发布时间：2022-11-01 23:58:05
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的人口学论文样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
二孩思想其实与我国的孝道思想是统一的，都是是儒家及儒家思想核心之一，也是中国传统文化的重要组成部分。由于这种孝道思想的影响，中华民族才形成了尊老爱幼，孝敬老人，赡养老人的传统美德。据有关资料统计，2010年底，我国60岁以上的老年已达1.3亿，占总人口的11%，根据科学预测，到2025年底老年人口将达2.8亿，约占总人口的20%。显然，我国正以惊人的速度进入老龄化社会。而且，我国进入老龄化社会与发达国家不同，是在经济相对落后的情况下进入的，时间短，速度快，指望在短期内用社会保障和敬老院来实现老有所养，老有所乐，老有所医。
选题的意义
A 从理论上看，丰富和深化了儒家“孝道”思想的研究，有助于我们在市场经济条件下建立健康的养老体系
B 从实践上看，对于加强家庭道德建设，推进家庭文明以及社会主义精神文明的发展具有重要的现实意义。
二、研究的基本内容，拟解决的主要问题：
基本内容
儒家“孝道”思想与现代家庭养老
1儒家“孝道”的基本内容
2儒家“孝道”原则的糟粕和精华
3现代中国的家庭养老
4儒家孝道的现代转承
拟解决的主要问题
1、重点：在现在市场经济条件下对儒家“孝道”的转承
2、难点：理论分析，实证分析儒家“孝道”的糟粕和精华
三、研究的步骤、方法、措施及进度安排：
步骤：
1、收集资料
2、归纳整理资料
3、编写写作提纲
4、写作论文
5、修改文章
6、完善定稿
方法：1、文献研究法;
2、历史分析法;
3、演绎归纳法;
4、分析综合法。
措施：
1、充分收集资料
2、对资料进行阅读，分析和综合
3、制定写作计划表
4、主动多与指导老师交流
进度安排：
1、2015年12月20日前确定选题
2、2016年1月16日前提交开题报告
3、2016年4月10日前提交论文初稿交指导老师审阅后进行修改。
4、2016年5月20日前交定稿。
(1)家庭教育观念。在我们的调查中，大多数家长认为，教育孩子的责任应当由家庭、学校、社会共同承担。但也有6%的家长说不清楚，5%的家长认为是社会责任，10%的家长认为是学校责任，35%的家长认为家庭教育对流动儿童不太重要，但同时也有78%的家长认为家庭生活中最重要的就是教育问题，79%的家长认为，教育孩子不仅仅是为了自己的孩子也是为了国家。(2)家庭教育行为。首先，我们从教育投入上分析。调查发现，家长在时间投入上并不多，有12%的家长因为工作太忙了，没有时间有意识地与孩子在一起，有10%的家长与孩子在一起的时间在4小时以上，分别有56%、34%的家长一天中与孩子有意识在一起的时间在1～2个小时和2～4个小时。在调查中我们发现，家长在教育费用的投入上要比时间多一些，有8%的家长认为，为了教育孩子花多少钱都值得，有12%的家长认为不是这样，有80%的家长认为要看具体情况而定。36%的家长认为，孩子每学期的学杂费是家庭生活的负担。62%的家长认为还可以，不至于成为家庭生活负担，但绝大多数家庭没有额外的教育费用支出，如购买课外书、参加各种兴趣班、为增长知识而进行的娱乐活动等。其次，我们从教育的方法上来考察。有82%的家长认为，教育孩子要讲究方式方法，但同时也有18%的家长认为，不一定或根本不用讲究科学方法。当孩子有了进步或取得一定成绩时，42%的家长表示主要给予精神奖励，20%的家长主要给予物质奖励，38%的家长表示要视具体情况而定。当孩子犯了错误，28%的家长会帮助分析原因并找出解决问题的办法，59%的家长会给予一定的处罚，如打骂、不给买东西等，也有3%的家长认为随他去，孩子大了就自然懂事了。再次，从教育信息来源看。流动家庭的家长中有26%的家长能够主动去学习教育孩子的相关知识，但是也有32%的家长表示不会去有意识地学习和掌握相关知识。教育孩子的方式方法依次主要来源于以下渠道:家长学校、看电视书报、上网、上辈家庭教育经验、向亲朋好友请教等。可见，他们的教育知识的来源渠道还是比较宽的，关键还是家长本人的学习态度和学习积极性。
二、改善流动儿童家庭教育问题的措施
1．大力改善流动人口家庭教育环境
家庭环境对子女健康性格的形成至关重要。因此，营造良好的家庭环境是必不可少的。(1)作为家长，要做到互敬互爱，互谅互让，保持恩爱的夫妻关系。(2)父母与邻里之间和平共处，互帮互助，建立良好的邻里关系，引导和鼓励子女加强与同龄群体的交往，不要限制孩子外出，不要限制孩子接触社区生活。(3)父母对子女要平等相待，多一份体贴，少一些训斥;多一分爱护，少一些冷淡;多一份理解，少一些专横。既不能动辄严厉惩罚，也不能过分溺爱和保护。(4)在流动人口家庭中，大部分孩子要帮助父母承担一定的家务劳动甚至生产劳动，如帮父母做饭、守摊点、值班等。针对此特点，家长可有针对性地开展劳动教育，动员子女做好自己的事，帮大人做一些力所能及的事，多参加一些公益活动，给孩子树立正确的劳动观念，对父母的职业持正确的看法，明白父母就业过程中的艰辛。
2．广泛开展宣传，普及家庭教育知识，在全社会树立正确的教育观念
利用广播、电视、网络等现代传媒方式，以及家长会、巡回报告团演讲等形式，深入宣传正确的家庭教育观念，传播成功的教育方法和经验，普及儿童身心健康发展的科学知识，形成一个全社会关心家教，重视家教，支持家教的良好氛围。建立以家长学校为平台的培训机构，对家庭教育进行科学指导。家庭教育主要是父母与子女的互动活动，家长的素质直接关系到家教水平。因此，加强对家庭学校的管理，使家长能得到较为全面、系统、科学的家庭教育指导，对流动人口家庭教育特别重要。
3．推行协同教育，建立家庭教育与学校教育、社会教育的联系机制
关键词：感恩；助人倾向；特质感恩；感恩维度；社会赞许性
中图分类号：G641 文献标志码：A 文章编号：1674-9324（2013）21-0248-02
当受到来自他人的无私帮助时，个体往往会心存感激之情并愿意以后有机会做出一定程度的回报。感恩（Gratitude）是一种积极的社会情绪，具有维护个体身心健康和激发个体亲社会行为的动机作用。Emotions将感恩定义为特质感恩和状态感恩。目前国内外存在一些关于感恩特质的研究。这些研究大多数关注了感恩特质对于个体身心健康以及主观幸福感的意义，也有一部分研究从感恩特质的动机作用出发，研究其对于助人行为的影响。
国外许多学者对感恩做出了定义。Emmons（2003）认为感恩是一种情绪，其核心是对已得利益的愉受。感恩的对象是他人或他物，而不是自己。Peterson和Seligeman认为，感恩是因接受礼物而产生的一种愉受（Fredrickson，2005），换言之，感恩源自于对获益于他人行为的认知。Baumganen-Tramer指出感恩的四种成分：高兴、对施惠者的仁爱、回报的愿望、回报的责任感（Cohen，2006）。
助人倾向是一种个体倾向性，是个体在遗传素质的基础上，由于环境的影响，通过个体的活动而形成的稳定的心理特征，是一个心理变量，而助人行为是一种外在的行为表现，受助人倾向的影响，助人倾向也会通过助人行为表现出来（田喜生，2008）。因为助人倾向是人们在日常生活中表现出来的稳定的倾向，可以预测助人行为，所以我们可以通过助人倾向来探究个体的助人心理。
一、研究目的
本研究旨在分析大学生的性别、生源、是否独生这三个人口学变量对感恩和助人倾向的影响，考察感恩及其各个维度与助人倾向之间的相关，最后考察感恩各个维度对助人倾向的预测作用。
二、研究对象及研究方法
1.研究被试。随机选取某师范大学和某理工大学共200名在校大学生作为研究被试，被试平均年龄为21岁。男88人，女101人，独生57人，非独生101人，城市63人，农村126人。
2.研究工具。大学生感戴量表。该量表由马云献和扈岩在2004年编制，本研究中该量表的内部一致性信度为0.78。
助人倾向问卷。该问卷由内蒙古师范大学付慧欣在其硕士论文中编制，本研究中该量表的内部一致性信度为0.768。
社会赞许性量表。考虑到社会赞许性可能对感恩和助人倾向的测量产生影响，通过统计的方式对其进行控制。该量表由Marlowe和Crowne编制。本研究中该量表的内部一致性信度为0.73。
3.研究程序。采用集体施测的方式，在课堂上发放问卷，当场收回。共得到有效问卷189份，回收率为94.5%。
4.数据的统计处理。采用SPSS18.0对数据进行方差分析和回归分析。
三、结果与分析
1.感恩及其各维度与助人倾向的相关分析。将社会赞许性作为协变量，分析感恩各个维度及其感恩总分与助人倾向之间的相关，结果发现感恩各个维度及其总分与助人倾向都显著相关。
2.人口学变量对感恩倾向影响的效应分析。方差分析结果表明，在对感恩的影响上，三个人口学变量的交互作用和两个人口学变量的交互作用均不显著。社会赞许性这一协变量的主效应显著F（1，186）=9.019，p
3.人口学变量对助人倾向影响的效应分析。方差分析结果表明，在对助人倾向的影响上，三个人口学变量的交互作用不显著，两个人口学变量的交互作用也不显著；社会赞许性这一协变量的主效应显著；性别这一人口学变量的主效应显著，其中女生的助人倾向要显著高于男生；是否独生这一人口学变量的主效应显著，其中非独生子女的助人倾向要显著高于独生子女。
4.大学生的助人倾向对感恩各个维度的回归分析。将性别、是否独生和社会赞许性作为控制变量进行层级回归发现，感恩总分没有进入回归方程，性别、是否独生这两个人口学变量的效果显著，社会赞许性的效果不显著，性别、是否独生、感恩深度、感恩频率对助人倾向有显著的预测作用，体验感恩情绪强烈的个体和表达感恩次数多的个体助人倾向更高，感恩密度对助人倾向也有预测作用，但效果只达到了边缘显著，感恩的广度，即个体对生活层面感恩的范围，对助人倾向没有预测作用。结合感恩各个维度与助人倾向之间的相关性发现，虽然感恩各个维度和助人倾向都显著相关，但在控制了性别、是否独生、社会赞许性这些变量后，只有感恩深度、感恩频率、感恩密度对助人倾向有预测作用，如表3.4所示。
四、讨论
本研究结果表明女生的感恩得分要显著高于男生，马云献等人（2004）的研究发现大学生的感恩在性别上不存在显著差异。这可能是由于父母不同的教养方式影响了孩子的人格特质，对男生管教严格，对女生给予较多的情感温暖，因此，女生在情感体验上要比男生细腻，对生活中的一些小事情比男生更知道感恩（史文，2008）。也有研究认为，传统的刻板印象对男女生造成了潜在影响，男生普遍被认为坚强独立，女生则柔弱依赖，所以，女生获得帮助的机会就比男生多，对支持的利用度要高于男生，因此感恩的机会也就多些（刘晓岚，2008）。非独生子女要显著高于独生子女，这可能是因为独生子女得到父母过多的溺爱和保护，倾向于认为在生活中所得到的帮助是理所当然的，所以感恩程度不及非独生子女。性别和生源出现交互作用，通过进一步简单效应分析发现，城市女生的感恩倾向要高于男生，农村男女生在感恩得分上没有显著差异。在助人倾向上的得分也是女生高于男生，非独生子女高于独生子女，在生源地上没有差异。感恩深度、频率、密度这三个维度对助人倾向有显著的预测作用。总之，作为人格特质的感恩对助人倾向有显著的预测作用，高感恩个体会表现出更多的助人行为。
五、小结
感恩作为一种积极的认知情感，对助人倾向有显著预测作用。
参考文献：
[1]田喜生.大学生感戴倾向及其与移情能力、助人倾向间的关系研究[D].石家庄：河北师范大学.
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[4]刘晓岚.大学生的感戴与其自我概念、社会支持的关系研究[D].贵州：贵州师范大学.
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论文关键词：研究生，学校认同感，影响因素
1.问题的提出
研究生在进入新的校园之后，都要经历对环境的适应过程。如果学生对学校有较强的认同感，则有助于其对新环境的适应。学校认同程度较高的学生，对学校各方面的评价更为积极，在学业上更为专注和努力。他们往往更愿意自发的调试自己的状态，接触周围的人群，努力适应新学校的生活。作为研究生，笔者对研究生群体的学校认同感有着深厚的兴趣。笔者认为，本科阶段就在本校就读的研究生，对于学校的认同高过本科不在该校就读的研究生；学校的校园环境、后勤服务、学习和学术氛围、校园人际关系等影响研究生的学校认同感。因此，笔者通过问卷调查的方法对该问题进行了调查研究。
2.研究的意义
在一所大学中，学生对学校认同程度，不仅对学生的学习动力产生直接的影响，同时也潜在的影响这所学校的文化塑造和精神传承。培养和增强学生的学校认同感，具有十分重要的意义。对学生个体来说，既可以帮助他在校期间学到更多知识，建立更好的人际关系影响因素，锻炼自己的各方面能力，也可以为他将来进入社会，成为一名有责任感的社会公民奠定良好的基础。同时，培养出更多的优秀学生，提升学校的社会声誉，有利于学校争取到更多的资源，对学校发展也将产生重要意义。
3.学校认同感的界定
通过查阅文献，一般认为学生的学校认同感是指学生对所在学校的价值观、学校精神及文化传统的承认和接受并产生的归属感。认同感的养成有助于增加对学校环境的适应，积极的影响学生的自信、自尊、自我控制及责任感。本文将学校认同感界定为研究生对所属学校学生身份的知悉、情感上的接纳，对所属学校的评价，以及由于这些认知和情感而产生的外在表现。
4.研究的假设
根据笔者的日常观察和访谈分析，本文进行了以下假设:
（1）学生对校园环境、后勤服务、学习学术氛围、校园人际关系四个方面的评价是否满意的几率基本相当。
（2）学校认同感在性别、年龄、是否有工作经验、所学专业变量上存在显著性差异。
（3）学校认同感在本科是否本校学生、生源地两个变量上存在显著性差异，本科为本校学生或者生源地为本区、本省的学生学校认同感高论文服务。
5.研究的方法
本文的研究对象为在校研究生，利用随机抽样的方法发放调查问卷，并结合个人访谈获取更为详尽的信息。本文共发放调查问卷120份，回收106份，有效问卷100份。回收率88%，有效率94%。使用SPSS统计分析软件对学校认同感的总分和四个影响因素的得分进行描述性统计分析，并根据结果进一步对四个影响因素进行分析，找出学生评价最低的影响因素。本文还分别对学生的性别、生源地、本科是否本校就读和是否有全职工作经验的变量上对学校认同感总分进行独立双样本T检验，考察这些变量在学校认同感方面是否存在显著性差异。对专业和年龄在认同感总分上进行方差分析，考察这两个变量对认同感影响是否有显著性差异。
6.调查问卷的信效度分析
学校认同感的调查问卷分为两部分，第一部分调查研究生的人口学基本信息，第二部分调查学生的学校认同感。这两部分的题项均采用表述性文字。学校认同感调查着重在以下四个主要因素上：校园环境、后勤服务、学习学术氛围和校园人际关系。问卷采用5点计分法，1表示“很不符合”，2表示“不太符合”，3表示“无法确定”，4表示“比较符合”，5表示“非常符合”。
本文调查问卷参照硕士论文比较成熟的调查问卷编写，测量了所要测试的研究生对学校的认同感，具有良好的效度。将问卷的结果按总分高低排序，前后25（100×25%=25）名受试者作为高、低分组，计算两组受试者在各个项目上的差异。经过独立样本T检验显示，各项目高低分组差异显著影响因素，说明项目具有较好的区分度。对问卷的信都进行分析，校园环境的问卷的Cronbachа系数是.768，学术学习氛围问卷的Cronbachа系数为.765，后勤服务问卷的Cronbachа系数为.788，校园人际关系问卷的Cronbachа系数为.786。问卷总体信度均属良好。
7.统计分析结果与解释
7.1描述性统计分析结果
1）问卷结果人口学基本信息
性别
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
论文关键词：城市化，城市资源压力，灰色关联分析
作为国家的首都和经济社会发展较为发达的特大城市，北京的城市化步伐一直走在全国前列。截止2008年，北京的城市化率已达到93.10%，接近基本实现城市化的目标(张文茂，苏慧,2009)。然而，北京同样是资源十分短缺的城市，其水资源承载能力仅为1218万人，是世界上严重缺水的大城市之一；人均土地面积0.152公顷，不及全国平均水平的1/5，平原区仅占市域面积的1/3，可供城市建设的后备土地资源十分有限；能源资源极为有限，本地自供能源仅占能源消费总量的6%,100%的天然气、100%的石油、95%的煤炭、64%的电力、60%的成品油均需要从外地调入（陈剑，马晓红等杂志网，2005）。随着近年来北京城市化进程的不断推进和城市社会经济的迅猛发展，区城市建设和城市资源短缺之间的矛盾日益突出。
在此背景下，如何协调缓解城市资源压力与加快城市化进程之间的矛盾成为北京市亟待解决的问题。文章通过构建城市化综合水平评价指标体系以及引入城市资源压力指数，对北京市1998-2008年11年间的城市资源压力指数与城市化综合水平之间的关系进行灰色关联分析,并试图藉此衡量后者是对前者影响程度的大小，以期对政府政策制定者有所启示。
1城市化的内涵及其测度
1.1城市化的内涵
城市化(Urbanization)，是一个涉及经济、社会、人口、地域空间等诸多方面的复杂过程，在人口学、社会学、经济学上对其有不同的定义。一般认为：城市化是一个国家或地区的人口由农村向城市转移、农村地区逐步演变成城市地区、城市人口不断增长的过程[2]。其内涵至少应包括：①人口的城市化，即农业人口转化为非农业人口，并向城市聚集的过程；②空间的城市化，即城市在空间数量上的增多、规模上的扩大、功能和设施上的逐步完善和城市空间结构和形态的不断优化；③经济的城市化，即第一产业人口不断减少，第二、三产业人口不断增加，各种非农产业发展的经济要素向城市不断集聚，以及城市产业结构提升、城市经济总量不断扩大；④生活方式、生活质量的城市化，主要指农村居民生产生活方式、价值理念向城市生产生活方式的转变这四方面内容。
1.2北京市城市化水平的测度
在以往对城市化的研究中，人们往往使用人口城镇化率，即市镇人口占总人口的比重来测度城市化水平。不可否认，这种测量方法直观且数据易得，能够在一定程度上反映出我国的城市化发展状况。但是，由于受到诸如城乡户籍的严格管制和城乡就业的分离等诸多因素的影响，单一的以人口指标来测度城市化发展水平往往难以全面反映城市化的内涵，甚至有可能低估某一区域的城市化的实际水平，为此，许多学者提出以多项指标综合衡量城市化，以期从多方面综合地反映城市化进程。
多指标综合评价法要遵循综合性、主导性、层次性以及可操作性等原则。接前文对城市化概念及其内涵的分析，本文分别从经济、人口、生活方式与生活质量、空间城市化4方面入手杂志网，共选取15个指标，构成城市化综合水平评价指标体系，如表1所示。
表1 城市化水平指标体系及其层次结构表
目标层
准则层
变量
指标层
单位
综合城市化水平
经济
城市化
X1
人均GDP
元
X2
人均居民消费水平
元
X3
人均地方财政收入
元
X4
第三产业占GDP比重
%
人口
城市化
X5
城镇人口比重
%
X6
城市第三产业就业人员比重
%
X7
非农业人口比重
%
X8
市区人口密度
人/m2
生活方式、生活质量城市化
X9
人均社会消费品零售总额
元
X10
每万人拥有高等学校在校人数
人
X11
每千人口拥有医生数
人
X12
人均城市居民生活用电
千瓦时
X13
每万人拥有公共交通车辆
辆
空间
城市化
X14
城市人均公共绿地面积
m2
X15
关键词：中国农户；家庭人口学特征；绿色农产品
中图分类号：F323.6 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2013）11-0035-05
一、引言
近年来中国农户家庭人口学特征发生了显著的变化，较为明显的特征是家庭成员流动迁移行为增加、家庭成员职业多元化、从事农业生产的劳动力减少、户主文化程度普遍提高。目前，我国农户的家庭特点是否适合生产绿色农产品？家庭户主是否愿意和能够生产绿色农产品？笔者试图考察农户的人口学特征与绿色农产品生产之间的关系并尝试探索二者之间的规律。
国内关于农户家庭人口学特征与农户经济行为的代表性研究如下：高梦滔和毕岚岚利用微观面板数据实证分析了家庭人口学特征与农户消费增长的关系[1]。周逸先和崔玉平研究了农村户主的文化素质与就业及家庭收入的相关性[2-3]。孔喜梅的研究表明农户家庭土地流转决策与家庭架构特征密切相关[4]。王平等研究农村土地集约利用影响因素的结果表明，文化程度、常住在家人口和人均年收入对农户集约用地意愿有显著性影响[5]。在农户行为决策的研究中，很多文献是把家庭人口学特征的某一项或几项内容以解释变量纳入模型考察其显著性，如朱丽娟和向会娟的研究表明农户年龄对节水灌溉技术的采用有显著性影响[6]。赵建欣和张忠根在分析安全农产品生产的影响因素时把户主年龄和户主受教育年限以解释变量引进模型，研究结果表明户主年龄对农户安全农产品生产行为影响显著，户主的受教育年限影响不显著[7]。周洁红的研究表明户主年龄和受教育程度对农户蔬菜质量安全控制无显著性影响[8]。综述文献发现，农户家庭人口学特征与绿色农产品生产关系的研究在国内尚不多见，鉴于此，本文利用对河北定州和山东寿光308个蔬菜种植农户的调研数据，在统计分析和模型研究的基础上对农户家庭人口学特征与绿色农产品生产的关系进行考察，以期发现二者之间的规律，为农产品质量安全政策的制定提供决策参考。
二、数据来源与变量的描述性统计
（一）数据来源
本文部分数据来自2011年寒假笔者带领学生进行的调研，部分数据来自2012年暑假的调研。数据获得过程如下：为保证论文数据质量，避免一次性调查可能出现的数据缺失或不符合建模要求的问题，在开展大规模调查前，先通过小规模试调查对调查项目进行了检验。通过小样本预调研，补充、修订和完善了问卷，然后进入正式调查阶段。根据研究的需要，选定山东寿光和河北定州两个县为调查范围，以随机抽样方法选取调查村以及村内农户。被调查者均为蔬菜种植专业户的家庭决策者，由调研员对其提问后填写问卷。本次调查共发放问卷500份，有效问卷308份，其中山东寿光145份，河北定州163份。
（二）变量选择及描述性统计
广义的人口学特征包括人口的自然特征（如出生死亡、数量结构）、社会特征（如宗教、民族）和经济特征（如收入、职业）等诸多方面。基于近年来中国农户家庭的主要变化，本文主要考察农户的家庭规模与结构、劳动力数量与构成、收入来源与分布以及包括年龄、性别、文化在内的家庭户主特征。
1. 家庭规模与结构。家庭规模与结构是家庭人口学变量中重要的变量之一，反映一个家庭最基本的状态。本文首先考察当前中国农户家庭规模与结构与绿色农产品生产的关系。近年来农村劳动力外出就业的人数持续增加，从事农业生产的农村劳动力数量不断减少。农村劳动力外出就业是否影响绿色农产品的生产，也是本研究需考察的问题之一。
调研资料统计结果显示，样本家庭人口数最少为1人，最多8人，平均为3.77人。核心家庭占被调查样本的78.95%，扩展家庭占18.08%，其他占2.97%。在被调研的农户家庭中有37.82%的家庭存在劳动力外出就业现象。
2. 家庭劳动力数量与构成。已有研究表明劳动力数量作为农户家庭的人力资本在一定程度上影响农户的行为决策，家庭劳动力数量、农业劳动力数量、投入到农产品生产的劳动力数量与绿色农产品生产的关系是本研究考察的内容之一。
被调查样本中，家庭劳动力数量为2人的农户占79.91%，家庭构成为一对夫妇和未成年的子女。家庭劳动力数量为3～4人的占16.15%，家庭构成为一对夫妇和没有独立生活的成年子女。家庭劳动力数量在5人以上的农户占被调查样本的2.82%，这种情况出现在子女比较多并且没有独立出去生活的家庭中。家庭劳动力仅有1人的占1.12%。农户家庭劳动力数量与构成的分布情况如表1所示。
3. 收入来源与分布。农户的行为决策在一定程度上会受到家庭收入的约束，家庭总收入、农业收入以及与绿色农产品生产相关的收入对绿色农产品生产是否产生影响，将是本研究待考察的问题之一。根据以往研究，不仅收入的绝对数量影响农户决策，收入的来源结构对农户行为也有一定影响，因此我们设立了农户家庭的农业收入和蔬菜种植收入两个指标来反映农产品收入在农户家庭收入中所占比重，并考察其与绿色农产品生产的关系。
被调查样本的收入来源有如下三种类型：家庭经营收入、工资性收入、转移性收入。样本家庭总收入平均为29 659.25元，农业收入平均为20 206.67元。由于被调研地区的经济发展水平不同、市场化程度不同、非农就业程度存在很大差异，导致两个地区家庭收入差距较大。
4. 户主人口学特征。在我国农村，户主①在家庭生活中占有重要地位，在家庭决策的许多方面起着决定性作用，因此户主特征成为影响家庭决策的一个重要因素。
户主年龄。年龄在一定程度上是一种经历的代表，它可以用来解释动机和目标的多样性[9]。根据以往研究，户主的年龄会在一定程度上影响其行为决策。因此我们提出的研究假设是户主年龄影响绿色农产品生产。从年龄结构来看，在被调查的户主中，30岁以下的样本所占比例为9.82%；31～40岁户主所占比例为25.34%；41～50岁户主占40.23%；51～60岁户主占22.81%；60岁以上户主所占比例约为1.80%。
户主性别。在308个被调研样本中男性户主占81.8%，女性户主占18.2%。为考察性别对农产品质量安全水平的影响，我们把性别以解释变量引入模型。
户主的文化程度。受教育程度是衡量劳动力质量的重要指标，因为教育可以增进一个人获取、辨识和理解信息的能力[10]，为此本文将考察户主的文化程度对绿色农产品生产的影响。在被调查样本中，户主平均受教育年限为7.27年。从样本的分布情况来看，不识字的户主占2.51%；接受过1～6年教育的户主占41.62%；接受过7～9年教育的户主占43.04%；受教育年限在10年以上的户主占12.83%。
三、实证方法与结果分析
（一）相关性分析
我们用双变量相关分析检验农户绿色蔬菜生产与农户人口学特征是否存在相关关系，旨在筛选进入实证模型的解释变量。分析结果如表2所示。蔬菜的质量安全水平用农户安全行为得分表示（具体赋值见回归模型中被解释变量的说明）。
由表2可知，家庭人口数与蔬菜质量安全水平不相关，我们的解释是家庭人口数量不能代表投入到农业生产的劳动力数量，更不能代表投入到蔬菜生产的劳动力数量。因此我们又对家庭劳动力数量、从事蔬菜生产的劳动力数量与蔬菜质量安全水平进行相关分析。在1%的显著性水平上，农户家庭所拥有的劳动力数量与蔬菜质量安全水平显著负相关，但相关系数较低。从事蔬菜生产的劳动力数量与蔬菜质量安全水平显著负相关。
家庭收入尽管是家庭决策的一个约束条件，但分析结果表明与蔬菜质量安全水平没有直接的相关关系。农业收入和蔬菜种植收入均与蔬菜质量安全水平存在相关性，但前者的相关系数很小。我们访谈了解的情况是，农业收入构成家庭主要收入来源的农户比非农收入是主要来源的农户更重视绿色农产品的生产。
户主年龄与蔬菜质量安全水平在1%的显著性水平上正相关。户主年龄与农户绿色农产品生产是否存在因果相关，在后面的模型中将进一步验证。
户主的受教育年限与蔬菜质量安全水平的相关性检验不显著。根据访谈的情况，户主的文化程度对绿色蔬菜生产影响不太大的原因是，接受教育少的农户虽然对一些绿色生产技术自主学习较困难，但是他们能够比较容易得到诸如农药销售部门专业农艺师或当地的技术推广人员的免费咨询服务。
（二）回归分析
尽管相关分析对一些研究假设进行检验时具有统计显著性，但这些变量是否为农户生产绿色农产品的原因变量有待进一步考察。根据已有理论和前面的相关分析结果，我们建立如下回归模型考察变量之间的关系。
Yi=？茁0+？茁1labour+？茁2outwork+？茁3income+？茁4gender+？茁5age+？茁6cost+？茁7profit+？茁8region+？滋t
式中，Yi代表农户生产蔬菜的安全水平，具体取值为农户安全行为得分。根据彼代尔和瑞曼（Beedell & Rehman）的研究以及绿色农产品的生产过程，对绿色农产品安全生产状况的测量由四类指标（农药使用情况、肥料使用情况、种植前和过程中绿色技术采用状况、农产品采摘后处理）共同测度。农产品安全生产状况建立在农户生产行为基础上，农户生产行为由农户对四类指标问题的回答来反映[11-13]。对农户的回答计算得分，所有问题的得分相加得到被解释变量指标②。
labour：农户家庭劳动力数量；outwork：是否有外出务工劳动力，以虚拟变量形式引入模型；imcome：蔬菜种植收入；gender：户主性别，用虚拟变量表示；age：户主年龄；Region：地区，用虚拟变量表示。
成本和收益是农户经济行为决策时需要考虑的经济学变量，绿色农产品生产是蔬菜种植专业户一项经济行为决策，为此我们把安全蔬菜的供给成本和预期收益指标作为控制变量引入模型。由于不同种类的蔬菜生产投入成本存在很大差异，因此对农户供给安全蔬菜成本的测度没有采用实际的成本核算，而是采用农户感知成本。感知成本的高低设成likert五点量表的形式，在模型中用cost表示。由于农业生产的周期长、价格波动幅度大等特点，农户在生产时并不确切知晓产品生产出来后的售价和收益，在模型中我们用预期收益指标来考察价格和收益对农户绿色蔬菜决策的影响。把预期收益的高低设成likert五点量表的形式，模型中用profit表示。
（三）模型运行结果及整体评价
我们首先用VIF法对模型进行多重共线性检验，用White检验法对模型进行异方差检验。检验结果表明模型不存在严重的多重共线性，但模型在5%的显著性水平上都拒绝同方差假设。故采用加权最小二乘法（WLS）对模型进行估计，权重取“残差绝对值的倒数”。加权最小二乘结果如表3所示。
模型的加权最小二乘估计结果显示，调整后的样本决定系数■2为0.702，在1%的显著性水平上显著，表明模型的拟合优度较好。F统计量的值为88.889，在1%的显著性水平上均显著，表明被解释变量与解释变量之间的线性关系在总体上成立。
（四）模型的参数检验及解释
蔬菜生产劳动力数量对蔬菜质量安全水平存在显著的负影响，这说明在其他条件不变的情况下，投入到蔬菜生产的劳动力数量越多，农户对蔬菜的质量安全控制水平越低。按照比较优势理论，农业劳动力多的家庭由于劳动力资源丰富，倾向于用劳动替代技术。而绿色农产品生产的某个环节或阶段所需劳动和技术需要科学配比，简单的用劳动力数量代替绿色投入品使用会导致蔬菜质量安全水平下降。
农户家庭中是否有外出务工劳动力对农户生产的农产品质量安全水平没有明显影响。根据调研我们给出的解释是，外出务工可以增加农户家庭的总收入，户主可以拿出部分收入通过雇佣劳动力来弥补生产中的劳动力约束，因此外出务工对绿色农产品生产没有直接影响。
回归结果显示，蔬菜种植收入对蔬菜的质量安全水平在1%的显著性水平上有明显影响，说明农户的蔬菜收入越多，越重视蔬菜的质量安全水平。
户主性别对绿色农产品生产影响显著。男性户主相对于对照组的女性户主而言，生产的蔬菜质量安全水平更高。根据访谈我们给出的解释是男性户主更容易接受新技术，如绿色农产品生产中生物农药的使用，而女性更倾向于用传统的方法种植蔬菜，如仍使用见效快的高毒化学农药。
户主年龄越大，供给蔬菜的质量安全水平越高。我们观察到的事实是，年龄大的户主较年龄小的户主更倾向于用手工劳动代替化学投入品的使用，年龄较大的户主更喜欢整天在地里忙碌，进行手工锄草、人工授粉等。
控制变量安全蔬菜供给成本对农户生产绿色蔬菜质量水平没有显著性影响，在1%的显著性水平上，安全蔬菜的预期收益通过了参数的显著性检验。我们给出的解释是，尽管绿色农产品的生产成本高于常规蔬菜，但农户对安全蔬菜的预期收益越高，农户对蔬菜的质量控制越严格。因此成本的高低不影响农户是否生产绿色蔬菜的行为决策，预期收益对其有正影响。
地区虚拟变量不显著表明河北定州农户和山东寿光农户生产的蔬菜质量安全水平有显著性差异。
四、主要结论及政策启示
本文通过实证分析主要得出以下结论和政策启示：
基于农户家庭劳动力数量与农产品的质量安全水平相关性较小，投入到蔬菜生产的劳动力数量对绿色农产品生产负影响，以及外出就业对绿色农产品生产无显著性影响的分析结果，可鼓励农村劳动力到城市务工，或从事农业和非农业的兼业化生产。
基于农户的家庭收入与该家庭生产的农产品的质量安全水平不相关，该家庭的农业收入与农产品的质量安全水平相关性较小，以及蔬菜种植收入对农产品质量安全水平影响显著的分析结果可得到的政策启示是：以农产品收入为主要收入来源的家庭应充分重视所生产的农产品的质量；以其他农业经营（如农业运输等为农业服务的行业）收入为主要收入来源的家庭应把主要精力集中在农业经营方面，重点着眼生产率的提高；以非农收入为主要收入来源的家庭，家庭的部分劳动力可继续从事到非农行业，其余人员可通过加入农业专业合作组织克服绿色农产品生产对劳动力数量的约束。
鉴于性别对绿色农产品生产影响显著，应增加女性户主的培训机会，提高其技术素质。由于女性户主承担着繁重的农业劳动，没有时间继续学习提高自己的文化程度。但是可有计划的对她们进行职业技术培训，尤其是在比较复杂的安全生产技术采用的初始阶段，利用地方的农技推广机构给予女性户主直接的技术支持。
此外，预期收益尽管作为控制变量引入模型不是本文重点考察的内容，但鉴于其对绿色农产品生产影响显著的实证结果，政府应建立并普及诸如绿色农产品标识制度、追溯制度以及采取对绿色农产品直接补贴的方法稳定农户生产绿色农产品的预期收益。
注释：
①本研究中的户主不同于户口簿中的户主，专指农户家庭的决策者。
②由于篇幅限制，被解释变量指标具体设计可以邮件的形式向作者索要。
参考文献：
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论文关键词：MMT，治疗效果，影响因素
美沙酮维持治疗（Methadone Maintenance Treatment,简称MMT ) ，主要通过长期限量给吸毒者口服美沙酮，抑制他们对的渴求[1]，同时，通过提供的心理治疗、健康和就业咨询等社会支持服务，使依赖者提高或恢复他们各自的生理和社会功能，达到减少非法的使用、控制疾病传播、减少相关社会危害的目的[2]。本研究通过调查自贡市MMT门诊病人美沙酮治疗、社会功能恢复等信息，分析探讨影响MMT效果的因素，旨在为今后对MMT门诊病人开展更有针对性的干预工作提供科学依据。
1 资料与方法
1.1 研究对象
病人来源于2009年8月11日至14日MMT，在自贡市美沙酮维持治疗门诊登记并接受替代治疗的病人，其中符合排除标准或不愿参加者剔除，共248人。
1.1.1 纳入标准
1）参加美沙酮维持治疗一个月以上，已经进入剂量稳定期的在治病人；
2）年龄在20周岁能上能下，且有独立的民事行为能力；
3）本地居民或在本地居住超过6个月的外地户籍居民；
4）知情同意并承诺有意向接受美沙酮治疗一年以上。
1.1.2 排除标准
1）无法完成知情同意或知情不同意者；
2）短期转入本门诊的服药人员和长期转出本门诊的服药人员；
3）目前伴有严重精神疾病、智力缺陷、语言障碍者等；
1.2研究方法：应用课题统一制定的《服药人员基线调查表》进行一对一问卷调查，同时收集MMT门诊记录中的病人基本资料。
1.3 统计分析：利用课题提供的软件建立数据库，以双输录入法确保数据质量，使用SPSS17.0进行数据处理。
2 结果
2.1首次退出治疗保持天数
研究对象在MMT门诊服药的天数最短为1天，最长为1476天，中位数57.5天。
2.2单因素分析
以首次退出治疗保持天数作为衡量MMT维持治疗效果的指标，将研究对象的有关社会人口学特征、吸毒史、维持治疗情况及社会功能恢复等32个变量进行单因素分析（表1），按P＜0.10标准，筛选出婚姻状况即是否有固定性伴，目前治疗剂量，家人对治疗所持态度及退出时的药量4个有统计学意义的变量。
表1 美沙酮维持治疗效果的影响因素单因素分析结果
变量
系数
S．E
标准系数
T
P
性别
15.964
40.481
0.025
0.394
0.694
年龄
2.593
2.411
0.068
1.076
0.283
民族
137.756
189.097
0.046
0.728
0.467
职业
-27.814
39.297
-0.045
-0.708
0.479
过去6个月的生活费来源
53.397
42.719
0.079
1.250
0.213
婚姻状况
69.342
33.612
0.130
2.063
0.040
过去30天偷吸次数
44.716
33.832
0.084
1.322
0.187
过去30天注射吸毒次数
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
对美沙酮维持治疗的认识
28.989
66.979
0.028
0.433
0.666
治疗期间偷吸吸毒的风险
-65.488
43.359
-0.096
-1.510
0.132
目前治疗剂量是否合适
88.535
52.385
0.107
关键词 正念；主观幸福感；心理幸福感
分类号 B842.2
1 引言
佛教意图帮助信徒离苦得乐，心理学旨在通过提高正性情感或降低负性情感以得幸福，两者何其相似。正因如此，通过佛学与心理学的结合，正念疗法诞生。正念是一种有意识地关注当下并对当下不作评判的觉知状态。幸福感的解释则多种多样，运用最广泛的是主观幸福感和心理幸福感两个概念。主观幸福感（SWB）是指个体对自身生活总体质量的主观评价。心理幸福感（PWB）是指外界对个体自我实现的客观评价。将两者相结合来评判一个人的幸福感更为合理。
二十世纪七十年代，正念便已成为西方心理治疗的主流疗法之一。随着正念运用的增多，关于正念与幸福感的实证研究也越来越丰富。Ryan和Deci（2002）使用正念注意觉知量表（MAAS）研究正念与主观幸福感的关系，发现正念水平高的个体正性情感更多，负性情感更少，生活满意度更高。Collard， Avny和Boniwell（2008）通过实证研究验证了内观认知疗法（MBCT）中的正念练习对正念水平及主观幸福感的影响，发现练习能够提高参与者的正念水平、生活满意度，降低参与者的负性情绪，最终导致主观幸福感提升。Falkenstrm（2010）研究内观禅修中的正念冥想时发现，参加者五因素正念度量表（FFMQ）的得分在禅修后相对未参加者提高不显著，但幸福感提升是显著的。James和Ruth（2008）研究了正念的家庭练习时间和正念水平与幸福感的关系，采用五因素正念度量表（FFMQ）测量正念水平，心理幸福感量表（SPWB）测量幸福感，通过相关分析发现正念练习时间与正念量表中的多数因子、幸福感的变化呈显著的相关关系。然而，一些研究发现正念并不能有效改善幸福感，如，Shauna，Kirk，Carl和Thomas（2007）统计发现每周总的正念练习时间并不能预测压力状况和主观幸福感的变化。
目前国内已经完成一些关于正念对幸福感的影响研究。邓玉琴（2009）经过八周正念训练得到了积极情绪增强和消极情绪减少的结果，且在三个月后的追踪仍有效；另外有人得出正念训练可以提高人们的主观幸福感（赵晓晨，2011；刘兴华，徐慰，王玉正，2013）；还有研究发现正念训练可以显著提高α波，使人的情绪变得平和，但改变在消极情绪上显著，而在积极情绪方面不显著（任俊，黄璐，张振，2012）。国内关于正念与幸福感之间的研究主要涉及主观幸福感以及两者与共变因子之间的关系，但尚未有正念对心理幸福感的实证研究。
2 对象与方法
2.1 对象
被试由线上、线下两种方式的宣传招募而来。选取38名南昌大学大三学生为同质样本，随机分配19人为训练组，另外19人为对照组。训练组由于出勤率低剔除4名被试，对照组因为问卷漏填、信息不全等问题也剔除了5名被试。经过筛选，得到的有效被试为：训练组15名，对照组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年合力编制的，他们通过对前人的五个正念度量表中的112个项目进行因素分析，得出五个相对独立的因子，分别是：观察、描述、有觉知地行动、不判断、不反应。量表总共39个项目，使用五级计分。该量表的Cronbach’s α系数分别是：观察0.83、描述0.91、有觉知地行动0.87、不判断0.87、不反应0.75。
《心理技术与应用》 2015年第12期 （总第28期）苗元江 梁小玲 苗 心 汪静莹 正念训练对受训者幸福感的影响研究综合幸福问卷（MHQ）由苗元江于2003年编制而成，使用七级计分，共计51个项目。该问卷包括两个维度：主观幸福感和心理幸福感。共计九个因子：生活满意度、正性情感、负性情感、生命活力、健康关注、利他行为、自我价值、友好关系和人格成长。前三个因子属于主观幸福感，后六个因子属于心理幸福感。其中负性情感采用反向计分。问卷九个因子的信度在0.674至0.906之间。
2.3 程序
被试被随机分配至训练组和对照组。训练组进行每周一次、共8次的正念训练，对照组不做训练。两组均在训练前后采用FFMQ和MHQ进行现场测试。训练的内容以正念减压训练（MBSR）中的技术为参考，具体安排如表1所示。将收集到的数据用SPSS17.0进行分析：使用单因素方差分析或独立样本t检验对不同人口学变量进行差异检验；采用独立样本t检验对实验组和对照组之间的差异进行检测。表1 每周训练内容与家庭作业
3 结果
在训练之前，进行前测以判断训练组与对照组是否为同质样本。前测数据经由独立样本t检验显示：两组的FFMQ总分t=1.673、p=0.106；MHQ总分t=0.759、p=0.454；主观幸福感t=-0.252 、p=0.803；心理幸福感t=1.093、p=0.284。数据显示两组被试在正念水平和幸福感上均无显著差异，即两组被试属于同质样本。
3.1 人口学变量上的差异
研究设置了年龄、性别、生源地、独生子女与否、家庭经济状况和人际关系状况六项人口学变量。六个变量中年龄和独生子女与否在两个量表及其各个因子上皆无显著差异。
性别之间的差异体现在FFMQ的因子描述（p< 0.01）和MHQ总分及其维度心理幸福感和因子健康关注、生活满意度中（p< 0.05），女生的表现均好于男生。
不同生源地之间的差异仅出现在FFMQ的因子不反应中，来自乡镇的被试比来自城市的被试在不反应因子上表现更突出（p< 0.05）。
家庭经济状况对被试的影响仅表现在MHQ的因子健康关注中，家境较好的被试与家境一般（p< 0.01）和家境较差（p< 0.05）的被试之间对健康的关注存在显著差异，而家境一般与家境较差的被试之间无显著差异。
人际关系状况会影响FFMQ的因子不判断，人际关系良好的被试要比人际关系一般的被试的不判断水平要高（p< 0.05）。
3.2 前后测组内比较
在两组的组内比较中，虽然训练组后测的FFMQ总分、MHQ总分、SWB和PWB都高于前测，但仅有FFMQ总分显示出显著差异（p< 0.01）。训练组的显著变化还发生在因子正性情感（p< 0.05）和健康关注（p< 0.05）上。对照组各个项目和因子均未有显著差异。
3.3 前后测组间比较
为了知晓训练是否产生显著的影响，对训练组和对照组的前后测差值（后测成绩-前测成绩）进行独立样本t检验。结果两组仅在正念水平上出现了显著差异（p< 0.01），各个幸福感上未发生显著变化，但在因子正性情感（p< 0.01）上出现了显著差异，训练组明显高于对照组。
4 讨论
人口学变量的结果显示：不同性别被试在MHQ总分、心理幸福感、健康关注、生活满意和描述上存在显著差异，在描述这一因子中，女生的表现（得分均值）比男生好，这一结果可能源于女生的语言能力要优于男生的缘故（彭聃龄，2012）；不同生源地被试在不反应上存在显著差异，乡镇的被试表现得比城市被试更明显，这一差异可能是由于农村的大学生在性格上比来自城市的大学生更内向、拘谨导致（张旭东，李志，1988）；不同家庭经济状况的被试在健康关注上存在显著差异，结果显示家境较好与家境较差的被试都比家境一般的被试更关注自身健康，这种状况可能是因为家境好的个体对健康投入更多且更爱惜自己的身体，而家境差的个体由于缺少医疗资源更担心自己的不健康会给家庭带来负担；人际关系状况变量在不判断上存在显著差异，人际关系良好的被试比人际关系一般的被试的表现更好，这种差异可能因为人际关系较好的人更不在意评价对自身的影响；不同年龄和独生子女与否在各个因子上无显著差异。
与以往的研究（Shauna， Kirk， Carl， & Thomas， 2011）一致的是，训练组的FFMQ得分增幅显著高于对照组，说明正念训练能够有效改善受训者的正念水平。
由于训练组的MHQ、SWB和PWB得分与对照组没有显著差异，故本研究认为正念训练对主观幸福感和心理幸福感的改善不显著，即正念训练不能改变主观幸福感和心理幸福感。这一结果与Shauna等人（2007）和Shamini等人（2007）的研究类似。虽然正念训练没能提升被试的幸福感，但训练组的正性情感在训练之后显著高于对照组，说明正念训练能够有效提高受训者的正性情感。
本研究的样本量较小，影响了研究结论的推广性。在正念减压训练中，家庭作业的重要性不容忽视。虽然本研究被试的主观报告显示他们在非训练的时间里有坚持完成家庭作业，但由于缺乏有效的监督，无法判定被试的家庭作业是否有质有量地完成，这一点也会影响实验结果。本研究采用完全随机前后测设计，虽然控制了大多数影响内部效度的因素，但无法排除个体差异。在未来的研究中可采用随机区组设计，排除个体差异。在训练方案上也可以同时考察MBCT和MBSR等不同正念训练所产生的效果差异。
5 结论
（1）正念训练能够有效改善受训者的正念水平。
（2）正念训练不能提高受训者的主观幸福感和心理幸福感，但能够有效提高受训者的正性情感。
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任俊， 黄璐， 张振. （2012）. 新冥想使人变得平和――人们对正、负性情绪图片的情绪反应可因冥想训练而降低. 心理学报， 44， 1339-1348.
