307
|
3.0
|
3.7
|
|
军事学/交叉学科
|
9
|
0.1
|
0.0
|
注:总体占比数据来源于2022年中国教育统计年鉴。见https://hudong.moe.gov.cn/jyb_sjzl/moe_560/2022/quanguo/202401/t20240110_1099524.html。*管理学总体占比指标高因为包含非全日制硕士生。
数据表明,硕士生推免、一战、二战、三战及以上的比例分别为17.9%,58.9%,20.2%和2.9%。将近四分之一的硕士生经历过两次或多次考研才成功上岸。
在进行“二战+”硕士生和首战硕士生的回归模型比较时,结合研究目标剔除了推免学生和军事学/交叉学科的学生样本,保留8506份分析样本。其中首战硕士生、“二战+”硕士生分别占71.8%和28.2%。
2.变量定义
本研究结合已有文献和调研数据,从学生视角出发,选取学习参与(投入)、学业成果(收获)、学业适应(适应能力)和就业意愿(未来期望)作为因变量,旨在考察“二战+”硕士生与首战硕士生在学业表现中的差异。
其中,学习参与主要从学习投入和学习活动参与两个角度衡量。鉴于研究生学位的科研属性,学习参与考虑硕士生在读期间科研投入(时间和主动性)及纵向横向课题的参与情况,为兼顾研究生扩招后非学术倾向的现象,本研究还纳入课程学习和自主学习等非学术投入和实习实践活动的考量。学业成果从客观成绩、成果发表、主观的能力提升三个关键维度衡量。学业适应主要衡量学生导生关系压力感知、学业韧性、导师指导满意度及整体读研满意度的体验,这一维度有助于比较“二战+”考生在适应硕士生学习环境中的心理特质和调适能力。另外,就业意愿可以反映“二战+”硕士生对未来就业市场的期望与准备情况,因此本研究从硕士生毕业去向的高校升学、体制内就业和企业就业三个就业倾向进行分析。
3.模型设定
笔者通过描述统计探究“二战+”硕士生的分布情况,之后采用多元线性回归(OLS)、二元逻辑回归(Logit)和有序逻辑回归(Ologit)方法,实证对比“二战+”硕士生和首战硕士生的学业表现差异。
由于学习参与中的学习投入及学业成果中的能力增值以及学业适应为连续变量,故采用OLS回归进行计量检验。其中,学习投入包括课程学习投入、科研活动投入、自主学习投入和科研主动性;能力增值包括学术能力增值和可迁移能力增值;学业适应包括导生关系压力、学业韧性、导师满意度和总体收获满意度。
对于学习活动参与及毕业就业意愿,采用Logit回归模型探讨其影响。其中,学习活动包括纵向课题、横向项目、专业实践和自主实习参与,就业意愿包括高校升学、体制内就业和企业类就业。在就业意愿的模型中,加入硕士生期间的成果发表数量作为控制变量。
对于学业成果中的硕士阶段成绩排名与成果发表数量这两个有序多分类变量,采用Ologit回归模型进行分析。
二、“二战+”硕士生的分布情况
“二战+”硕士生的具体分布情况如表3所示。在性别上,女生中“二战+”考生的比例略高于男性。在年级之间,“二战+”硕士生比例存在差异。专业学位硕士生中的“二战+”比例明显较高于学术学位硕士生。“二战+”硕士生的比例在普通高校中最高,其次为“211工程”建设高校,“985工程”建设高校中的比例最少。
自变量为是否为“二战+”硕士生的虚拟变量。控制变量包括学生的背景、读研动机及导师相关的三类变量。具体变量选取及问卷题项说明见表2。
图1展示了在不同高校层次流动下,“二战+”硕士生所占比例的差异。对于“985工程”建设高校的硕士生,本科来自“985工程”建设高校、“211工程”建设高校、普通高校的“二战+”考生的比例依次递增,分别为9.8%,14.7%和23.9%,表明高校层次向上跨越越大,“二战+”考生比例越高。对于“211工程”建设高校的硕士生,本科就读于“211工程”建设高校的“二战+”考生比例为18.2%,普通高校为25.1%,而本科就读于“985工程”建设高校的“二战+”考生比例最高,达31.3%。可以看到,尽管向下流动的学生人数较少,但“二战+”考生比例最高。在普通高校的硕士生中,95.4%的人本科就读于普通高校,其中26.7%为“二战+”硕士生,本科就读于“211工程”建设高校和“985工程”建设高校的人数极少。整体来看,在硕士高校为同一层次的情况下,同层流动的硕士生中“二战+”考生比例最低。相比之下,向上流动的硕士生中“二战+”考生比例更高,且流动跨越越大,“二战+”考生比例越高。而高校层次向下流动的硕士生中“二战+”考生比例最高。
表2 具体变量说明
|
维度
|
二级维度
|
变量类别
|
具体变量及说明
|
|
学习参与
|
学习投入
|
课程学习相关时长
|
取值为0–14小时/天
|
|
科研活动相关时长
|
取值为0–14小时/天
|
|
自主学习相关时长
|
取值为0–14小时/天
|
|
科研主动性
|
四道题项的均值,如“我会主动关注研究前沿(知识、理论、方法等)”“有科研上的idea时,我会主动开展研究”
|
|
学习活动参与
|
纵向课题参与
|
未参与=0,参与=1
|
|
横向项目参与
|
未参与=0,参与=1
|
|
专业实践参与
|
未参与=0,参与=1
|
|
自主实习参与
|
未参与=0,参与=1
|
|
学业成果
|
学习成果
|
硕士成绩排名
|
后50%=1,25%–50%=2,10%–25%=3,前10%=4;定序变量
|
|
成果发表数量
|
0项=1,1项=2,2项=3,3项及以上=4;定序变量
|
|
能力增值
|
科研能力增值
|
八道题项的均值,如“专业基础知识和技能”“资料收集与处理能力”
|
|
可迁移能力增值
|
五道题项的均值,如“团队合作能力”“自我管理能力”
|
|
学业适应
|
导生关系压力
|
从完全没有压力到压力很大取值为1–5
|
|
学业韧性
|
四道题项的均值,如“学业挫折不会使我轻易气馁”“ 在遇到难以解决的问题时,我会寻求他人的帮助或支持”
|
|
导师指导满意度
|
从很不满意到很满意取值为1–5
|
|
总体读研收获满意度
|
从很不满意到很满意取值为1–5
|
|
就业意愿
|
高校升学
|
未选择=0,选择=1
|
|
体制内就业
|
包括党政机关、科研设计单位、医疗卫生单位、中初教育单位、其他事业单位;未选择=0,选择=1
|
|
企业类就业
|
包括国有企业、民营企业、三资企业;未选择=0,选择=1
|
|
控制变量
|
背景变量
|
性别
|
男性=0,女性=1
|
|
年级
|
一年级=1,二年级=2,三年级=3;定序变量
|
|
学位类型
|
专业型硕士=0,学术型硕士=1
|
|
学科类型
|
文科(文史哲)=1,社科(教经管法)=2,理工农科=3,医科=4;定序变量
|
|
本科高校层次
|
普通高校=1,211高校=2,985高校=3;定序变量
|
|
硕士高校层次
|
普通高校=1,211高校=2,985高校=3;定序变量
|
|
个体变量
|
读研动机
|
“知识追求”=1,“理想求学”=2,“职业发展”=3,“学术兴趣”=4,“盲从”=5;定序变量
|
|
导师变量
|
导师职称
|
讲师/助理教授/助理研究员=1,副教授/副研究员=2,教授/研究员=3;定序变量
|
|
导师学术活跃度
|
两道题项的均值,如“近五年来,导师发表过学科内的高水平期刊论文”“近五年来,导师经常参与学术会议”
|
|
导师性别
|
男性=0,女性=1
|
不同学科门类中“二战+”硕士生比例存在明显差异(见图2)。艺术学、法学和教育学的“二战+”硕士生比例超过30%,医学、经济学和文学的比例接近25%,相比之下,管理学、工学、农学、理学、哲学和历史学门类的“二战+”硕士生比例较低,其中历史学的考生比例最低,仅为12.7%。
将读研动机划分为五类(如图3所示),可以看到“二战+”硕士生选择理想求学的比例高于首战和推免硕士生,选择知识追求、学术兴趣和盲从相关动机的比例较低。此外,“二战+”硕士生在扩大(或转换)就业方向上的选择比例也明显更高。总体而言,相较于首战硕士生,“二战+”硕士生的读研动机更偏向于理想求学和职业发展,知识追求、学术兴趣驱动或盲从的读研动机更少。在有学科相关的志向与抱负、找到待遇更好的工作方面,卡方检验结果未显示显著性差异,其他动机均表现出显著性差异。
表3 “二战+”、首战和推免硕士生的分布情况
|
项目
|
变量
|
推免硕士生(%)
|
首战硕士生(%)
|
“二战+”硕士生(%)
|
总计
|
|
性别
|
男
|
16.0
|
61.4
|
22.6
|
4378
|
|
女
|
19.3
|
57.2
|
23.5
|
5989
|
|
年级
|
研一
|
18.7
|
57.5
|
23.8
|
5325
|
|
研二
|
16.8
|
61.3
|
21.8
|
3497
|
|
研三
|
17.4
|
58.7
|
23.9
|
1545
|
|
学位类型
|
专业学位硕士生
|
10.2
|
64.5
|
25.3
|
5754
|
|
学术学位硕士生
|
27.6
|
52.1
|
20.4
|
4613
|
|
硕士高校层次
|
普通高校
|
6.1
|
67.1
|
26.8
|
4096
|
|
“211工程”建设高校
|
16.7
|
60.2
|
23.1
|
3987
|
|
“985工程”建设高校
|
41.2
|
42.2
|
16.6
|
2284
|
注:高校层次流动、学科门类和读研动机的具体比例如图1、图2、图3所示。

图1 硕士生的高校层次流动情况及“二战+”考生比例
图2 不同学科门类中“二战+”硕士生的比例
图3 “二战+”硕士生的读研动机情况
三、“二战+”硕士生和首战硕士生的学习比较
1.学习参与差异
对比“二战+”硕士生和首战硕士生在学习投入上的差异(如表4所示)。结果显示,“二战+”硕士生在课程学习投入、科研活动投入和自主学习投入上均低于首战硕士生,尤其在科研活动投入和自主学习投入方面差异显著。然而,在科研主动性上,尽管“二战+”的影响系数为正值,但未达到显著水平,表明两者在科研主动性上无显著差异。
在调节模型中,加入硕士高校层次作为调节变量后,发现“二战+”与课程学习和自主学习投入的负向关系在“985工程”建设高校中显著减弱,且在课程学习投入模型中从“不显著”(coef.=–0.068)转为“显著”(coef.=–0.203,p<0.1)。这表明,“985工程”建设高校显著调节了“二战+”经历与课程学习和自主学习投入之间的负向关系。“二战+”经历与课程学习投入、自主学习投入的关系呈现显著的高校层次差异。在“985工程”建设高校中,“二战+”硕士生的课程学习投入和自主学习投入显著高于首战硕士生,而在普通高校中,“二战+”硕士生的投入则显著低于首战硕士生。
考察“二战+”硕士生和首战硕士生在学习活动参与方面的差异,发现两者在纵向课题、横向项目、专业实践和自主实习参与上均无显著性差异。但加入高校层次调节变量后,在横向项目参与和自主实习参与模型中,“211工程”建设高校和“二战+”的交互项系数呈现正向显著,“二战+”系数则均由负向不显著转为显著。即,在“211工程”建设高校中,“二战+”硕士生的横向项目参与和自主实习参与显著高于首战生,而在普通高校中则显著低于首战生。
表4 “二战+”硕士生学习参与的回归结果
|
解释变量
|
学习投入(OLS)
|
学习活动参与(Logit)
|
|
课程学习投入
|
科研活动投入
|
自主学习投入
|
科研主动性
|
纵向课题参与
|
横向项目参与
|
专业实践参与
|
自主实习参与
|
|
“二战+”
|
–0.068
(0.067)
|
–0.126*
(0.070)
|
–0.129*
(0.068)
|
0.026
(0.018)
|
–0.027
(0.054)
|
–0.035
(0.056)
|
0.047
(0.060)
|
–0.051
(0.057)
|
|
控制变量
|
有
|
有
|
有
|
有
|
有
|
有
|
有
|
有
|
|
N
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
|
R2/Pseudo R2
|
0.096
|
0.165
|
0.045
|
0.209
|
0.053
|
0.048
|
0.057
|
0.097
|
|
|
调节模型
|
|
“二战+”
|
–0.203*
(0.104)
|
–0.126
(0.107)
|
–0.230**
(0.103)
|
0.009
(0.026)
|
–0.130
(0.083)
|
–0.172**
(0.085)
|
0.002
(0.086)
|
–0.199**
(0.092)
|
|
“211工程”建设高校
|
–0.440***
(0.086)
|
–0.027
(0.087)
|
–0.222**
(0.088)
|
–0.057***
(0.022)
|
0.145**
(0.068)
|
0.195***
(0.069)
|
–0.259***
(0.076)
|
0.101
(0.071)
|
|
“985工程”建设高校
|
–0.453***
(0.117)
|
–0.266**
(0.116)
|
–0.225*
(0.119)
|
–0.020
(0.030)
|
0.044
(0.092)
|
0.098
(0.093)
|
–0.028
(0.104)
|
0.204**
(0.097)
|
|
“二战+”*“211工程”建设高校
|
0.174
(0.146)
|
0.047
(0.152)
|
0.104
(0.148)
|
0.012
(0.039)
|
0.161
(0.118)
|
0.268**
(0.121)
|
0.132
(0.129)
|
0.275**
(0.126)
|
|
“二战+”*“985工程”建设高校
|
0.434**
(0.194)
|
–0.112
(0.203)
|
0.385**
(0.196)
|
0.077
(0.054)
|
0.242
(0.157)
|
0.175
(0.163)
|
–0.021
(0.174)
|
0.194
(0.165)
|
|
控制变量
|
有
|
有
|
有
|
有
|
有
|
有
|
有
|
有
|
|
N
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
|
R2/Pseudo R2
|
0.097
|
0.165
|
0.045
|
0.209
|
0.053
|
0.049
|
0.057
|
0.097
|
注:括号内为异方差稳健标准误;*、**、***分别表示在10%,5%,1%水平上显著。常数项系数省略。以下同。
2.学业成果差异
从表5的结果来看,“二战+”对成果发表数量有显著的负向影响,但对硕士成绩排名、学术能力增值和可迁移能力增值则无显著性影响。这表明“二战+”硕士生在成果发表数量上的表现低于首战硕士生,但在硕士成绩排名、学术能力增值和可迁移能力增值感知上,与首战硕士生没有显著差异。“二战+”硕士生在成果发表方面的负向表现,与其相比于首战硕士生更倾向于理想求学和就业,而非学术兴趣的读研动机一致。同时,这一结果也与他们在学习参与方面的负向表现相符,体现出内在逻辑的一致性。
3.学业适应差异
“二战+”学生在考研期间感知的心理成长是否会对其硕士生期间的学业适应产生影响?从表6的结果中可以看出“二战+”经历对缓解导生关系压力、提高学业韧性、导师满意度和总体收获满意度上均具有积极作用。“二战+”硕士生感知的导生关系压力低于首战硕士生,而在学业韧性、导师满意度、总体读研收获的满意度上则显著高于首战生。
表5 “二战+”硕士生学业成果的回归结果
|
解释变量
|
学习成果(ologit)
|
能力增值(OLS)
|
|
硕士成绩排名
|
成果发表数量
|
学术能力增值
|
可迁移能力增值
|
|
二战+
|
–0.064
(0.051)
|
–0.119**
(0.058)
|
0.024
(0.017)
|
0.015
(0.019)
|
|
控制变量
|
有
|
有
|
有
|
有
|
|
N
|
6552
|
8506
|
8506
|
8506
|
|
R2/Pseudo R2
|
0.023
|
0.149
|
0.169
|
0.147
|
注:因部分学生暂无硕士成绩排名,故在硕士成绩排名模型分析中删去此部分样本。
表6 “二战+”硕士生学业适应的回归结果
|
OLS
|
导生关系压力
|
学业韧性
|
导师满意度
|
总体收获满意度
|
|
二战+
|
–0.040
(0.026)
|
0.052***
(0.017)
|
0.037*
(0.021)
|
0.043**
(0.019)
|
|
控制变量
|
有
|
有
|
有
|
有
|
|
N
|
8506
|
8506
|
8506
|
8506
|
|
R2
|
0.064
|
0.155
|
0.213
|
0.168
|
4.就业意愿差异
就业意愿是硕士生学业规划的重要组成部分之一。根据表7的结果,在控制了论文发表数量、学生背景、个体及导师相关变量后,发现“二战+”硕士生与首战硕士生在就业意愿上存在显著差异。具体而言,“二战+”硕士生对高校升学和体制内就业的意愿显著较高,而对企业类就业的意愿显著较低。这表明,“二战+”硕士生更倾向于选择继续深造或进入体制内工作,较少倾向于进入企业类单位。
表7 “二战+”硕士生就业意愿的回归结果
|
Logit
|
高校升学
|
体制内就业
|
企业类就业
|
|
二战+
|
0.115**
(0.052)
|
0.161**
(0.056)
|
–0.086*
(0.052)
|
|
控制变量
|
有
|
有
|
有
|
|
N
|
8506
|
8506
|
8506
|
|
Pseudo R2
|
0.055
|
0.045
|
0.093
|
表8展示了“二战+”硕士生和首战硕士生在不同年级的就业意愿变化。随着年级的增加,硕士生在各类毕业选择上的比例均有所下降,但“二战+”硕士生与首战硕士生之间存在明显差异。特别是对于高校升学的选择,“二战+”硕士生在研一和研二阶段的选择比例显著高于首战硕士生,然而,到研三阶段,“二战+”硕士生选择高校升学的比例却明显下降,甚至低于首战硕士生。
在体制内就业方面,“二战+”硕士生的选择比例在各年级均高于首战硕士生,但这一差异在研三阶段已不再显著,表明在研三阶段,“二战+”硕士生选择体制内就业的人数出现了更为明显的下降。
对于在企业类就业,“二战+”硕士生的比例自研一阶段便低于首战硕士生,但随着年级升高,二者的差异逐渐缩小,至研三阶段已不再显著。这表明,相较于首战硕士生,“二战+”硕士生的企业类就业意愿下降幅度较小。
这些数据揭示了“二战+”硕士生在不同年级的就业意愿变化。相较于首战硕士生,“二战+”硕士生的就业意愿在各年级之间的变动更为明显,这一现象值得在未来的研究中进一步探讨。
四、结论与启示
本研究使用2024年硕士研究生学习与发展调查数据,探究“二战+”考生和首战生在硕士生阶段的学习参与、学业成果、学业适应和就业意愿方面的差异。根据实证分析,得出以下主要结论:
1.“二战+”硕士生在学习投入和学业成果上整体不如首战硕士生
在科研活动投入、自主学习投入以及成果发表数量方面,“二战+”硕士生表现较弱,表明他们在考研期间形成的自律和良好学习习惯等,未能在研究生阶段有效延续。然而,他们在学习活动参与和能力增值感知上与首战硕士生无显著差异。“二战+”硕士生和首战硕士生的学习参与差异在不同高校层次间表现出异质性。在“985工程”建设高校中,“二战+”硕士生的课程学习投入和自主学习投入显著高于首战硕士生,而在普通高校中,则显著低于首战硕士生。对于“211工程”建设高校,“二战+”硕士生在横向项目和自主实习参与上显著高于首战生,在普通高校中差异则相反。这表明,学术环境和教育资源等因素在“二战+”硕士生的学习投入中发挥了重要的作用。
2.“二战+”硕士生在学业心理适应性上表现更为出色
与首战硕士生相比,他们感受到更低的导生关系压力,并在学业韧性、导师满意度和整体读研收获满意度上有更高的评价。尽管低压力有可能源于他们较低的学术参与,背后可能隐藏着对学术和学习的关注不足。但在学业韧性、导师满意度和整体读研收获满意度上的较高评价,反映了他们较强的心理调适能力和在学业适应方面较为成熟。以往研究发现,考研落榜生经历了考研失利的不良体验[3],“二战+”硕士生通过培养出“勇”的品质成功上岸[8]。本研究的结论进一步表明,这种情感成长具有连续性。“二战+”硕士生在经历考研失败的低谷并成功上岸后,情绪波动的阈值得到拓宽,展现出更强的心理韧性和适应能力。在用人单位日益重视团队合作和心理素质的背景下,“二战+”硕士生在自我心理调适和韧性方面的优势,恰好契合了这些需求。
表8 “二战+”硕士生和首战硕士生的就业意愿比较
|
项目
|
高校升学
|
体制内就业
|
企业类就业
|
|
一年级
|
二年级
|
三年级
|
一年级
|
二年级
|
三年级
|
一年级
|
二年级
|
三年级
|
|
首战硕士生
|
38.7%
|
38.1%
|
34.0%
|
71.7%
|
71.2%
|
64.7%
|
52.1%
|
49.4%
|
40.8%
|
|
“二战+”硕士生
|
42.2%
|
41.9%
|
31.4%
|
75.1%
|
75.9%
|
67.5%
|
46.7%
|
44.2%
|
39.0%
|
3.“二战+”硕士生毕业后更倾向于选择高校升学和体制内就业,选择企业类就业的人较少,且就业意愿随着年级升高变化更为明显
相较于首战硕士生,“二战+”硕士生在低年级时更倾向于选择高校升学和体制内就业等较为稳定的选项,选择企业类就业的几率更低。随着年级的升高,“二战+”硕士生在升学选择意愿上的波动性比首战硕士生更大,他们的高校升学选择出现了更明显的下降。到研三阶段,他们的升学意愿甚至低于首战生。
“二战+”考研不仅是落榜生重要的人生抉择,更是重要的心路历程。研究表明,“二战+”经历并未对他们硕士生阶段的学业表现带来长期的正面影响,但其心理适应性显著提升。这对研究生教育资源的有效利用并无益处。因此,针对本文实证结果,提出以下建议:
第一,学生在考虑是否再次考研时,应结合自身的学习需求与职业目标进行全面评估。一方面,学生应全面了解硕士生阶段学习对个人发展的具体影响,并清楚认识为获得相应回报所需付出的努力与转变。如果考研仅为提升自我或缓解就业压力,而未做好切实投入学习的行为准备,可能导致硕士生阶段的学习收获与期望不符,无法有效提升个人技能。另一方面,学生需清楚认识到研究生学历的逐渐贬值。有报道指出,针对2024年毕业生就业情况的调研报告显示,普通本科院校的硕博毕业生获得录用的比例低于同类院校的本科毕业生[10]。因此,学生应将考研的成本与收益放在更长远的职业生涯规划中加以考量,避免陷入考研的“旋涡”。
第二,高校应在考研引导方面发挥积极作用,在学生进行初次考研和“二战+”选择时,提供关于硕士生阶段学习和就业的实用信息与建议,帮助他们做出更加理性的选择。
第三,硕士生培养单位应加强对学生就业指导的早期干预,帮助学生尽早规划职业发展路径,避免低学习投入和不明确的就业意愿浪费硕士生阶段的宝贵时间,从而使学生在求职阶段避免处于被动局面。
最后,由于本研究基于横截面数据,无法追踪“二战+”学生在硕士生期间学习参与、学业成果、学业适应和就业意愿的变化,因而难以得到变量间严格意义上的因果关系。此外,学业适应和就业意愿的测量主要依赖于学生的主观判断,可能会给本文结果带来一定影响。未来研究可以结合质性研究方法,为“二战+”硕士生的学业表现提供更加全面的解释,或通过更为细致的量化分析,探究“二战+”硕士生学业表现的影响机制。
参考文献
[1] 中国教育在线. 2019年全国研究生招生调查报告[EB/OL]. (2019-11-20) [2024-09-15]. https://www.eol.cn/e_ky/zt/2019/ report/section5.html#sc_5.
[2] 研招网2019年全国硕士研究生招生数据报告[EB/OL]. (2019-06-01) [2024-09-15]. https://yz.chsi.com.cn/yzzt/fxbg 2019.
[3] 程春雪. 考研失利经验的诠释现象学心理学研究[D]. 南京:南京师范大学, 2021.
[4] 杨世豪. 2024年考研二战人数超五成: 别把考研失败当“沉没成本”[N]. 红网, 2024-07-20.
[5] 陈振中, 唐雪滋. 考研落榜下的限制与突围——基于生命历程理论的叙事考察[J]. 教育与教学研究, 2023, 37(10): 14-27.
[6] 宫颢韵, 田浩然. 走入考研循环: 从有限理性视角看大学生考研决策行为[J]. 学位与研究生教育, 2023(7): 54-61.
[7] 孙竞, 谢晓锋. 大学生“考研二战”背后的现象分析——基于访谈的质性研究[J]. 科教文汇, 2024(5): 27-32.
[8] 田浩然, 宫颢韵. 考研为何“越战越勇”——基于多次考研“上岸”学生的扎根理论研究[J]. 大学教育科学, 2023(5): 85-96.
[9] 关惠誉, 程猛. 购买希望与苦读时空的再造——“在机构考研”的情感体验与社会心态研究[J]. 中国青年社会科学, 2024, 43(3): 2-13.
[10] 田进, 胡淼. 研究生就业难于本科生[N]. 经济观察报, 2024-05-25.
(选自《学位与研究生教育》2026年第1期)