發(fā)布時(shí)間：2022-11-01 23:58:05
序言：寫作是分享個(gè)人見解和探索未知領(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)，請盡情閱讀。
二孩思想其實(shí)與我國的孝道思想是統(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，到2025年底老年人口將達(dá)2.8億，約占總?cè)丝诘?0%。顯然，我國正以驚人的速度進(jìn)入老齡化社會(huì)。而且，我國進(jìn)入老齡化社會(huì)與發(fā)達(dá)國家不同，是在經(jīng)濟(jì)相對落后的情況下進(jìn)入的，時(shí)間短，速度快，指望在短期內(nèi)用社會(huì)保障和敬老院來實(shí)現(xiàn)老有所養(yǎng)，老有所樂，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，有助于我們在市場經(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
擬解決的主要問題
1、重點(diǎn)：在現(xiàn)在市場經(jīng)濟(jì)條件下對儒家“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、編寫寫作提綱
4、寫作論文
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、對資料進(jìn)行閱讀，分析和綜合
3、制定寫作計(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)家庭教育觀念。在我們的調(diào)查中，大多數(shù)家長認(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%的家長說不清楚，5%的家長認(rèn)為是社會(huì)責(zé)任，10%的家長認(rèn)為是學(xué)校責(zé)任，35%的家長認(rèn)為家庭教育對流動(dòng)兒童不太重要，但同時(shí)也有78%的家長認(rèn)為家庭生活中最重要的就是教育問題，79%的家長認(rèn)為，教育孩子不僅僅是為了自己的孩子也是為了國家。(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)，家長在時(shí)間投入上并不多，有12%的家長因?yàn)楣ぷ魈α?，沒有時(shí)間有意識地與孩子在一起，有10%的家長與孩子在一起的時(shí)間在4小時(shí)以上，分別有56%、34%的家長一天中與孩子有意識在一起的時(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)，家長在教育費(fèi)用的投入上要比時(shí)間多一些，有8%的家長認(rèn)為，為了教育孩子花多少錢都值得，有12%的家長認(rèn)為不是這樣，有80%的家長認(rèn)為要看具體情況而定。36%的家長認(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)家庭沒有額外的教育費(fèi)用支出，如購買課外書、參加各種興趣班、為增長知識而進(jìn)行的娛樂活動(dòng)等。其次，我們從教育的方法上來考察。有82%的家長認(rèn)為，教育孩子要講究方式方法，但同時(shí)也有18%的家長認(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)步或取得一定成績時(shí)，42%的家長表示主要給予精神獎(jiǎng)勵(lì)，20%的家長主要給予物質(zhì)獎(jiǎng)勵(lì)，38%的家長表示要視具體情況而定。當(dāng)孩子犯了錯(cuò)誤，28%的家長會(huì)幫助分析原因并找出解決問題的辦法，59%的家長會(huì)給予一定的處罰，如打罵、不給買東西等，也有3%的家長認(rèn)為隨他去，孩子大了就自然懂事了。再次，從教育信息來源看。流動(dòng)家庭的家長中有26%的家長能夠主動(dòng)去學(xué)習(xí)教育孩子的相關(guān)知識，但是也有32%的家長表示不會(huì)去有意識地學(xué)習(xí)和掌握相關(guān)知識。教育孩子的方式方法依次主要來源于以下渠道:家長學(xué)校、看電視書報(bào)、上網(wǎng)、上輩家庭教育經(jīng)驗(yàn)、向親朋好友請教等?？梢?，他們的教育知識的來源渠道還是比較寬的，關(guān)鍵還是家長本人的學(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)境對子女健康性格的形成至關(guān)重要。因此，營造良好的家庭環(huán)境是必不可少的。(1)作為家長，要做到互敬互愛，互諒互讓，保持恩愛的夫妻關(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)父母對子女要平等相待，多一份體貼，少一些訓(xùn)斥;多一分愛護(hù)，少一些冷淡;多一份理解，少一些專橫。既不能動(dòng)輒嚴(yán)厲懲罰，也不能過分溺愛和保護(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。針對此特點(diǎn)，家長可有針對性地開展勞動(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)，給孩子樹立正確的勞動(dòng)觀念，對父母的職業(yè)持正確的看法，明白父母就業(yè)過程中的艱辛。
2．廣泛開展宣傳，普及家庭教育知識，在全社會(huì)樹立正確的教育觀念
利用廣播、電視、網(wǎng)絡(luò)等現(xiàn)代傳媒方式，以及家長會(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，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。建立以家長學(xué)校為平臺的培訓(xùn)機(jī)構(gòu)，對家庭教育進(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)，家長的素質(zhì)直接關(guān)系到家教水平。因此，加強(qiáng)對家庭學(xué)校的管理，使家長能得到較為全面、系統(tǒng)、科學(xué)的家庭教育指導(dǎo)，對流動(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
中圖分類號：G641 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：1674-9324（2013）21-0248-02
當(dāng)受到來自他人的無私幫助時(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)對于個(gè)體身心健康以及主觀幸福感的意義，也有一部分研究從感恩特質(zhì)的動(dòng)機(jī)作用出發(fā)，研究其對于助人行為的影響。
國外許多學(xué)者對感恩做出了定義。Emmons（2003）認(rèn)為感恩是一種情緒，其核心是對已得利益的愉受。感恩的對象是他人或他物，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、對施惠者的仁愛、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)通過助人行為表現(xiàn)出來（田喜生，2008）。因?yàn)橹藘A向是人們在日常生活中表現(xiàn)出來的穩(wěn)定的傾向，可以預(yù)測助人行為，所以我們可以通過助人傾向來探究個(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)維度對助人傾向的預(yù)測作用。
二、研究對象及研究方法
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。
助人傾向問卷。該問卷由內(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?？紤]到社會(huì)贊許性可能對感恩和助人傾向的測量產(chǎn)生影響，通過統(tǒng)計(jì)的方式對其進(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。采用集體施測的方式，在課堂上發(fā)放問卷，當(dāng)場收回。共得到有效問卷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)變量對感恩傾向影響的效應(yīng)分析。方差分析結(jié)果表明，在對感恩的影響上，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)變量對助人傾向影響的效應(yīng)分析。方差分析結(jié)果表明，在對助人傾向的影響上，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)行層級回歸發(fā)現(xiàn)，感恩總分沒有進(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、感恩頻率對助人傾向有顯著的預(yù)測作用，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，感恩密度對助人傾向也有預(yù)測作用，但效果只達(dá)到了邊緣顯著，感恩的廣度，即個(gè)體對生活層面感恩的范圍，對助人傾向沒有預(yù)測作用。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、感恩密度對助人傾向有預(yù)測作用，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)，對男生管教嚴(yán)格，對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，所以，女生獲得幫助的機(jī)會(huì)就比男生多，對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)生子女得到父母過多的溺愛和保護(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，通過進(jìn)一步簡單效應(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，在生源地上沒有差異。感恩深度、頻率、密度這三個(gè)維度對助人傾向有顯著的預(yù)測作用?？傊鳛槿烁裉刭|(zhì)的感恩對助人傾向有顯著的預(yù)測作用，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，對助人傾向有顯著預(yù)測作用。
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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.問題的提出
研究生在進(jìn)入新的校園之后，都要經(jīng)歷對環(huán)境的適應(yīng)過程。如果學(xué)生對學(xué)校有較強(qiáng)的認(rèn)同感，則有助于其對新環(huán)境的適應(yīng)。學(xué)校認(rèn)同程度較高的學(xué)生，對學(xué)校各方面的評價(jià)更為積極，在學(xué)業(yè)上更為專注和努力。他們往往更愿意自發(fā)的調(diào)試自己的狀態(tài)，接觸周圍的人群，努力適應(yīng)新學(xué)校的生活。作為研究生，筆者對研究生群體的學(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，對于學(xué)校的認(rèn)同高過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，筆者通過問卷調(diào)查的方法對該問題進(jìn)行了調(diào)查研究。
2.研究的意義
在一所大學(xué)中，學(xué)生對學(xué)校認(rèn)同程度，不僅對學(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。對學(xué)生個(gè)體來說，既可以幫助他在校期間學(xué)到更多知識，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)校爭取到更多的資源，對學(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)生對所在學(xué)校的價(jià)值觀、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所屬學(xué)校學(xué)生身份的知悉、情感上的接納，對所屬學(xué)校的評價(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)筆者的日常觀察和訪談分析，本文進(jìn)行了以下假設(shè):
（1）學(xué)生對校園環(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)方面的評價(jià)是否滿意的幾率基本相當(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
本文的研究對象為在校研究生，利用隨機(jī)抽樣的方法發(fā)放調(diào)查問卷，并結(jié)合個(gè)人訪談獲取更為詳盡的信息。本文共發(fā)放調(diào)查問卷120份，回收106份，有效問卷100份。回收率88%，有效率94%。使用SPSS統(tǒng)計(jì)分析軟件對學(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)一步對四個(gè)影響因素進(jìn)行分析，找出學(xué)生評價(jià)最低的影響因素。本文還分別對學(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。對專業(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)變量對認(rèn)同感影響是否有顯著性差異。
6.調(diào)查問卷的信效度分析
學(xué)校認(rèn)同感的調(diào)查問卷分為兩部分，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“無法確定”，4表示“比較符合”，5表示“非常符合”。
本文調(diào)查問卷參照碩士論文比較成熟的調(diào)查問卷編寫，測量了所要測試的研究生對學(xué)校的認(rèn)同感，具有良好的效度。將問卷的結(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，說明項(xiàng)目具有較好的區(qū)分度。對問卷的信都進(jìn)行分析，校園環(huán)境的問卷的Cronbachа系數(shù)是.768，學(xué)術(shù)學(xué)習(xí)氛圍問卷的Cronbachа系數(shù)為.765，后勤服務(wù)問卷的Cronbachа系數(shù)為.788，校園人際關(guān)系問卷的Cronbachа系數(shù)為.786。問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題。文章通過構(gòu)建城市化綜合水平評價(jià)指標(biāo)體系以及引入城市資源壓力指數(shù)，對北京市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前者影響程度的大小，以期對政府政策制定者有所啟示。
1城市化的內(nèi)涵及其測度
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)雜過程，在人口學(xué)、社會(huì)學(xué)、經(jīng)濟(jì)學(xué)上對其有不同的定義。一般認(rèn)為：城市化是一個(gè)國家或地區(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)、城市人口不斷增長的過程[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度
在以往對城市化的研究中，人們往往使用人口城鎮(zhèn)化率，即市鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎貋頊y度城市化水平。不可否認(rèn)，這種測量方法直觀且數(shù)據(jù)易得，能夠在一定程度上反映出我國的城市化發(fā)展?fàn)顩r。但是，由于受到諸如城鄉(xiāng)戶籍的嚴(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)來測度城市化發(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
每萬人擁有公共交通車輛
輛
空間
城市化
X14
城市人均公共綠地面積
m2
X15
關(guān)鍵詞：中國農(nóng)戶；家庭人口學(xué)特征；綠色農(nóng)產(chǎn)品
中圖分類號：F323.6 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）11-0035-05
一、引言
近年來中國農(nóng)戶家庭人口學(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、戶主文化程度普遍提高。目前，我國農(nóng)戶的家庭特點(diǎn)是否適合生產(chǎn)綠色農(nóng)產(chǎn)品？家庭戶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。
國內(nèi)關(guān)于農(nóng)戶家庭人口學(xué)特征與農(nóng)戶經(jīng)濟(jì)行為的代表性研究如下：高夢滔和畢嵐嵐利用微觀面板數(shù)據(jù)實(shí)證分析了家庭人口學(xué)特征與農(nóng)戶消費(fèi)增長的關(guān)系[1]。周逸先和崔玉平研究了農(nóng)村戶主的文化素質(zhì)與就業(yè)及家庭收入的相關(guān)性[2-3]。孔喜梅的研究表明農(nóng)戶家庭土地流轉(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農(nóng)戶集約用地意愿有顯著性影響[5]。在農(nóng)戶行為決策的研究中，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)戶年齡對節(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)把戶主年齡和戶主受教育年限以解釋變量引進(jìn)模型，研究結(jié)果表明戶主年齡對農(nóng)戶安全農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)行為影響顯著，戶主的受教育年限影響不顯著[7]。周潔紅的研究表明戶主年齡和受教育程度對農(nóng)戶蔬菜質(zhì)量安全控制無顯著性影響[8]。綜述文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，農(nóng)戶家庭人口學(xué)特征與綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)關(guān)系的研究在國內(nèi)尚不多見，鑒于此，本文利用對河北定州和山東壽光308個(gè)蔬菜種植農(nóng)戶的調(diào)研數(shù)據(jù)，在統(tǒng)計(jì)分析和模型研究的基礎(chǔ)上對農(nóng)戶家庭人口學(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)來源與變量的描述性統(tǒng)計(jì)
（一）數(shù)據(jù)來源
本文部分?jǐn)?shù)據(jù)來自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)來自2012年暑假的調(diào)研。數(shù)據(jù)獲得過程如下：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題，在開展大規(guī)模調(diào)查前，先通過小規(guī)模試調(diào)查對調(diào)查項(xiàng)目進(jìn)行了檢驗(yàn)。通過小樣本預(yù)調(diào)研，補(bǔ)充、修訂和完善了問卷，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。被調(diào)查者均為蔬菜種植專業(yè)戶的家庭決策者，由調(diào)研員對其提問后填寫問卷。本次調(diào)查共發(fā)放問卷500份，有效問卷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?；诮陙碇袊r(nóng)戶家庭的主要變化，本文主要考察農(nóng)戶的家庭規(guī)模與結(jié)構(gòu)、勞動(dòng)力數(shù)量與構(gòu)成、收入來源與分布以及包括年齡、性別、文化在內(nèi)的家庭戶主特征。
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)前中國農(nóng)戶家庭規(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)戶家庭的人力資本在一定程度上影響農(nóng)戶的行為決策，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)戶占79.91%，家庭構(gòu)成為一對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)成為一對夫婦和沒有獨(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. 收入來源與分布。農(nóng)戶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題之一。根據(jù)以往研究，不僅收入的絕對數(shù)量影響農(nóng)戶決策，收入的來源結(jié)構(gòu)對農(nóng)戶行為也有一定影響，因此我們設(shè)立了農(nóng)戶家庭的農(nóng)業(yè)收入和蔬菜種植收入兩個(gè)指標(biāo)來反映農(nóng)產(chǎn)品收入在農(nóng)戶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)查樣本的收入來源有如下三種類型：家庭經(jīng)營收入、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. 戶主人口學(xué)特征。在我國農(nóng)村，戶主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，因此戶主特征成為影響家庭決策的一個(gè)重要因素。
戶主年齡。年齡在一定程度上是一種經(jīng)歷的代表，它可以用來解釋動(dòng)機(jī)和目標(biāo)的多樣性[9]。根據(jù)以往研究，戶主的年齡會(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)是戶主年齡影響綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)。從年齡結(jié)構(gòu)來看，在被調(diào)查的戶主中，30歲以下的樣本所占比例為9.82%；31～40歲戶主所占比例為25.34%；41～50歲戶主占40.23%；51～60歲戶主占22.81%；60歲以上戶主所占比例約為1.80%。
戶主性別。在308個(gè)被調(diào)研樣本中男性戶主占81.8%，女性戶主占18.2%。為考察性別對農(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、辨識和理解信息的能力[10]，為此本文將考察戶主的文化程度對綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)的影響。在被調(diào)查樣本中，戶主平均受教育年限為7.27年。從樣本的分布情況來看，不識字的戶主占2.51%；接受過1～6年教育的戶主占41.62%；接受過7～9年教育的戶主占43.04%；受教育年限在10年以上的戶主占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)戶綠色蔬菜生產(chǎn)與農(nóng)戶人口學(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)戶安全行為得分表示（具體賦值見回歸模型中被解釋變量的說明）。
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。我們訪談了解的情況是，農(nóng)業(yè)收入構(gòu)成家庭主要收入來源的農(nóng)戶比非農(nóng)收入是主要來源的農(nóng)戶更重視綠色農(nóng)產(chǎn)品的生產(chǎn)。
戶主年齡與蔬菜質(zhì)量安全水平在1%的顯著性水平上正相關(guān)。戶主年齡與農(nóng)戶綠色農(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)訪談的情況，戶主的文化程度對綠色蔬菜生產(chǎn)影響不太大的原因是，接受教育少的農(nóng)戶雖然對一些綠色生產(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)藥銷售部門專業(yè)農(nóng)藝師或當(dāng)?shù)氐募夹g(shù)推廣人員的免費(fèi)咨詢服務(wù)。
（二）回歸分析
盡管相關(guān)分析對一些研究假設(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)戶生產(chǎn)蔬菜的安全水平，具體取值為農(nóng)戶安全行為得分。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)過程，對綠色農(nóng)產(chǎn)品安全生產(chǎn)狀況的測量由四類指標(biāo)（農(nóng)藥使用情況、肥料使用情況、種植前和過程中綠色技術(shù)采用狀況、農(nóng)產(chǎn)品采摘后處理）共同測度。農(nóng)產(chǎn)品安全生產(chǎn)狀況建立在農(nóng)戶生產(chǎn)行為基礎(chǔ)上，農(nóng)戶生產(chǎn)行為由農(nóng)戶對四類指標(biāo)問題的回答來反映[11-13]。對農(nóng)戶的回答計(jì)算得分，所有問題的得分相加得到被解釋變量指標(biāo)②。
labour：農(nóng)戶家庭勞動(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：戶主性別，用虛擬變量表示；age：戶主年齡；Region：地區(qū)，用虛擬變量表示。
成本和收益是農(nóng)戶經(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)是蔬菜種植專業(yè)戶一項(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。由于不同種類的蔬菜生產(chǎn)投入成本存在很大差異，因此對農(nóng)戶供給安全蔬菜成本的測度沒有采用實(shí)際的成本核算，而是采用農(nóng)戶感知成本。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、價(jià)格波動(dòng)幅度大等特點(diǎn)，農(nóng)戶在生產(chǎn)時(shí)并不確切知曉產(chǎn)品生產(chǎn)出來后的售價(jià)和收益，在模型中我們用預(yù)期收益指標(biāo)來考察價(jià)格和收益對農(nóng)戶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)果及整體評價(jià)
我們首先用VIF法對模型進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，用White檢驗(yàn)法對模型進(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）對模型進(jìn)行估計(jì)，權(quán)重取“殘差絕對值的倒數(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)量對蔬菜質(zhì)量安全水平存在顯著的負(fù)影響，這說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)戶對蔬菜的質(zhì)量安全控制水平越低。按照比較優(yōu)勢理論，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)戶家庭中是否有外出務(wù)工勞動(dòng)力對農(nóng)戶生產(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)戶家庭的總收入，戶主可以拿出部分收入通過雇傭勞動(dòng)力來彌補(bǔ)生產(chǎn)中的勞動(dòng)力約束，因此外出務(wù)工對綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)沒有直接影響。
回歸結(jié)果顯示，蔬菜種植收入對蔬菜的質(zhì)量安全水平在1%的顯著性水平上有明顯影響，說明農(nóng)戶的蔬菜收入越多，越重視蔬菜的質(zhì)量安全水平。
戶主性別對綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)影響顯著。男性戶主相對于對照組的女性戶主而言，生產(chǎn)的蔬菜質(zhì)量安全水平更高。根據(jù)訪談我們給出的解釋是男性戶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，如仍使用見效快的高毒化學(xué)農(nóng)藥。
戶主年齡越大，供給蔬菜的質(zhì)量安全水平越高。我們觀察到的事實(shí)是，年齡大的戶主較年齡小的戶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農(nóng)戶生產(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)戶對安全蔬菜的預(yù)期收益越高，農(nóng)戶對蔬菜的質(zhì)量控制越嚴(yán)格。因此成本的高低不影響農(nóng)戶是否生產(chǎn)綠色蔬菜的行為決策，預(yù)期收益對其有正影響。
地區(qū)虛擬變量不顯著表明河北定州農(nóng)戶和山東壽光農(nóng)戶生產(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
本文通過實(shí)證分析主要得出以下結(jié)論和政策啟示：
基于農(nóng)戶家庭勞動(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)量對綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)負(fù)影響，以及外出就業(yè)對綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)無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（如農(nóng)業(yè)運(yùn)輸?shù)葹檗r(nóng)業(yè)服務(wù)的行業(yè)）收入為主要收入來源的家庭應(yīng)把主要精力集中在農(nóng)業(yè)經(jīng)營方面，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)，其余人員可通過加入農(nóng)業(yè)專業(yè)合作組織克服綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)對勞動(dòng)力數(shù)量的約束。
鑒于性別對綠色農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)影響顯著，應(yīng)增加女性戶主的培訓(xùn)機(jī)會(huì)，提高其技術(shù)素質(zhì)。由于女性戶主承擔(dān)著繁重的農(nóng)業(yè)勞動(dòng)，沒有時(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)識制度、追溯制度以及采取對綠色農(nóng)產(chǎn)品直接補(bǔ)貼的方法穩(wěn)定農(nóng)戶生產(chǎn)綠色農(nóng)產(chǎn)品的預(yù)期收益。
注釋：
①本研究中的戶主不同于戶口簿中的戶主，專指農(nóng)戶家庭的決策者。
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,簡稱MMT ) ，主要通過長期限量給吸毒者口服美沙酮，抑制他們對的渴求[1]，同時(shí)，通過提供的心理治療、健康和就業(yè)咨詢等社會(huì)支持服務(wù)，使依賴者提高或恢復(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]。本研究通過調(diào)查自貢市MMT門診病人美沙酮治療、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MMT門診病人開展更有針對性的干預(yù)工作提供科學(xué)依據(jù)。
1 資料與方法
1.1 研究對象
病人來源于2009年8月11日至14日MMT，在自貢市美沙酮維持治療門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6個(gè)月的外地戶籍居民；
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）無法完成知情同意或知情不同意者；
2）短期轉(zhuǎn)入本門診的服藥人員和長期轉(zhuǎn)出本門診的服藥人員；
3）目前伴有嚴(yán)重精神疾病、智力缺陷、語言障礙者等；
1.2研究方法：應(yīng)用課題統(tǒng)一制定的《服藥人員基線調(diào)查表》進(jìn)行一對一問卷調(diào)查，同時(shí)收集MMT門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，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)
研究對象在MMT門診服藥的天數(shù)最短為1天，最長為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
過去6個(gè)月的生活費(fèi)來源
53.397
42.719
0.079
1.250
0.213
婚姻狀況
69.342
33.612
0.130
2.063
0.040
過去30天偷吸次數(shù)
44.716
33.832
0.084
1.322
0.187
過去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
對美沙酮維持治療的認(rèn)識
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；主觀幸福感；心理幸福感
分類號 B842.2
1 引言
佛教意圖幫助信徒離苦得樂，心理學(xué)旨在通過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。正念是一種有意識地關(guān)注當(dāng)下并對當(dāng)下不作評判的覺知狀態(tài)。幸福感的解釋則多種多樣，運(yùn)用最廣泛的是主觀幸福感和心理幸福感兩個(gè)概念。主觀幸福感（SWB）是指個(gè)體對自身生活總體質(zhì)量的主觀評價(jià)。心理幸福感（PWB）是指外界對個(gè)體自我實(shí)現(xiàn)的客觀評價(jià)。將兩者相結(jié)合來評判一個(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)證研究也越來越豐富。Ryan和Deci（2002）使用正念注意覺知量表（MAAS）研究正念與主觀幸福感的關(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，生活滿意度更高。Collard， Avny和Boniwell（2008）通過實(shí)證研究驗(yàn)證了內(nèi)觀認(rèn)知療法（MBCT）中的正念練習(xí)對正念水平及主觀幸福感的影響，發(fā)現(xiàn)練習(xí)能夠提高參與者的正念水平、生活滿意度，降低參與者的負(fù)性情緒，最終導(dǎo)致主觀幸福感提升。Falkenstrm（2010）研究內(nèi)觀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）測量正念水平，心理幸福感量表（SPWB）測量幸福感，通過相關(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)測壓力狀況和主觀幸福感的變化。
目前國內(nèi)已經(jīng)完成一些關(guān)于正念對幸福感的影響研究。鄧玉琴（2009）經(jīng)過八周正念訓(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，但改變在消極情緒上顯著，而在積極情緒方面不顯著（任俊，黃璐，張振，2012）。國內(nèi)關(guān)于正念與幸福感之間的研究主要涉及主觀幸福感以及兩者與共變因子之間的關(guān)系，但尚未有正念對心理幸福感的實(shí)證研究。
2 對象與方法
2.1 對象
被試由線上、線下兩種方式的宣傳招募而來。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人為對照組。訓(xùn)練組由于出勤率低剔除4名被試，對照組因?yàn)閱柧砺┨睢⑿畔⒉蝗葐栴}也剔除了5名被試。經(jīng)過篩選，得到的有效被試為：訓(xùn)練組15名，對照組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，他們通過對前人的五個(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)相對獨(dú)立的因子，分別是：觀察、描述、有覺知地行動(dòng)、不判斷、不反應(yīng)。量表總共39個(gè)項(xiàng)目，使用五級計(jì)分。該量表的Cronbach’s α系數(shù)分別是：觀察0.83、描述0.91、有覺知地行動(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)練對受訓(xùn)者幸福感的影響研究綜合幸福問卷（MHQ）由苗元江于2003年編制而成，使用七級計(jì)分，共計(jì)51個(gè)項(xiàng)目。該問卷包括兩個(gè)維度：主觀幸福感和心理幸福感。共計(jì)九個(gè)因子：生活滿意度、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。前三個(gè)因子屬于主觀幸福感，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)練組和對照組。訓(xùn)練組進(jìn)行每周一次、共8次的正念訓(xùn)練，對照組不做訓(xùn)練。兩組均在訓(xùn)練前后采用FFMQ和MHQ進(jìn)行現(xiàn)場測試。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)對實(shí)驗(yàn)組和對照組之間的差異進(jìn)行檢測。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)行前測以判斷訓(xùn)練組與對照組是否為同質(zhì)樣本。前測數(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，來自鄉(xiāng)鎮(zhèn)的被試比來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 前后測組內(nèi)比較
在兩組的組內(nèi)比較中，雖然訓(xùn)練組后測的FFMQ總分、MHQ總分、SWB和PWB都高于前測，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。對照組各個(gè)項(xiàng)目和因子均未有顯著差異。
3.3 前后測組間比較
為了知曉訓(xùn)練是否產(chǎn)生顯著的影響，對訓(xùn)練組和對照組的前后測差值（后測成績-前測成績）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)體對健康投入更多且更愛惜自己的身體，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價(jià)對自身的影響；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照組，說明正念訓(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得分與對照組沒有顯著差異，故本研究認(rèn)為正念訓(xùn)練對主觀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）的研究類似。雖然正念訓(xùn)練沒能提升被試的幸福感，但訓(xùn)練組的正性情感在訓(xùn)練之后顯著高于對照組，說明正念訓(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報(bào)告顯示他們在非訓(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，但無法排除個(gè)體差異。在未來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)
鄧玉琴. （2009）. 心智覺知訓(xùn)練對大學(xué)生心理健康水平的干預(yù)效果. 碩士學(xué)位論文， 首都師范大學(xué).
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)對照試驗(yàn). 中國心理衛(wèi)生雜志， 8， 587-601.
彭聃齡. （2012）. 普通心理學(xué). 北京： 北京師范大學(xué)出版社.
任俊， 黃璐， 張振. （2012）. 新冥想使人變得平和――人們對正、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.
