發(fā)布時(shí)間：2022-11-01 23:58:05
序言：寫(xiě)作是分享個(gè)人見(jiàn)解和探索未知領(lǐng)域的橋梁，我們?yōu)槟x了8篇的人口學(xué)論文樣本，期待這些樣本能夠?yàn)槟峁┴S富的參考和啟發(fā)，請(qǐng)盡情閱讀。
二孩思想其實(shí)與我國(guó)的孝道思想是統(tǒng)一的，都是是儒家及儒家思想核心之一，也是中國(guó)傳統(tǒng)文化的重要組成部分。由于這種孝道思想的影響，中華民族才形成了尊老愛(ài)幼，孝敬老人，贍養(yǎng)老人的傳統(tǒng)美德。據(jù)有關(guān)資料統(tǒng)計(jì)，2010年底，我國(guó)60歲以上的老年已達(dá)1.3億，占總?cè)丝诘?1%，根據(jù)科學(xué)預(yù)測(cè)，到2025年底老年人口將達(dá)2.8億，約占總?cè)丝诘?0%。顯然，我國(guó)正以驚人的速度進(jìn)入老齡化社會(huì)。而且，我國(guó)進(jìn)入老齡化社會(huì)與發(fā)達(dá)國(guó)家不同，是在經(jīng)濟(jì)相對(duì)落后的情況下進(jìn)入的，時(shí)間短，速度快，指望在短期內(nèi)用社會(huì)保障和敬老院來(lái)實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)，老有所樂(lè)，老有所醫(yī)。
選題的意義
A 從理論上看，豐富和深化了儒家“孝道”思想的研究，有助于我們?cè)谑袌?chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下建立健康的養(yǎng)老體系
B 從實(shí)踐上看，對(duì)于加強(qiáng)家庭道德建設(shè)，推進(jìn)家庭文明以及社會(huì)主義精神文明的發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
二、研究的基本內(nèi)容，擬解決的主要問(wèn)題：
基本內(nèi)容
儒家“孝道”思想與現(xiàn)代家庭養(yǎng)老
1儒家“孝道”的基本內(nèi)容
2儒家“孝道”原則的糟粕和精華
3現(xiàn)代中國(guó)的家庭養(yǎng)老
4儒家孝道的現(xiàn)代轉(zhuǎn)承
擬解決的主要問(wèn)題
1、重點(diǎn)：在現(xiàn)在市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下對(duì)儒家“孝道”的轉(zhuǎn)承
2、難點(diǎn)：理論分析，實(shí)證分析儒家“孝道”的糟粕和精華
三、研究的步驟、方法、措施及進(jìn)度安排：
步驟：
1、收集資料
2、歸納整理資料
3、編寫(xiě)寫(xiě)作提綱
4、寫(xiě)作論文
5、修改文章
6、完善定稿
方法：1、文獻(xiàn)研究法;
2、歷史分析法;
3、演繹歸納法;
4、分析綜合法。
措施：
1、充分收集資料
2、對(duì)資料進(jìn)行閱讀，分析和綜合
3、制定寫(xiě)作計(jì)劃表
4、主動(dòng)多與指導(dǎo)老師交流
進(jìn)度安排：
1、2015年12月20日前確定選題
2、2016年1月16日前提交開(kāi)題報(bào)告
3、2016年4月10日前提交論文初稿交指導(dǎo)老師審閱后進(jìn)行修改。
4、2016年5月20日前交定稿。
(1)家庭教育觀(guān)念。在我們的調(diào)查中，大多數(shù)家長(zhǎng)認(rèn)為，教育孩子的責(zé)任應(yīng)當(dāng)由家庭、學(xué)校、社會(huì)共同承擔(dān)。但也有6%的家長(zhǎng)說(shuō)不清楚，5%的家長(zhǎng)認(rèn)為是社會(huì)責(zé)任，10%的家長(zhǎng)認(rèn)為是學(xué)校責(zé)任，35%的家長(zhǎng)認(rèn)為家庭教育對(duì)流動(dòng)兒童不太重要，但同時(shí)也有78%的家長(zhǎng)認(rèn)為家庭生活中最重要的就是教育問(wèn)題，79%的家長(zhǎng)認(rèn)為，教育孩子不僅僅是為了自己的孩子也是為了國(guó)家。(2)家庭教育行為。首先，我們從教育投入上分析。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)在時(shí)間投入上并不多，有12%的家長(zhǎng)因?yàn)楣ぷ魈α?，沒(méi)有時(shí)間有意識(shí)地與孩子在一起，有10%的家長(zhǎng)與孩子在一起的時(shí)間在4小時(shí)以上，分別有56%、34%的家長(zhǎng)一天中與孩子有意識(shí)在一起的時(shí)間在1～2個(gè)小時(shí)和2～4個(gè)小時(shí)。在調(diào)查中我們發(fā)現(xiàn)，家長(zhǎng)在教育費(fèi)用的投入上要比時(shí)間多一些，有8%的家長(zhǎng)認(rèn)為，為了教育孩子花多少錢(qián)都值得，有12%的家長(zhǎng)認(rèn)為不是這樣，有80%的家長(zhǎng)認(rèn)為要看具體情況而定。36%的家長(zhǎng)認(rèn)為，孩子每學(xué)期的學(xué)雜費(fèi)是家庭生活的負(fù)擔(dān)。62%的家長(zhǎng)認(rèn)為還可以，不至于成為家庭生活負(fù)擔(dān)，但絕大多數(shù)家庭沒(méi)有額外的教育費(fèi)用支出，如購(gòu)買(mǎi)課外書(shū)、參加各種興趣班、為增長(zhǎng)知識(shí)而進(jìn)行的娛樂(lè)活動(dòng)等。其次，我們從教育的方法上來(lái)考察。有82%的家長(zhǎng)認(rèn)為，教育孩子要講究方式方法，但同時(shí)也有18%的家長(zhǎng)認(rèn)為，不一定或根本不用講究科學(xué)方法。當(dāng)孩子有了進(jìn)步或取得一定成績(jī)時(shí)，42%的家長(zhǎng)表示主要給予精神獎(jiǎng)勵(lì)，20%的家長(zhǎng)主要給予物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，38%的家長(zhǎng)表示要視具體情況而定。當(dāng)孩子犯了錯(cuò)誤，28%的家長(zhǎng)會(huì)幫助分析原因并找出解決問(wèn)題的辦法，59%的家長(zhǎng)會(huì)給予一定的處罰，如打罵、不給買(mǎi)東西等，也有3%的家長(zhǎng)認(rèn)為隨他去，孩子大了就自然懂事了。再次，從教育信息來(lái)源看。流動(dòng)家庭的家長(zhǎng)中有26%的家長(zhǎng)能夠主動(dòng)去學(xué)習(xí)教育孩子的相關(guān)知識(shí)，但是也有32%的家長(zhǎng)表示不會(huì)去有意識(shí)地學(xué)習(xí)和掌握相關(guān)知識(shí)。教育孩子的方式方法依次主要來(lái)源于以下渠道:家長(zhǎng)學(xué)校、看電視書(shū)報(bào)、上網(wǎng)、上輩家庭教育經(jīng)驗(yàn)、向親朋好友請(qǐng)教等。可見(jiàn)，他們的教育知識(shí)的來(lái)源渠道還是比較寬的，關(guān)鍵還是家長(zhǎng)本人的學(xué)習(xí)態(tài)度和學(xué)習(xí)積極性。
二、改善流動(dòng)兒童家庭教育問(wèn)題的措施
1．大力改善流動(dòng)人口家庭教育環(huán)境
家庭環(huán)境對(duì)子女健康性格的形成至關(guān)重要。因此，營(yíng)造良好的家庭環(huán)境是必不可少的。(1)作為家長(zhǎng)，要做到互敬互愛(ài)，互諒互讓?zhuān)３侄鲪?ài)的夫妻關(guān)系。(2)父母與鄰里之間和平共處，互幫互助，建立良好的鄰里關(guān)系，引導(dǎo)和鼓勵(lì)子女加強(qiáng)與同齡群體的交往，不要限制孩子外出，不要限制孩子接觸社區(qū)生活。(3)父母對(duì)子女要平等相待，多一份體貼，少一些訓(xùn)斥;多一分愛(ài)護(hù)，少一些冷淡;多一份理解，少一些專(zhuān)橫。既不能動(dòng)輒嚴(yán)厲懲罰，也不能過(guò)分溺愛(ài)和保護(hù)。(4)在流動(dòng)人口家庭中，大部分孩子要幫助父母承擔(dān)一定的家務(wù)勞動(dòng)甚至生產(chǎn)勞動(dòng)，如幫父母做飯、守?cái)傸c(diǎn)、值班等。針對(duì)此特點(diǎn)，家長(zhǎng)可有針對(duì)性地開(kāi)展勞動(dòng)教育，動(dòng)員子女做好自己的事，幫大人做一些力所能及的事，多參加一些公益活動(dòng)，給孩子樹(shù)立正確的勞動(dòng)觀(guān)念，對(duì)父母的職業(yè)持正確的看法，明白父母就業(yè)過(guò)程中的艱辛。
2．廣泛開(kāi)展宣傳，普及家庭教育知識(shí)，在全社會(huì)樹(shù)立正確的教育觀(guān)念
利用廣播、電視、網(wǎng)絡(luò)等現(xiàn)代傳媒方式，以及家長(zhǎng)會(huì)、巡回報(bào)告團(tuán)演講等形式，深入宣傳正確的家庭教育觀(guān)念，傳播成功的教育方法和經(jīng)驗(yàn)，普及兒童身心健康發(fā)展的科學(xué)知識(shí)，形成一個(gè)全社會(huì)關(guān)心家教，重視家教，支持家教的良好氛圍。建立以家長(zhǎng)學(xué)校為平臺(tái)的培訓(xùn)機(jī)構(gòu)，對(duì)家庭教育進(jìn)行科學(xué)指導(dǎo)。家庭教育主要是父母與子女的互動(dòng)活動(dòng)，家長(zhǎng)的素質(zhì)直接關(guān)系到家教水平。因此，加強(qiáng)對(duì)家庭學(xué)校的管理，使家長(zhǎng)能得到較為全面、系統(tǒng)、科學(xué)的家庭教育指導(dǎo)，對(duì)流動(dòng)人口家庭教育特別重要。
3．推行協(xié)同教育，建立家庭教育與學(xué)校教育、社會(huì)教育的聯(lián)系機(jī)制
關(guān)鍵詞：感恩；助人傾向；特質(zhì)感恩；感恩維度；社會(huì)贊許性
中圖分類(lèi)號(hào)：G641 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1674-9324（2013）21-0248-02
當(dāng)受到來(lái)自他人的無(wú)私幫助時(shí)，個(gè)體往往會(huì)心存感激之情并愿意以后有機(jī)會(huì)做出一定程度的回報(bào)。感恩（Gratitude）是一種積極的社會(huì)情緒，具有維護(hù)個(gè)體身心健康和激發(fā)個(gè)體親社會(huì)行為的動(dòng)機(jī)作用。Emotions將感恩定義為特質(zhì)感恩和狀態(tài)感恩。目前國(guó)內(nèi)外存在一些關(guān)于感恩特質(zhì)的研究。這些研究大多數(shù)關(guān)注了感恩特質(zhì)對(duì)于個(gè)體身心健康以及主觀(guān)幸福感的意義，也有一部分研究從感恩特質(zhì)的動(dòng)機(jī)作用出發(fā)，研究其對(duì)于助人行為的影響。
國(guó)外許多學(xué)者對(duì)感恩做出了定義。Emmons（2003）認(rèn)為感恩是一種情緒，其核心是對(duì)已得利益的愉受。感恩的對(duì)象是他人或他物，而不是自己。Peterson和Seligeman認(rèn)為，感恩是因接受禮物而產(chǎn)生的一種愉受（Fredrickson，2005），換言之，感恩源自于對(duì)獲益于他人行為的認(rèn)知。Baumganen-Tramer指出感恩的四種成分：高興、對(duì)施惠者的仁愛(ài)、回報(bào)的愿望、回報(bào)的責(zé)任感（Cohen，2006）。
助人傾向是一種個(gè)體傾向性，是個(gè)體在遺傳素質(zhì)的基礎(chǔ)上，由于環(huán)境的影響，通過(guò)個(gè)體的活動(dòng)而形成的穩(wěn)定的心理特征，是一個(gè)心理變量，而助人行為是一種外在的行為表現(xiàn)，受助人傾向的影響，助人傾向也會(huì)通過(guò)助人行為表現(xiàn)出來(lái)（田喜生，2008）。因?yàn)橹藘A向是人們?cè)谌粘Ｉ钪斜憩F(xiàn)出來(lái)的穩(wěn)定的傾向，可以預(yù)測(cè)助人行為，所以我們可以通過(guò)助人傾向來(lái)探究個(gè)體的助人心理。
一、研究目的
本研究旨在分析大學(xué)生的性別、生源、是否獨(dú)生這三個(gè)人口學(xué)變量對(duì)感恩和助人傾向的影響，考察感恩及其各個(gè)維度與助人傾向之間的相關(guān)，最后考察感恩各個(gè)維度對(duì)助人傾向的預(yù)測(cè)作用。
二、研究對(duì)象及研究方法
1.研究被試。隨機(jī)選取某師范大學(xué)和某理工大學(xué)共200名在校大學(xué)生作為研究被試，被試平均年齡為21歲。男88人，女101人，獨(dú)生57人，非獨(dú)生101人，城市63人，農(nóng)村126人。
2.研究工具。大學(xué)生感戴量表。該量表由馬云獻(xiàn)和扈巖在2004年編制，本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度為0.78。
助人傾向問(wèn)卷。該問(wèn)卷由內(nèi)蒙古師范大學(xué)付慧欣在其碩士論文中編制，本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度為0.768。
社會(huì)贊許性量表。考慮到社會(huì)贊許性可能對(duì)感恩和助人傾向的測(cè)量產(chǎn)生影響，通過(guò)統(tǒng)計(jì)的方式對(duì)其進(jìn)行控制。該量表由Marlowe和Crowne編制。本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度為0.73。
3.研究程序。采用集體施測(cè)的方式，在課堂上發(fā)放問(wèn)卷，當(dāng)場(chǎng)收回。共得到有效問(wèn)卷189份，回收率為94.5%。
4.數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)處理。采用SPSS18.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行方差分析和回歸分析。
三、結(jié)果與分析
1.感恩及其各維度與助人傾向的相關(guān)分析。將社會(huì)贊許性作為協(xié)變量，分析感恩各個(gè)維度及其感恩總分與助人傾向之間的相關(guān)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)感恩各個(gè)維度及其總分與助人傾向都顯著相關(guān)。
2.人口學(xué)變量對(duì)感恩傾向影響的效應(yīng)分析。方差分析結(jié)果表明，在對(duì)感恩的影響上，三個(gè)人口學(xué)變量的交互作用和兩個(gè)人口學(xué)變量的交互作用均不顯著。社會(huì)贊許性這一協(xié)變量的主效應(yīng)顯著F（1，186）=9.019，p
3.人口學(xué)變量對(duì)助人傾向影響的效應(yīng)分析。方差分析結(jié)果表明，在對(duì)助人傾向的影響上，三個(gè)人口學(xué)變量的交互作用不顯著，兩個(gè)人口學(xué)變量的交互作用也不顯著；社會(huì)贊許性這一協(xié)變量的主效應(yīng)顯著；性別這一人口學(xué)變量的主效應(yīng)顯著，其中女生的助人傾向要顯著高于男生；是否獨(dú)生這一人口學(xué)變量的主效應(yīng)顯著，其中非獨(dú)生子女的助人傾向要顯著高于獨(dú)生子女。
4.大學(xué)生的助人傾向?qū)Ω卸鞲鱾€(gè)維度的回歸分析。將性別、是否獨(dú)生和社會(huì)贊許性作為控制變量進(jìn)行層級(jí)回歸發(fā)現(xiàn)，感恩總分沒(méi)有進(jìn)入回歸方程，性別、是否獨(dú)生這兩個(gè)人口學(xué)變量的效果顯著，社會(huì)贊許性的效果不顯著，性別、是否獨(dú)生、感恩深度、感恩頻率對(duì)助人傾向有顯著的預(yù)測(cè)作用，體驗(yàn)感恩情緒強(qiáng)烈的個(gè)體和表達(dá)感恩次數(shù)多的個(gè)體助人傾向更高，感恩密度對(duì)助人傾向也有預(yù)測(cè)作用，但效果只達(dá)到了邊緣顯著，感恩的廣度，即個(gè)體對(duì)生活層面感恩的范圍，對(duì)助人傾向沒(méi)有預(yù)測(cè)作用。結(jié)合感恩各個(gè)維度與助人傾向之間的相關(guān)性發(fā)現(xiàn)，雖然感恩各個(gè)維度和助人傾向都顯著相關(guān)，但在控制了性別、是否獨(dú)生、社會(huì)贊許性這些變量后，只有感恩深度、感恩頻率、感恩密度對(duì)助人傾向有預(yù)測(cè)作用，如表3.4所示。
四、討論
本研究結(jié)果表明女生的感恩得分要顯著高于男生，馬云獻(xiàn)等人（2004）的研究發(fā)現(xiàn)大學(xué)生的感恩在性別上不存在顯著差異。這可能是由于父母不同的教養(yǎng)方式影響了孩子的人格特質(zhì)，對(duì)男生管教嚴(yán)格，對(duì)女生給予較多的情感溫暖，因此，女生在情感體驗(yàn)上要比男生細(xì)膩，對(duì)生活中的一些小事情比男生更知道感恩（史文，2008）。也有研究認(rèn)為，傳統(tǒng)的刻板印象對(duì)男女生造成了潛在影響，男生普遍被認(rèn)為堅(jiān)強(qiáng)獨(dú)立，女生則柔弱依賴(lài)，所以，女生獲得幫助的機(jī)會(huì)就比男生多，對(duì)支持的利用度要高于男生，因此感恩的機(jī)會(huì)也就多些（劉曉嵐，2008）。非獨(dú)生子女要顯著高于獨(dú)生子女，這可能是因?yàn)楠?dú)生子女得到父母過(guò)多的溺愛(ài)和保護(hù)，傾向于認(rèn)為在生活中所得到的幫助是理所當(dāng)然的，所以感恩程度不及非獨(dú)生子女。性別和生源出現(xiàn)交互作用，通過(guò)進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，城市女生的感恩傾向要高于男生，農(nóng)村男女生在感恩得分上沒(méi)有顯著差異。在助人傾向上的得分也是女生高于男生，非獨(dú)生子女高于獨(dú)生子女，在生源地上沒(méi)有差異。感恩深度、頻率、密度這三個(gè)維度對(duì)助人傾向有顯著的預(yù)測(cè)作用?？傊鳛槿烁裉刭|(zhì)的感恩對(duì)助人傾向有顯著的預(yù)測(cè)作用，高感恩個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出更多的助人行為。
五、小結(jié)
感恩作為一種積極的認(rèn)知情感，對(duì)助人傾向有顯著預(yù)測(cè)作用。
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論文關(guān)鍵詞：研究生，學(xué)校認(rèn)同感，影響因素
1.問(wèn)題的提出
研究生在進(jìn)入新的校園之后，都要經(jīng)歷對(duì)環(huán)境的適應(yīng)過(guò)程。如果學(xué)生對(duì)學(xué)校有較強(qiáng)的認(rèn)同感，則有助于其對(duì)新環(huán)境的適應(yīng)。學(xué)校認(rèn)同程度較高的學(xué)生，對(duì)學(xué)校各方面的評(píng)價(jià)更為積極，在學(xué)業(yè)上更為專(zhuān)注和努力。他們往往更愿意自發(fā)的調(diào)試自己的狀態(tài)，接觸周?chē)娜巳?，努力適應(yīng)新學(xué)校的生活。作為研究生，筆者對(duì)研究生群體的學(xué)校認(rèn)同感有著深厚的興趣。筆者認(rèn)為，本科階段就在本校就讀的研究生，對(duì)于學(xué)校的認(rèn)同高過(guò)本科不在該校就讀的研究生；學(xué)校的校園環(huán)境、后勤服務(wù)、學(xué)習(xí)和學(xué)術(shù)氛圍、校園人際關(guān)系等影響研究生的學(xué)校認(rèn)同感。因此，筆者通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查的方法對(duì)該問(wèn)題進(jìn)行了調(diào)查研究。
2.研究的意義
在一所大學(xué)中，學(xué)生對(duì)學(xué)校認(rèn)同程度，不僅對(duì)學(xué)生的學(xué)習(xí)動(dòng)力產(chǎn)生直接的影響，同時(shí)也潛在的影響這所學(xué)校的文化塑造和精神傳承。培養(yǎng)和增強(qiáng)學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同感，具有十分重要的意義。對(duì)學(xué)生個(gè)體來(lái)說(shuō)，既可以幫助他在校期間學(xué)到更多知識(shí)，建立更好的人際關(guān)系影響因素，鍛煉自己的各方面能力，也可以為他將來(lái)進(jìn)入社會(huì)，成為一名有責(zé)任感的社會(huì)公民奠定良好的基礎(chǔ)。同時(shí)，培養(yǎng)出更多的優(yōu)秀學(xué)生，提升學(xué)校的社會(huì)聲譽(yù)，有利于學(xué)校爭(zhēng)取到更多的資源，對(duì)學(xué)校發(fā)展也將產(chǎn)生重要意義。
3.學(xué)校認(rèn)同感的界定
通過(guò)查閱文獻(xiàn)，一般認(rèn)為學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同感是指學(xué)生對(duì)所在學(xué)校的價(jià)值觀(guān)、學(xué)校精神及文化傳統(tǒng)的承認(rèn)和接受并產(chǎn)生的歸屬感。認(rèn)同感的養(yǎng)成有助于增加對(duì)學(xué)校環(huán)境的適應(yīng)，積極的影響學(xué)生的自信、自尊、自我控制及責(zé)任感。本文將學(xué)校認(rèn)同感界定為研究生對(duì)所屬學(xué)校學(xué)生身份的知悉、情感上的接納，對(duì)所屬學(xué)校的評(píng)價(jià)，以及由于這些認(rèn)知和情感而產(chǎn)生的外在表現(xiàn)。
4.研究的假設(shè)
根據(jù)筆者的日常觀(guān)察和訪(fǎng)談分析，本文進(jìn)行了以下假設(shè):
（1）學(xué)生對(duì)校園環(huán)境、后勤服務(wù)、學(xué)習(xí)學(xué)術(shù)氛圍、校園人際關(guān)系四個(gè)方面的評(píng)價(jià)是否滿(mǎn)意的幾率基本相當(dāng)。
（2）學(xué)校認(rèn)同感在性別、年齡、是否有工作經(jīng)驗(yàn)、所學(xué)專(zhuān)業(yè)變量上存在顯著性差異。
（3）學(xué)校認(rèn)同感在本科是否本校學(xué)生、生源地兩個(gè)變量上存在顯著性差異，本科為本校學(xué)生或者生源地為本區(qū)、本省的學(xué)生學(xué)校認(rèn)同感高論文服務(wù)。
5.研究的方法
本文的研究對(duì)象為在校研究生，利用隨機(jī)抽樣的方法發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷，并結(jié)合個(gè)人訪(fǎng)談獲取更為詳盡的信息。本文共發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷120份，回收106份，有效問(wèn)卷100份。回收率88%，有效率94%。使用SPSS統(tǒng)計(jì)分析軟件對(duì)學(xué)校認(rèn)同感的總分和四個(gè)影響因素的得分進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，并根據(jù)結(jié)果進(jìn)一步對(duì)四個(gè)影響因素進(jìn)行分析，找出學(xué)生評(píng)價(jià)最低的影響因素。本文還分別對(duì)學(xué)生的性別、生源地、本科是否本校就讀和是否有全職工作經(jīng)驗(yàn)的變量上對(duì)學(xué)校認(rèn)同感總分進(jìn)行獨(dú)立雙樣本T檢驗(yàn)，考察這些變量在學(xué)校認(rèn)同感方面是否存在顯著性差異。對(duì)專(zhuān)業(yè)和年齡在認(rèn)同感總分上進(jìn)行方差分析，考察這兩個(gè)變量對(duì)認(rèn)同感影響是否有顯著性差異。
6.調(diào)查問(wèn)卷的信效度分析
學(xué)校認(rèn)同感的調(diào)查問(wèn)卷分為兩部分，第一部分調(diào)查研究生的人口學(xué)基本信息，第二部分調(diào)查學(xué)生的學(xué)校認(rèn)同感。這兩部分的題項(xiàng)均采用表述性文字。學(xué)校認(rèn)同感調(diào)查著重在以下四個(gè)主要因素上：校園環(huán)境、后勤服務(wù)、學(xué)習(xí)學(xué)術(shù)氛圍和校園人際關(guān)系。問(wèn)卷采用5點(diǎn)計(jì)分法，1表示“很不符合”，2表示“不太符合”，3表示“無(wú)法確定”，4表示“比較符合”，5表示“非常符合”。
本文調(diào)查問(wèn)卷參照碩士論文比較成熟的調(diào)查問(wèn)卷編寫(xiě)，測(cè)量了所要測(cè)試的研究生對(duì)學(xué)校的認(rèn)同感，具有良好的效度。將問(wèn)卷的結(jié)果按總分高低排序，前后25（100×25%=25）名受試者作為高、低分組，計(jì)算兩組受試者在各個(gè)項(xiàng)目上的差異。經(jīng)過(guò)獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)顯示，各項(xiàng)目高低分組差異顯著影響因素，說(shuō)明項(xiàng)目具有較好的區(qū)分度。對(duì)問(wèn)卷的信都進(jìn)行分析，校園環(huán)境的問(wèn)卷的Cronbachа系數(shù)是.768，學(xué)術(shù)學(xué)習(xí)氛圍問(wèn)卷的Cronbachа系數(shù)為.765，后勤服務(wù)問(wèn)卷的Cronbachа系數(shù)為.788，校園人際關(guān)系問(wèn)卷的Cronbachа系數(shù)為.786。問(wèn)卷總體信度均屬良好。
7.統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果與解釋
7.1描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果
1）問(wèn)卷結(jié)果人口學(xué)基本信息
性別
Frequency
Percent
Valid Percent
Cumulative Percent
Valid
男
41
41.0
41.0
41.0
女 59
59.0
59.0
100.0
Total 100
100.0
100.0
論文關(guān)鍵詞：城市化，城市資源壓力，灰色關(guān)聯(lián)分析
作為國(guó)家的首都和經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展較為發(fā)達(dá)的特大城市，北京的城市化步伐一直走在全國(guó)前列。截止2008年，北京的城市化率已達(dá)到93.10%，接近基本實(shí)現(xiàn)城市化的目標(biāo)(張文茂，蘇慧,2009)。然而，北京同樣是資源十分短缺的城市，其水資源承載能力僅為1218萬(wàn)人，是世界上嚴(yán)重缺水的大城市之一；人均土地面積0.152公頃，不及全國(guó)平均水平的1/5，平原區(qū)僅占市域面積的1/3，可供城市建設(shè)的后備土地資源十分有限；能源資源極為有限，本地自供能源僅占能源消費(fèi)總量的6%,100%的天然氣、100%的石油、95%的煤炭、64%的電力、60%的成品油均需要從外地調(diào)入（陳劍，馬曉紅等雜志網(wǎng)，2005）。隨著近年來(lái)北京城市化進(jìn)程的不斷推進(jìn)和城市社會(huì)經(jīng)濟(jì)的迅猛發(fā)展，區(qū)城市建設(shè)和城市資源短缺之間的矛盾日益突出。
在此背景下，如何協(xié)調(diào)緩解城市資源壓力與加快城市化進(jìn)程之間的矛盾成為北京市亟待解決的問(wèn)題。文章通過(guò)構(gòu)建城市化綜合水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系以及引入城市資源壓力指數(shù)，對(duì)北京市1998-2008年11年間的城市資源壓力指數(shù)與城市化綜合水平之間的關(guān)系進(jìn)行灰色關(guān)聯(lián)分析,并試圖藉此衡量后者是對(duì)前者影響程度的大小，以期對(duì)政府政策制定者有所啟示。
1城市化的內(nèi)涵及其測(cè)度
1.1城市化的內(nèi)涵
城市化(Urbanization)，是一個(gè)涉及經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、人口、地域空間等諸多方面的復(fù)雜過(guò)程，在人口學(xué)、社會(huì)學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)上對(duì)其有不同的定義。一般認(rèn)為：城市化是一個(gè)國(guó)家或地區(qū)的人口由農(nóng)村向城市轉(zhuǎn)移、農(nóng)村地區(qū)逐步演變成城市地區(qū)、城市人口不斷增長(zhǎng)的過(guò)程[2]。其內(nèi)涵至少應(yīng)包括：①人口的城市化，即農(nóng)業(yè)人口轉(zhuǎn)化為非農(nóng)業(yè)人口，并向城市聚集的過(guò)程；②空間的城市化，即城市在空間數(shù)量上的增多、規(guī)模上的擴(kuò)大、功能和設(shè)施上的逐步完善和城市空間結(jié)構(gòu)和形態(tài)的不斷優(yōu)化；③經(jīng)濟(jì)的城市化，即第一產(chǎn)業(yè)人口不斷減少，第二、三產(chǎn)業(yè)人口不斷增加，各種非農(nóng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展的經(jīng)濟(jì)要素向城市不斷集聚，以及城市產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)提升、城市經(jīng)濟(jì)總量不斷擴(kuò)大；④生活方式、生活質(zhì)量的城市化，主要指農(nóng)村居民生產(chǎn)生活方式、價(jià)值理念向城市生產(chǎn)生活方式的轉(zhuǎn)變這四方面內(nèi)容。
1.2北京市城市化水平的測(cè)度
在以往對(duì)城市化的研究中，人們往往使用人口城鎮(zhèn)化率，即市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋?lái)測(cè)度城市化水平。不可否認(rèn)，這種測(cè)量方法直觀(guān)且數(shù)據(jù)易得，能夠在一定程度上反映出我國(guó)的城市化發(fā)展?fàn)顩r。但是，由于受到諸如城鄉(xiāng)戶(hù)籍的嚴(yán)格管制和城鄉(xiāng)就業(yè)的分離等諸多因素的影響，單一的以人口指標(biāo)來(lái)測(cè)度城市化發(fā)展水平往往難以全面反映城市化的內(nèi)涵，甚至有可能低估某一區(qū)域的城市化的實(shí)際水平，為此，許多學(xué)者提出以多項(xiàng)指標(biāo)綜合衡量城市化，以期從多方面綜合地反映城市化進(jìn)程。
多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)法要遵循綜合性、主導(dǎo)性、層次性以及可操作性等原則。接前文對(duì)城市化概念及其內(nèi)涵的分析，本文分別從經(jīng)濟(jì)、人口、生活方式與生活質(zhì)量、空間城市化4方面入手雜志網(wǎng)，共選取15個(gè)指標(biāo)，構(gòu)成城市化綜合水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表1所示。
表1 城市化水平指標(biāo)體系及其層次結(jié)構(gòu)表
目標(biāo)層
準(zhǔn)則層
變量
指標(biāo)層
單位
綜合城市化水平
經(jīng)濟(jì)
城市化
X1
人均GDP
元
X2
人均居民消費(fèi)水平
元
X3
人均地方財(cái)政收入
元
X4
第三產(chǎn)業(yè)占GDP比重
%
人口
城市化
X5
城鎮(zhèn)人口比重
%
X6
城市第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)人員比重
%
X7
非農(nóng)業(yè)人口比重
%
X8
市區(qū)人口密度
人/m2
生活方式、生活質(zhì)量城市化
X9
人均社會(huì)消費(fèi)品零售總額
元
X10
每萬(wàn)人擁有高等學(xué)校在校人數(shù)
人
X11
每千人口擁有醫(yī)生數(shù)
人
X12
人均城市居民生活用電
千瓦時(shí)
X13
每萬(wàn)人擁有公共交通車(chē)輛
輛
空間
城市化
X14
城市人均公共綠地面積
m2
X15
關(guān)鍵詞：中國(guó)農(nóng)戶(hù)；家庭人口學(xué)特征；綠色農(nóng)產(chǎn)品
中圖分類(lèi)號(hào)：F323.6 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1003-3890（2013）11-0035-05
一、引言
近年來(lái)中國(guó)農(nóng)戶(hù)家庭人口學(xué)特征發(fā)生了顯著的變化，較為明顯的特征是家庭成員流動(dòng)遷移行為增加、家庭成員職業(yè)多元化、從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力減少、戶(hù)主文化程度普遍提高。目前，我國(guó)農(nóng)戶(hù)的家庭特點(diǎn)是否適合生產(chǎn)綠色農(nóng)產(chǎn)品？家庭戶(hù)主是否愿意和能夠生產(chǎn)綠色農(nóng)產(chǎn)品？筆者試圖考察農(nóng)戶(hù)的人口學(xué)特征與綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)之間的關(guān)系并嘗試探索二者之間的規(guī)律。
國(guó)內(nèi)關(guān)于農(nóng)戶(hù)家庭人口學(xué)特征與農(nóng)戶(hù)經(jīng)濟(jì)行為的代表性研究如下：高夢(mèng)滔和畢嵐嵐利用微觀(guān)面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了家庭人口學(xué)特征與農(nóng)戶(hù)消費(fèi)增長(zhǎng)的關(guān)系[1]。周逸先和崔玉平研究了農(nóng)村戶(hù)主的文化素質(zhì)與就業(yè)及家庭收入的相關(guān)性[2-3]?？紫裁返难芯勘砻鬓r(nóng)戶(hù)家庭土地流轉(zhuǎn)決策與家庭架構(gòu)特征密切相關(guān)[4]。王平等研究農(nóng)村土地集約利用影響因素的結(jié)果表明，文化程度、常住在家人口和人均年收入對(duì)農(nóng)戶(hù)集約用地意愿有顯著性影響[5]。在農(nóng)戶(hù)行為決策的研究中，很多文獻(xiàn)是把家庭人口學(xué)特征的某一項(xiàng)或幾項(xiàng)內(nèi)容以解釋變量納入模型考察其顯著性，如朱麗娟和向會(huì)娟的研究表明農(nóng)戶(hù)年齡對(duì)節(jié)水灌溉技術(shù)的采用有顯著性影響[6]。趙建欣和張忠根在分析安全農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的影響因素時(shí)把戶(hù)主年齡和戶(hù)主受教育年限以解釋變量引進(jìn)模型，研究結(jié)果表明戶(hù)主年齡對(duì)農(nóng)戶(hù)安全農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)行為影響顯著，戶(hù)主的受教育年限影響不顯著[7]。周潔紅的研究表明戶(hù)主年齡和受教育程度對(duì)農(nóng)戶(hù)蔬菜質(zhì)量安全控制無(wú)顯著性影響[8]。綜述文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶(hù)家庭人口學(xué)特征與綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)關(guān)系的研究在國(guó)內(nèi)尚不多見(jiàn)，鑒于此，本文利用對(duì)河北定州和山東壽光308個(gè)蔬菜種植農(nóng)戶(hù)的調(diào)研數(shù)據(jù)，在統(tǒng)計(jì)分析和模型研究的基礎(chǔ)上對(duì)農(nóng)戶(hù)家庭人口學(xué)特征與綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的關(guān)系進(jìn)行考察，以期發(fā)現(xiàn)二者之間的規(guī)律，為農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全政策的制定提供決策參考。
二、數(shù)據(jù)來(lái)源與變量的描述性統(tǒng)計(jì)
（一）數(shù)據(jù)來(lái)源
本文部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自2011年寒假筆者帶領(lǐng)學(xué)生進(jìn)行的調(diào)研，部分?jǐn)?shù)據(jù)來(lái)自2012年暑假的調(diào)研。數(shù)據(jù)獲得過(guò)程如下：為保證論文數(shù)據(jù)質(zhì)量，避免一次性調(diào)查可能出現(xiàn)的數(shù)據(jù)缺失或不符合建模要求的問(wèn)題，在開(kāi)展大規(guī)模調(diào)查前，先通過(guò)小規(guī)模試調(diào)查對(duì)調(diào)查項(xiàng)目進(jìn)行了檢驗(yàn)。通過(guò)小樣本預(yù)調(diào)研，補(bǔ)充、修訂和完善了問(wèn)卷，然后進(jìn)入正式調(diào)查階段。根據(jù)研究的需要，選定山東壽光和河北定州兩個(gè)縣為調(diào)查范圍，以隨機(jī)抽樣方法選取調(diào)查村以及村內(nèi)農(nóng)戶(hù)。被調(diào)查者均為蔬菜種植專(zhuān)業(yè)戶(hù)的家庭決策者，由調(diào)研員對(duì)其提問(wèn)后填寫(xiě)問(wèn)卷。本次調(diào)查共發(fā)放問(wèn)卷500份，有效問(wèn)卷308份，其中山東壽光145份，河北定州163份。
（二）變量選擇及描述性統(tǒng)計(jì)
廣義的人口學(xué)特征包括人口的自然特征（如出生死亡、數(shù)量結(jié)構(gòu)）、社會(huì)特征（如宗教、民族）和經(jīng)濟(jì)特征（如收入、職業(yè)）等諸多方面?；诮陙?lái)中國(guó)農(nóng)戶(hù)家庭的主要變化，本文主要考察農(nóng)戶(hù)的家庭規(guī)模與結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力數(shù)量與構(gòu)成、收入來(lái)源與分布以及包括年齡、性別、文化在內(nèi)的家庭戶(hù)主特征。
1. 家庭規(guī)模與結(jié)構(gòu)。家庭規(guī)模與結(jié)構(gòu)是家庭人口學(xué)變量中重要的變量之一，反映一個(gè)家庭最基本的狀態(tài)。本文首先考察當(dāng)前中國(guó)農(nóng)戶(hù)家庭規(guī)模與結(jié)構(gòu)與綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的關(guān)系。近年來(lái)農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)的人數(shù)持續(xù)增加，從事農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的農(nóng)村勞動(dòng)力數(shù)量不斷減少。農(nóng)村勞動(dòng)力外出就業(yè)是否影響綠色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)，也是本研究需考察的問(wèn)題之一。
調(diào)研資料統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，樣本家庭人口數(shù)最少為1人，最多8人，平均為3.77人。核心家庭占被調(diào)查樣本的78.95%，擴(kuò)展家庭占18.08%，其他占2.97%。在被調(diào)研的農(nóng)戶(hù)家庭中有37.82%的家庭存在勞動(dòng)力外出就業(yè)現(xiàn)象。
2. 家庭勞動(dòng)力數(shù)量與構(gòu)成。已有研究表明勞動(dòng)力數(shù)量作為農(nóng)戶(hù)家庭的人力資本在一定程度上影響農(nóng)戶(hù)的行為決策，家庭勞動(dòng)力數(shù)量、農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力數(shù)量、投入到農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量與綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的關(guān)系是本研究考察的內(nèi)容之一。
被調(diào)查樣本中，家庭勞動(dòng)力數(shù)量為2人的農(nóng)戶(hù)占79.91%，家庭構(gòu)成為一對(duì)夫婦和未成年的子女。家庭勞動(dòng)力數(shù)量為3～4人的占16.15%，家庭構(gòu)成為一對(duì)夫婦和沒(méi)有獨(dú)立生活的成年子女。家庭勞動(dòng)力數(shù)量在5人以上的農(nóng)戶(hù)占被調(diào)查樣本的2.82%，這種情況出現(xiàn)在子女比較多并且沒(méi)有獨(dú)立出去生活的家庭中。家庭勞動(dòng)力僅有1人的占1.12%。農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力數(shù)量與構(gòu)成的分布情況如表1所示。
3. 收入來(lái)源與分布。農(nóng)戶(hù)的行為決策在一定程度上會(huì)受到家庭收入的約束，家庭總收入、農(nóng)業(yè)收入以及與綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)相關(guān)的收入對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)是否產(chǎn)生影響，將是本研究待考察的問(wèn)題之一。根據(jù)以往研究，不僅收入的絕對(duì)數(shù)量影響農(nóng)戶(hù)決策，收入的來(lái)源結(jié)構(gòu)對(duì)農(nóng)戶(hù)行為也有一定影響，因此我們?cè)O(shè)立了農(nóng)戶(hù)家庭的農(nóng)業(yè)收入和蔬菜種植收入兩個(gè)指標(biāo)來(lái)反映農(nóng)產(chǎn)品收入在農(nóng)戶(hù)家庭收入中所占比重，并考察其與綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的關(guān)系。
被調(diào)查樣本的收入來(lái)源有如下三種類(lèi)型：家庭經(jīng)營(yíng)收入、工資性收入、轉(zhuǎn)移性收入。樣本家庭總收入平均為29 659.25元，農(nóng)業(yè)收入平均為20 206.67元。由于被調(diào)研地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平不同、市場(chǎng)化程度不同、非農(nóng)就業(yè)程度存在很大差異，導(dǎo)致兩個(gè)地區(qū)家庭收入差距較大。
4. 戶(hù)主人口學(xué)特征。在我國(guó)農(nóng)村，戶(hù)主①在家庭生活中占有重要地位，在家庭決策的許多方面起著決定性作用，因此戶(hù)主特征成為影響家庭決策的一個(gè)重要因素。
戶(hù)主年齡。年齡在一定程度上是一種經(jīng)歷的代表，它可以用來(lái)解釋動(dòng)機(jī)和目標(biāo)的多樣性[9]。根據(jù)以往研究，戶(hù)主的年齡會(huì)在一定程度上影響其行為決策。因此我們提出的研究假設(shè)是戶(hù)主年齡影響綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)。從年齡結(jié)構(gòu)來(lái)看，在被調(diào)查的戶(hù)主中，30歲以下的樣本所占比例為9.82%；31～40歲戶(hù)主所占比例為25.34%；41～50歲戶(hù)主占40.23%；51～60歲戶(hù)主占22.81%；60歲以上戶(hù)主所占比例約為1.80%。
戶(hù)主性別。在308個(gè)被調(diào)研樣本中男性戶(hù)主占81.8%，女性戶(hù)主占18.2%。為考察性別對(duì)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平的影響，我們把性別以解釋變量引入模型。
戶(hù)主的文化程度。受教育程度是衡量勞動(dòng)力質(zhì)量的重要指標(biāo)，因?yàn)榻逃梢栽鲞M(jìn)一個(gè)人獲取、辨識(shí)和理解信息的能力[10]，為此本文將考察戶(hù)主的文化程度對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的影響。在被調(diào)查樣本中，戶(hù)主平均受教育年限為7.27年。從樣本的分布情況來(lái)看，不識(shí)字的戶(hù)主占2.51%；接受過(guò)1～6年教育的戶(hù)主占41.62%；接受過(guò)7～9年教育的戶(hù)主占43.04%；受教育年限在10年以上的戶(hù)主占12.83%。
三、實(shí)證方法與結(jié)果分析
（一）相關(guān)性分析
我們用雙變量相關(guān)分析檢驗(yàn)農(nóng)戶(hù)綠色蔬菜生產(chǎn)與農(nóng)戶(hù)人口學(xué)特征是否存在相關(guān)關(guān)系，旨在篩選進(jìn)入實(shí)證模型的解釋變量。分析結(jié)果如表2所示。蔬菜的質(zhì)量安全水平用農(nóng)戶(hù)安全行為得分表示（具體賦值見(jiàn)回歸模型中被解釋變量的說(shuō)明）。
由表2可知，家庭人口數(shù)與蔬菜質(zhì)量安全水平不相關(guān)，我們的解釋是家庭人口數(shù)量不能代表投入到農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量，更不能代表投入到蔬菜生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量。因此我們又對(duì)家庭勞動(dòng)力數(shù)量、從事蔬菜生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量與蔬菜質(zhì)量安全水平進(jìn)行相關(guān)分析。在1%的顯著性水平上，農(nóng)戶(hù)家庭所擁有的勞動(dòng)力數(shù)量與蔬菜質(zhì)量安全水平顯著負(fù)相關(guān)，但相關(guān)系數(shù)較低。從事蔬菜生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量與蔬菜質(zhì)量安全水平顯著負(fù)相關(guān)。
家庭收入盡管是家庭決策的一個(gè)約束條件，但分析結(jié)果表明與蔬菜質(zhì)量安全水平?jīng)]有直接的相關(guān)關(guān)系。農(nóng)業(yè)收入和蔬菜種植收入均與蔬菜質(zhì)量安全水平存在相關(guān)性，但前者的相關(guān)系數(shù)很小。我們?cè)L談了解的情況是，農(nóng)業(yè)收入構(gòu)成家庭主要收入來(lái)源的農(nóng)戶(hù)比非農(nóng)收入是主要來(lái)源的農(nóng)戶(hù)更重視綠色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)。
戶(hù)主年齡與蔬菜質(zhì)量安全水平在1%的顯著性水平上正相關(guān)。戶(hù)主年齡與農(nóng)戶(hù)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)是否存在因果相關(guān)，在后面的模型中將進(jìn)一步驗(yàn)證。
戶(hù)主的受教育年限與蔬菜質(zhì)量安全水平的相關(guān)性檢驗(yàn)不顯著。根據(jù)訪(fǎng)談的情況，戶(hù)主的文化程度對(duì)綠色蔬菜生產(chǎn)影響不太大的原因是，接受教育少的農(nóng)戶(hù)雖然對(duì)一些綠色生產(chǎn)技術(shù)自主學(xué)習(xí)較困難，但是他們能夠比較容易得到諸如農(nóng)藥銷(xiāo)售部門(mén)專(zhuān)業(yè)農(nóng)藝師或當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)推廣人員的免費(fèi)咨詢(xún)服務(wù)。
（二）回歸分析
盡管相關(guān)分析對(duì)一些研究假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)具有統(tǒng)計(jì)顯著性，但這些變量是否為農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)綠色農(nóng)產(chǎn)品的原因變量有待進(jìn)一步考察。根據(jù)已有理論和前面的相關(guān)分析結(jié)果，我們建立如下回歸模型考察變量之間的關(guān)系。
Yi=？茁0+？茁1labour+？茁2outwork+？茁3income+？茁4gender+？茁5age+？茁6cost+？茁7profit+？茁8region+？滋t
式中，Yi代表農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)蔬菜的安全水平，具體取值為農(nóng)戶(hù)安全行為得分。根據(jù)彼代爾和瑞曼（Beedell & Rehman）的研究以及綠色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)過(guò)程，對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品安全生產(chǎn)狀況的測(cè)量由四類(lèi)指標(biāo)（農(nóng)藥使用情況、肥料使用情況、種植前和過(guò)程中綠色技術(shù)采用狀況、農(nóng)產(chǎn)品采摘后處理）共同測(cè)度。農(nóng)產(chǎn)品安全生產(chǎn)狀況建立在農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)行為基礎(chǔ)上，農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)行為由農(nóng)戶(hù)對(duì)四類(lèi)指標(biāo)問(wèn)題的回答來(lái)反映[11-13]。對(duì)農(nóng)戶(hù)的回答計(jì)算得分，所有問(wèn)題的得分相加得到被解釋變量指標(biāo)②。
labour：農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力數(shù)量；outwork：是否有外出務(wù)工勞動(dòng)力，以虛擬變量形式引入模型；imcome：蔬菜種植收入；gender：戶(hù)主性別，用虛擬變量表示；age：戶(hù)主年齡；Region：地區(qū)，用虛擬變量表示。
成本和收益是農(nóng)戶(hù)經(jīng)濟(jì)行為決策時(shí)需要考慮的經(jīng)濟(jì)學(xué)變量，綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)是蔬菜種植專(zhuān)業(yè)戶(hù)一項(xiàng)經(jīng)濟(jì)行為決策，為此我們把安全蔬菜的供給成本和預(yù)期收益指標(biāo)作為控制變量引入模型。由于不同種類(lèi)的蔬菜生產(chǎn)投入成本存在很大差異，因此對(duì)農(nóng)戶(hù)供給安全蔬菜成本的測(cè)度沒(méi)有采用實(shí)際的成本核算，而是采用農(nóng)戶(hù)感知成本。感知成本的高低設(shè)成likert五點(diǎn)量表的形式，在模型中用cost表示。由于農(nóng)業(yè)生產(chǎn)的周期長(zhǎng)、價(jià)格波動(dòng)幅度大等特點(diǎn)，農(nóng)戶(hù)在生產(chǎn)時(shí)并不確切知曉產(chǎn)品生產(chǎn)出來(lái)后的售價(jià)和收益，在模型中我們用預(yù)期收益指標(biāo)來(lái)考察價(jià)格和收益對(duì)農(nóng)戶(hù)綠色蔬菜決策的影響。把預(yù)期收益的高低設(shè)成likert五點(diǎn)量表的形式，模型中用profit表示。
（三）模型運(yùn)行結(jié)果及整體評(píng)價(jià)
我們首先用VIF法對(duì)模型進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗(yàn)，用White檢驗(yàn)法對(duì)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果表明模型不存在嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性，但模型在5%的顯著性水平上都拒絕同方差假設(shè)。故采用加權(quán)最小二乘法（WLS）對(duì)模型進(jìn)行估計(jì)，權(quán)重取“殘差絕對(duì)值的倒數(shù)”。加權(quán)最小二乘結(jié)果如表3所示。
模型的加權(quán)最小二乘估計(jì)結(jié)果顯示，調(diào)整后的樣本決定系數(shù)■2為0.702，在1%的顯著性水平上顯著，表明模型的擬合優(yōu)度較好。F統(tǒng)計(jì)量的值為88.889，在1%的顯著性水平上均顯著，表明被解釋變量與解釋變量之間的線(xiàn)性關(guān)系在總體上成立。
（四）模型的參數(shù)檢驗(yàn)及解釋
蔬菜生產(chǎn)勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)蔬菜質(zhì)量安全水平存在顯著的負(fù)影響，這說(shuō)明在其他條件不變的情況下，投入到蔬菜生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量越多，農(nóng)戶(hù)對(duì)蔬菜的質(zhì)量安全控制水平越低。按照比較優(yōu)勢(shì)理論，農(nóng)業(yè)勞動(dòng)力多的家庭由于勞動(dòng)力資源豐富，傾向于用勞動(dòng)替代技術(shù)。而綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的某個(gè)環(huán)節(jié)或階段所需勞動(dòng)和技術(shù)需要科學(xué)配比，簡(jiǎn)單的用勞動(dòng)力數(shù)量代替綠色投入品使用會(huì)導(dǎo)致蔬菜質(zhì)量安全水平下降。
農(nóng)戶(hù)家庭中是否有外出務(wù)工勞動(dòng)力對(duì)農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平?jīng)]有明顯影響。根據(jù)調(diào)研我們給出的解釋是，外出務(wù)工可以增加農(nóng)戶(hù)家庭的總收入，戶(hù)主可以拿出部分收入通過(guò)雇傭勞動(dòng)力來(lái)彌補(bǔ)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力約束，因此外出務(wù)工對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)沒(méi)有直接影響。
回歸結(jié)果顯示，蔬菜種植收入對(duì)蔬菜的質(zhì)量安全水平在1%的顯著性水平上有明顯影響，說(shuō)明農(nóng)戶(hù)的蔬菜收入越多，越重視蔬菜的質(zhì)量安全水平。
戶(hù)主性別對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)影響顯著。男性戶(hù)主相對(duì)于對(duì)照組的女性戶(hù)主而言，生產(chǎn)的蔬菜質(zhì)量安全水平更高。根據(jù)訪(fǎng)談我們給出的解釋是男性戶(hù)主更容易接受新技術(shù)，如綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)中生物農(nóng)藥的使用，而女性更傾向于用傳統(tǒng)的方法種植蔬菜，如仍使用見(jiàn)效快的高毒化學(xué)農(nóng)藥。
戶(hù)主年齡越大，供給蔬菜的質(zhì)量安全水平越高。我們觀(guān)察到的事實(shí)是，年齡大的戶(hù)主較年齡小的戶(hù)主更傾向于用手工勞動(dòng)代替化學(xué)投入品的使用，年齡較大的戶(hù)主更喜歡整天在地里忙碌，進(jìn)行手工鋤草、人工授粉等。
控制變量安全蔬菜供給成本對(duì)農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)綠色蔬菜質(zhì)量水平?jīng)]有顯著性影響，在1%的顯著性水平上，安全蔬菜的預(yù)期收益通過(guò)了參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)。我們給出的解釋是，盡管綠色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)成本高于常規(guī)蔬菜，但農(nóng)戶(hù)對(duì)安全蔬菜的預(yù)期收益越高，農(nóng)戶(hù)對(duì)蔬菜的質(zhì)量控制越嚴(yán)格。因此成本的高低不影響農(nóng)戶(hù)是否生產(chǎn)綠色蔬菜的行為決策，預(yù)期收益對(duì)其有正影響。
地區(qū)虛擬變量不顯著表明河北定州農(nóng)戶(hù)和山東壽光農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)的蔬菜質(zhì)量安全水平有顯著性差異。
四、主要結(jié)論及政策啟示
本文通過(guò)實(shí)證分析主要得出以下結(jié)論和政策啟示：
基于農(nóng)戶(hù)家庭勞動(dòng)力數(shù)量與農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量安全水平相關(guān)性較小，投入到蔬菜生產(chǎn)的勞動(dòng)力數(shù)量對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)負(fù)影響，以及外出就業(yè)對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)無(wú)顯著性影響的分析結(jié)果，可鼓勵(lì)農(nóng)村勞動(dòng)力到城市務(wù)工，或從事農(nóng)業(yè)和非農(nóng)業(yè)的兼業(yè)化生產(chǎn)。
基于農(nóng)戶(hù)的家庭收入與該家庭生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量安全水平不相關(guān)，該家庭的農(nóng)業(yè)收入與農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量安全水平相關(guān)性較小，以及蔬菜種植收入對(duì)農(nóng)產(chǎn)品質(zhì)量安全水平影響顯著的分析結(jié)果可得到的政策啟示是：以農(nóng)產(chǎn)品收入為主要收入來(lái)源的家庭應(yīng)充分重視所生產(chǎn)的農(nóng)產(chǎn)品的質(zhì)量；以其他農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)（如農(nóng)業(yè)運(yùn)輸?shù)葹檗r(nóng)業(yè)服務(wù)的行業(yè)）收入為主要收入來(lái)源的家庭應(yīng)把主要精力集中在農(nóng)業(yè)經(jīng)營(yíng)方面，重點(diǎn)著眼生產(chǎn)率的提高；以非農(nóng)收入為主要收入來(lái)源的家庭，家庭的部分勞動(dòng)力可繼續(xù)從事到非農(nóng)行業(yè)，其余人員可通過(guò)加入農(nóng)業(yè)專(zhuān)業(yè)合作組織克服綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)對(duì)勞動(dòng)力數(shù)量的約束。
鑒于性別對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)影響顯著，應(yīng)增加女性戶(hù)主的培訓(xùn)機(jī)會(huì)，提高其技術(shù)素質(zhì)。由于女性戶(hù)主承擔(dān)著繁重的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，沒(méi)有時(shí)間繼續(xù)學(xué)習(xí)提高自己的文化程度。但是可有計(jì)劃的對(duì)她們進(jìn)行職業(yè)技術(shù)培訓(xùn)，尤其是在比較復(fù)雜的安全生產(chǎn)技術(shù)采用的初始階段，利用地方的農(nóng)技推廣機(jī)構(gòu)給予女性戶(hù)主直接的技術(shù)支持。
此外，預(yù)期收益盡管作為控制變量引入模型不是本文重點(diǎn)考察的內(nèi)容，但鑒于其對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)影響顯著的實(shí)證結(jié)果，政府應(yīng)建立并普及諸如綠色農(nóng)產(chǎn)品標(biāo)識(shí)制度、追溯制度以及采取對(duì)綠色農(nóng)產(chǎn)品直接補(bǔ)貼的方法穩(wěn)定農(nóng)戶(hù)生產(chǎn)綠色農(nóng)產(chǎn)品的預(yù)期收益。
注釋?zhuān)?/p>
①本研究中的戶(hù)主不同于戶(hù)口簿中的戶(hù)主，專(zhuān)指農(nóng)戶(hù)家庭的決策者。
②由于篇幅限制，被解釋變量指標(biāo)具體設(shè)計(jì)可以郵件的形式向作者索要。
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論文關(guān)鍵詞：MMT，治療效果，影響因素
美沙酮維持治療（Methadone Maintenance Treatment,簡(jiǎn)稱(chēng)MMT ) ，主要通過(guò)長(zhǎng)期限量給吸毒者口服美沙酮，抑制他們對(duì)的渴求[1]，同時(shí)，通過(guò)提供的心理治療、健康和就業(yè)咨詢(xún)等社會(huì)支持服務(wù)，使依賴(lài)者提高或恢復(fù)他們各自的生理和社會(huì)功能，達(dá)到減少非法的使用、控制疾病傳播、減少相關(guān)社會(huì)危害的目的[2]。本研究通過(guò)調(diào)查自貢市MMT門(mén)診病人美沙酮治療、社會(huì)功能恢復(fù)等信息，分析探討影響MMT效果的因素，旨在為今后對(duì)MMT門(mén)診病人開(kāi)展更有針對(duì)性的干預(yù)工作提供科學(xué)依據(jù)。
1 資料與方法
1.1 研究對(duì)象
病人來(lái)源于2009年8月11日至14日MMT，在自貢市美沙酮維持治療門(mén)診登記并接受替代治療的病人，其中符合排除標(biāo)準(zhǔn)或不愿參加者剔除，共248人。
1.1.1 納入標(biāo)準(zhǔn)
1）參加美沙酮維持治療一個(gè)月以上，已經(jīng)進(jìn)入劑量穩(wěn)定期的在治病人；
2）年齡在20周歲能上能下，且有獨(dú)立的民事行為能力；
3）本地居民或在本地居住超過(guò)6個(gè)月的外地戶(hù)籍居民；
4）知情同意并承諾有意向接受美沙酮治療一年以上。
1.1.2 排除標(biāo)準(zhǔn)
1）無(wú)法完成知情同意或知情不同意者；
2）短期轉(zhuǎn)入本門(mén)診的服藥人員和長(zhǎng)期轉(zhuǎn)出本門(mén)診的服藥人員；
3）目前伴有嚴(yán)重精神疾病、智力缺陷、語(yǔ)言障礙者等；
1.2研究方法：應(yīng)用課題統(tǒng)一制定的《服藥人員基線(xiàn)調(diào)查表》進(jìn)行一對(duì)一問(wèn)卷調(diào)查，同時(shí)收集MMT門(mén)診記錄中的病人基本資料。
1.3 統(tǒng)計(jì)分析：利用課題提供的軟件建立數(shù)據(jù)庫(kù)，以雙輸錄入法確保數(shù)據(jù)質(zhì)量，使用SPSS17.0進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。
2 結(jié)果
2.1首次退出治療保持天數(shù)
研究對(duì)象在MMT門(mén)診服藥的天數(shù)最短為1天，最長(zhǎng)為1476天，中位數(shù)57.5天。
2.2單因素分析
以首次退出治療保持天數(shù)作為衡量MMT維持治療效果的指標(biāo)，將研究對(duì)象的有關(guān)社會(huì)人口學(xué)特征、吸毒史、維持治療情況及社會(huì)功能恢復(fù)等32個(gè)變量進(jìn)行單因素分析（表1），按P＜0.10標(biāo)準(zhǔn)，篩選出婚姻狀況即是否有固定性伴，目前治療劑量，家人對(duì)治療所持態(tài)度及退出時(shí)的藥量4個(gè)有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義的變量。
表1 美沙酮維持治療效果的影響因素單因素分析結(jié)果
變量
系數(shù)
S．E
標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)
T
P
性別
15.964
40.481
0.025
0.394
0.694
年齡
2.593
2.411
0.068
1.076
0.283
民族
137.756
189.097
0.046
0.728
0.467
職業(yè)
-27.814
39.297
-0.045
-0.708
0.479
過(guò)去6個(gè)月的生活費(fèi)來(lái)源
53.397
42.719
0.079
1.250
0.213
婚姻狀況
69.342
33.612
0.130
2.063
0.040
過(guò)去30天偷吸次數(shù)
44.716
33.832
0.084
1.322
0.187
過(guò)去30天注射吸毒次數(shù)
42.794
35.023
0.078
1.222
0.233
配偶是否吸毒
-38.878
43.489
-0.057
-0.894
0.372
對(duì)美沙酮維持治療的認(rèn)識(shí)
28.989
66.979
0.028
0.433
0.666
治療期間偷吸吸毒的風(fēng)險(xiǎn)
-65.488
43.359
-0.096
-1.510
0.132
目前治療劑量是否合適
88.535
52.385
0.107
關(guān)鍵詞 正念；主觀(guān)幸福感；心理幸福感
分類(lèi)號(hào) B842.2
1 引言
佛教意圖幫助信徒離苦得樂(lè)，心理學(xué)旨在通過(guò)提高正性情感或降低負(fù)性情感以得幸福，兩者何其相似。正因如此，通過(guò)佛學(xué)與心理學(xué)的結(jié)合，正念療法誕生。正念是一種有意識(shí)地關(guān)注當(dāng)下并對(duì)當(dāng)下不作評(píng)判的覺(jué)知狀態(tài)。幸福感的解釋則多種多樣，運(yùn)用最廣泛的是主觀(guān)幸福感和心理幸福感兩個(gè)概念。主觀(guān)幸福感（SWB）是指?jìng)€(gè)體對(duì)自身生活總體質(zhì)量的主觀(guān)評(píng)價(jià)。心理幸福感（PWB）是指外界對(duì)個(gè)體自我實(shí)現(xiàn)的客觀(guān)評(píng)價(jià)。將兩者相結(jié)合來(lái)評(píng)判一個(gè)人的幸福感更為合理。
二十世紀(jì)七十年代，正念便已成為西方心理治療的主流療法之一。隨著正念運(yùn)用的增多，關(guān)于正念與幸福感的實(shí)證研究也越來(lái)越豐富。Ryan和Deci（2002）使用正念注意覺(jué)知量表（MAAS）研究正念與主觀(guān)幸福感的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)正念水平高的個(gè)體正性情感更多，負(fù)性情感更少，生活滿(mǎn)意度更高。Collard， Avny和Boniwell（2008）通過(guò)實(shí)證研究驗(yàn)證了內(nèi)觀(guān)認(rèn)知療法（MBCT）中的正念練習(xí)對(duì)正念水平及主觀(guān)幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)練習(xí)能夠提高參與者的正念水平、生活滿(mǎn)意度，降低參與者的負(fù)性情緒，最終導(dǎo)致主觀(guān)幸福感提升。Falkenstrm（2010）研究?jī)?nèi)觀(guān)禪修中的正念冥想時(shí)發(fā)現(xiàn)，參加者五因素正念度量表（FFMQ）的得分在禪修后相對(duì)未參加者提高不顯著，但幸福感提升是顯著的。James和Ruth（2008）研究了正念的家庭練習(xí)時(shí)間和正念水平與幸福感的關(guān)系，采用五因素正念度量表（FFMQ）測(cè)量正念水平，心理幸福感量表（SPWB）測(cè)量幸福感，通過(guò)相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)正念練習(xí)時(shí)間與正念量表中的多數(shù)因子、幸福感的變化呈顯著的相關(guān)關(guān)系。然而，一些研究發(fā)現(xiàn)正念并不能有效改善幸福感，如，Shauna，Kirk，Carl和Thomas（2007）統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)每周總的正念練習(xí)時(shí)間并不能預(yù)測(cè)壓力狀況和主觀(guān)幸福感的變化。
目前國(guó)內(nèi)已經(jīng)完成一些關(guān)于正念對(duì)幸福感的影響研究。鄧玉琴（2009）經(jīng)過(guò)八周正念訓(xùn)練得到了積極情緒增強(qiáng)和消極情緒減少的結(jié)果，且在三個(gè)月后的追蹤仍有效；另外有人得出正念訓(xùn)練可以提高人們的主觀(guān)幸福感（趙曉晨，2011；劉興華，徐慰，王玉正，2013）；還有研究發(fā)現(xiàn)正念訓(xùn)練可以顯著提高α波，使人的情緒變得平和，但改變?cè)谙麡O情緒上顯著，而在積極情緒方面不顯著（任俊，黃璐，張振，2012）。國(guó)內(nèi)關(guān)于正念與幸福感之間的研究主要涉及主觀(guān)幸福感以及兩者與共變因子之間的關(guān)系，但尚未有正念對(duì)心理幸福感的實(shí)證研究。
2 對(duì)象與方法
2.1 對(duì)象
被試由線(xiàn)上、線(xiàn)下兩種方式的宣傳招募而來(lái)。選取38名南昌大學(xué)大三學(xué)生為同質(zhì)樣本，隨機(jī)分配19人為訓(xùn)練組，另外19人為對(duì)照組。訓(xùn)練組由于出勤率低剔除4名被試，對(duì)照組因?yàn)閱?wèn)卷漏填、信息不全等問(wèn)題也剔除了5名被試。經(jīng)過(guò)篩選，得到的有效被試為：訓(xùn)練組15名，對(duì)照組14名。
2.2 工具
五因素正念度量表（FFMQ）是由Baer，Smith，Hopkins，Krietemeyer和Toney五人于2006年合力編制的，他們通過(guò)對(duì)前人的五個(gè)正念度量表中的112個(gè)項(xiàng)目進(jìn)行因素分析，得出五個(gè)相對(duì)獨(dú)立的因子，分別是：觀(guān)察、描述、有覺(jué)知地行動(dòng)、不判斷、不反應(yīng)。量表總共39個(gè)項(xiàng)目，使用五級(jí)計(jì)分。該量表的Cronbach’s α系數(shù)分別是：觀(guān)察0.83、描述0.91、有覺(jué)知地行動(dòng)0.87、不判斷0.87、不反應(yīng)0.75。
《心理技術(shù)與應(yīng)用》 2015年第12期 （總第28期）苗元江 梁小玲 苗 心 汪靜瑩 正念訓(xùn)練對(duì)受訓(xùn)者幸福感的影響研究綜合幸福問(wèn)卷（MHQ）由苗元江于2003年編制而成，使用七級(jí)計(jì)分，共計(jì)51個(gè)項(xiàng)目。該問(wèn)卷包括兩個(gè)維度：主觀(guān)幸福感和心理幸福感。共計(jì)九個(gè)因子：生活滿(mǎn)意度、正性情感、負(fù)性情感、生命活力、健康關(guān)注、利他行為、自我價(jià)值、友好關(guān)系和人格成長(zhǎng)。前三個(gè)因子屬于主觀(guān)幸福感，后六個(gè)因子屬于心理幸福感。其中負(fù)性情感采用反向計(jì)分。問(wèn)卷九個(gè)因子的信度在0.674至0.906之間。
2.3 程序
被試被隨機(jī)分配至訓(xùn)練組和對(duì)照組。訓(xùn)練組進(jìn)行每周一次、共8次的正念訓(xùn)練，對(duì)照組不做訓(xùn)練。兩組均在訓(xùn)練前后采用FFMQ和MHQ進(jìn)行現(xiàn)場(chǎng)測(cè)試。訓(xùn)練的內(nèi)容以正念減壓訓(xùn)練（MBSR）中的技術(shù)為參考，具體安排如表1所示。將收集到的數(shù)據(jù)用SPSS17.0進(jìn)行分析：使用單因素方差分析或獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對(duì)不同人口學(xué)變量進(jìn)行差異檢驗(yàn)；采用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)對(duì)實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組之間的差異進(jìn)行檢測(cè)。表1 每周訓(xùn)練內(nèi)容與家庭作業(yè)
3 結(jié)果
在訓(xùn)練之前，進(jìn)行前測(cè)以判斷訓(xùn)練組與對(duì)照組是否為同質(zhì)樣本。前測(cè)數(shù)據(jù)經(jīng)由獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)顯示：兩組的FFMQ總分t=1.673、p=0.106；MHQ總分t=0.759、p=0.454；主觀(guān)幸福感t=-0.252 、p=0.803；心理幸福感t=1.093、p=0.284。數(shù)據(jù)顯示兩組被試在正念水平和幸福感上均無(wú)顯著差異，即兩組被試屬于同質(zhì)樣本。
3.1 人口學(xué)變量上的差異
研究設(shè)置了年齡、性別、生源地、獨(dú)生子女與否、家庭經(jīng)濟(jì)狀況和人際關(guān)系狀況六項(xiàng)人口學(xué)變量。六個(gè)變量中年齡和獨(dú)生子女與否在兩個(gè)量表及其各個(gè)因子上皆無(wú)顯著差異。
性別之間的差異體現(xiàn)在FFMQ的因子描述（p< 0.01）和MHQ總分及其維度心理幸福感和因子健康關(guān)注、生活滿(mǎn)意度中（p< 0.05），女生的表現(xiàn)均好于男生。
不同生源地之間的差異僅出現(xiàn)在FFMQ的因子不反應(yīng)中，來(lái)自鄉(xiāng)鎮(zhèn)的被試比來(lái)自城市的被試在不反應(yīng)因子上表現(xiàn)更突出（p< 0.05）。
家庭經(jīng)濟(jì)狀況對(duì)被試的影響僅表現(xiàn)在MHQ的因子健康關(guān)注中，家境較好的被試與家境一般（p< 0.01）和家境較差（p< 0.05）的被試之間對(duì)健康的關(guān)注存在顯著差異，而家境一般與家境較差的被試之間無(wú)顯著差異。
人際關(guān)系狀況會(huì)影響FFMQ的因子不判斷，人際關(guān)系良好的被試要比人際關(guān)系一般的被試的不判斷水平要高（p< 0.05）。
3.2 前后測(cè)組內(nèi)比較
在兩組的組內(nèi)比較中，雖然訓(xùn)練組后測(cè)的FFMQ總分、MHQ總分、SWB和PWB都高于前測(cè)，但僅有FFMQ總分顯示出顯著差異（p< 0.01）。訓(xùn)練組的顯著變化還發(fā)生在因子正性情感（p< 0.05）和健康關(guān)注（p< 0.05）上。對(duì)照組各個(gè)項(xiàng)目和因子均未有顯著差異。
3.3 前后測(cè)組間比較
為了知曉訓(xùn)練是否產(chǎn)生顯著的影響，對(duì)訓(xùn)練組和對(duì)照組的前后測(cè)差值（后測(cè)成績(jī)-前測(cè)成績(jī)）進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。結(jié)果兩組僅在正念水平上出現(xiàn)了顯著差異（p< 0.01），各個(gè)幸福感上未發(fā)生顯著變化，但在因子正性情感（p< 0.01）上出現(xiàn)了顯著差異，訓(xùn)練組明顯高于對(duì)照組。
4 討論
人口學(xué)變量的結(jié)果顯示：不同性別被試在MHQ總分、心理幸福感、健康關(guān)注、生活滿(mǎn)意和描述上存在顯著差異，在描述這一因子中，女生的表現(xiàn)（得分均值）比男生好，這一結(jié)果可能源于女生的語(yǔ)言能力要優(yōu)于男生的緣故（彭聃齡，2012）；不同生源地被試在不反應(yīng)上存在顯著差異，鄉(xiāng)鎮(zhèn)的被試表現(xiàn)得比城市被試更明顯，這一差異可能是由于農(nóng)村的大學(xué)生在性格上比來(lái)自城市的大學(xué)生更內(nèi)向、拘謹(jǐn)導(dǎo)致（張旭東，李志，1988）；不同家庭經(jīng)濟(jì)狀況的被試在健康關(guān)注上存在顯著差異，結(jié)果顯示家境較好與家境較差的被試都比家境一般的被試更關(guān)注自身健康，這種狀況可能是因?yàn)榧揖澈玫膫€(gè)體對(duì)健康投入更多且更愛(ài)惜自己的身體，而家境差的個(gè)體由于缺少醫(yī)療資源更擔(dān)心自己的不健康會(huì)給家庭帶來(lái)負(fù)擔(dān)；人際關(guān)系狀況變量在不判斷上存在顯著差異，人際關(guān)系良好的被試比人際關(guān)系一般的被試的表現(xiàn)更好，這種差異可能因?yàn)槿穗H關(guān)系較好的人更不在意評(píng)價(jià)對(duì)自身的影響；不同年齡和獨(dú)生子女與否在各個(gè)因子上無(wú)顯著差異。
與以往的研究（Shauna， Kirk， Carl， & Thomas， 2011）一致的是，訓(xùn)練組的FFMQ得分增幅顯著高于對(duì)照組，說(shuō)明正念訓(xùn)練能夠有效改善受訓(xùn)者的正念水平。
由于訓(xùn)練組的MHQ、SWB和PWB得分與對(duì)照組沒(méi)有顯著差異，故本研究認(rèn)為正念訓(xùn)練對(duì)主觀(guān)幸福感和心理幸福感的改善不顯著，即正念訓(xùn)練不能改變主觀(guān)幸福感和心理幸福感。這一結(jié)果與Shauna等人（2007）和Shamini等人（2007）的研究類(lèi)似。雖然正念訓(xùn)練沒(méi)能提升被試的幸福感，但訓(xùn)練組的正性情感在訓(xùn)練之后顯著高于對(duì)照組，說(shuō)明正念訓(xùn)練能夠有效提高受訓(xùn)者的正性情感。
本研究的樣本量較小，影響了研究結(jié)論的推廣性。在正念減壓訓(xùn)練中，家庭作業(yè)的重要性不容忽視。雖然本研究被試的主觀(guān)報(bào)告顯示他們?cè)诜怯?xùn)練的時(shí)間里有堅(jiān)持完成家庭作業(yè)，但由于缺乏有效的監(jiān)督，無(wú)法判定被試的家庭作業(yè)是否有質(zhì)有量地完成，這一點(diǎn)也會(huì)影響實(shí)驗(yàn)結(jié)果。本研究采用完全隨機(jī)前后測(cè)設(shè)計(jì)，雖然控制了大多數(shù)影響內(nèi)部效度的因素，但無(wú)法排除個(gè)體差異。在未來(lái)的研究中可采用隨機(jī)區(qū)組設(shè)計(jì)，排除個(gè)體差異。在訓(xùn)練方案上也可以同時(shí)考察MBCT和MBSR等不同正念訓(xùn)練所產(chǎn)生的效果差異。
5 結(jié)論
（1）正念訓(xùn)練能夠有效改善受訓(xùn)者的正念水平。
（2）正念訓(xùn)練不能提高受訓(xùn)者的主觀(guān)幸福感和心理幸福感，但能夠有效提高受訓(xùn)者的正性情感。
參考文獻(xiàn)
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劉興華， 徐慰， 王玉正. （2013）. 正念訓(xùn)練提升自愿者幸福感的6周隨機(jī)對(duì)照試驗(yàn). 中國(guó)心理衛(wèi)生雜志， 8， 587-601.
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任俊， 黃璐， 張振. （2012）. 新冥想使人變得平和――人們對(duì)正、負(fù)性情緒圖片的情緒反應(yīng)可因冥想訓(xùn)練而降低. 心理學(xué)報(bào)， 44， 1339-1348.
