發布時間：2022-11-01 23:58:05
序言：寫作是分享個人見解和探索未知領域的橋梁，我們為您精選了8篇的人口學論文樣本，期待這些樣本能夠為您提供豐富的參考和啟發，請盡情閱讀。
二孩思想其實與我國的孝道思想是統一的，都是是儒家及儒家思想核心之一，也是中國傳統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，贍養老人的傳統美德。據有關資料統計，2010年底，我國60歲以上的老年已達1.3億，占總人口的11%，根據科學預測，到2025年底老年人口將達2.8億，約占總人口的20%。顯然，我國正以驚人的速度進入老齡化社會。而且，我國進入老齡化社會與發達國家不同，是在經濟相對落后的情況下進入的，時間短，速度快，指望在短期內用社會保障和敬老院來實現老有所養，老有所樂，老有所醫。
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濟條件下建立健康的養老體系
B 從實踐上看，對于加強家庭道德建設，推進家庭文明以及社會主義精神文明的發展具有重要的現實意義。
二、研究的基本內容，擬解決的主要問題：
基本內容
儒家“孝道”思想與現代家庭養老
1儒家“孝道”的基本內容
2儒家“孝道”原則的糟粕和精華
3現代中國的家庭養老
4儒家孝道的現代轉承
擬解決的主要問題
1、重點：在現在市場經濟條件下對儒家“孝道”的轉承
2、難點：理論分析，實證分析儒家“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、對資料進行閱讀，分析和綜合
3、制定寫作計劃表
4、主動多與指導老師交流
進度安排：
1、2015年12月20日前確定選題
2、2016年1月16日前提交開題報告
3、2016年4月10日前提交論文初稿交指導老師審閱后進行修改。
4、2016年5月20日前交定稿。
(1)家庭教育觀念。在我們的調查中，大多數家長認為，教育孩子的責任應當由家庭、學校、社會共同承擔。但也有6%的家長說不清楚，5%的家長認為是社會責任，10%的家長認為是學校責任，35%的家長認為家庭教育對流動兒童不太重要，但同時也有78%的家長認為家庭生活中最重要的就是教育問題，79%的家長認為，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。調查發現，家長在時間投入上并不多，有12%的家長因為工作太忙了，沒有時間有意識地與孩子在一起，有10%的家長與孩子在一起的時間在4小時以上，分別有56%、34%的家長一天中與孩子有意識在一起的時間在1～2個小時和2～4個小時。在調查中我們發現，家長在教育費用的投入上要比時間多一些，有8%的家長認為，為了教育孩子花多少錢都值得，有12%的家長認為不是這樣，有80%的家長認為要看具體情況而定。36%的家長認為，孩子每學期的學雜費是家庭生活的負擔。62%的家長認為還可以，不至于成為家庭生活負擔，但絕大多數家庭沒有額外的教育費用支出，如購買課外書、參加各種興趣班、為增長知識而進行的娛樂活動等。其次，我們從教育的方法上來考察。有82%的家長認為，教育孩子要講究方式方法，但同時也有18%的家長認為，不一定或根本不用講究科學方法。當孩子有了進步或取得一定成績時，42%的家長表示主要給予精神獎勵，20%的家長主要給予物質獎勵，38%的家長表示要視具體情況而定。當孩子犯了錯誤，28%的家長會幫助分析原因并找出解決問題的辦法，59%的家長會給予一定的處罰，如打罵、不給買東西等，也有3%的家長認為隨他去，孩子大了就自然懂事了。再次，從教育信息來源看。流動家庭的家長中有26%的家長能夠主動去學習教育孩子的相關知識，但是也有32%的家長表示不會去有意識地學習和掌握相關知識。教育孩子的方式方法依次主要來源于以下渠道:家長學校、看電視書報、上網、上輩家庭教育經驗、向親朋好友請教等。可見，他們的教育知識的來源渠道還是比較寬的，關鍵還是家長本人的學習態度和學習積極性。
二、改善流動兒童家庭教育問題的措施
1．大力改善流動人口家庭教育環境
家庭環境對子女健康性格的形成至關重要。因此，營造良好的家庭環境是必不可少的。(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，建立良好的鄰里關系，引導和鼓勵子女加強與同齡群體的交往，不要限制孩子外出，不要限制孩子接觸社區生活。(3)父母對子女要平等相待，多一份體貼，少一些訓斥;多一分愛護，少一些冷淡;多一份理解，少一些專橫。既不能動輒嚴厲懲罰，也不能過分溺愛和保護。(4)在流動人口家庭中，大部分孩子要幫助父母承擔一定的家務勞動甚至生產勞動，如幫父母做飯、守攤點、值班等。針對此特點，家長可有針對性地開展勞動教育，動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，給孩子樹立正確的勞動觀念，對父母的職業持正確的看法，明白父母就業過程中的艱辛。
2．廣泛開展宣傳，普及家庭教育知識，在全社會樹立正確的教育觀念
利用廣播、電視、網絡等現代傳媒方式，以及家長會、巡回報告團演講等形式，深入宣傳正確的家庭教育觀念，傳播成功的教育方法和經驗，普及兒童身心健康發展的科學知識，形成一個全社會關心家教，重視家教，支持家教的良好氛圍。建立以家長學校為平臺的培訓機構，對家庭教育進行科學指導。家庭教育主要是父母與子女的互動活動，家長的素質直接關系到家教水平。因此，加強對家庭學校的管理，使家長能得到較為全面、系統、科學的家庭教育指導，對流動人口家庭教育特別重要。
3．推行協同教育，建立家庭教育與學校教育、社會教育的聯系機制
關鍵詞：感恩；助人傾向；特質感恩；感恩維度；社會贊許性
中圖分類號：G641 文獻標志碼：A 文章編號：1674-9324（2013）21-0248-02
當受到來自他人的無私幫助時，個體往往會心存感激之情并愿意以后有機會做出一定程度的回報。感恩（Gratitude）是一種積極的社會情緒，具有維護個體身心健康和激發個體親社會行為的動機作用。Emotions將感恩定義為特質感恩和狀態感恩。目前國內外存在一些關于感恩特質的研究。這些研究大多數關注了感恩特質對于個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的動機作用出發，研究其對于助人行為的影響。
國外許多學者對感恩做出了定義。Emmons（2003）認為感恩是一種情緒，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認為，感恩是因接受禮物而產生的一種愉受（Fredrickson，2005），換言之，感恩源自于對獲益于他人行為的認知。Baumganen-Tramer指出感恩的四種成分：高興、對施惠者的仁愛、回報的愿望、回報的責任感（Cohen，2006）。
助人傾向是一種個體傾向性，是個體在遺傳素質的基礎上，由于環境的影響，通過個體的活動而形成的穩定的心理特征，是一個心理變量，而助人行為是一種外在的行為表現，受助人傾向的影響，助人傾向也會通過助人行為表現出來（田喜生，2008）。因為助人傾向是人們在日常生活中表現出來的穩定的傾向，可以預測助人行為，所以我們可以通過助人傾向來探究個體的助人心理。
一、研究目的
本研究旨在分析大學生的性別、生源、是否獨生這三個人口學變量對感恩和助人傾向的影響，考察感恩及其各個維度與助人傾向之間的相關，最后考察感恩各個維度對助人傾向的預測作用。
二、研究對象及研究方法
1.研究被試。隨機選取某師范大學和某理工大學共200名在校大學生作為研究被試，被試平均年齡為21歲。男88人，女101人，獨生57人，非獨生101人，城市63人，農村126人。
2.研究工具。大學生感戴量表。該量表由馬云獻和扈巖在2004年編制，本研究中該量表的內部一致性信度為0.78。
助人傾向問卷。該問卷由內蒙古師范大學付慧欣在其碩士論文中編制，本研究中該量表的內部一致性信度為0.768。
社會贊許性量表。考慮到社會贊許性可能對感恩和助人傾向的測量產生影響，通過統計的方式對其進行控制。該量表由Marlowe和Crowne編制。本研究中該量表的內部一致性信度為0.73。
3.研究程序。采用集體施測的方式，在課堂上發放問卷，當場收回。共得到有效問卷189份，回收率為94.5%。
4.數據的統計處理。采用SPSS18.0對數據進行方差分析和回歸分析。
三、結果與分析
1.感恩及其各維度與助人傾向的相關分析。將社會贊許性作為協變量，分析感恩各個維度及其感恩總分與助人傾向之間的相關，結果發現感恩各個維度及其總分與助人傾向都顯著相關。
2.人口學變量對感恩傾向影響的效應分析。方差分析結果表明，在對感恩的影響上，三個人口學變量的交互作用和兩個人口學變量的交互作用均不顯著。社會贊許性這一協變量的主效應顯著F（1，186）=9.019，p
3.人口學變量對助人傾向影響的效應分析。方差分析結果表明，在對助人傾向的影響上，三個人口學變量的交互作用不顯著，兩個人口學變量的交互作用也不顯著；社會贊許性這一協變量的主效應顯著；性別這一人口學變量的主效應顯著，其中女生的助人傾向要顯著高于男生；是否獨生這一人口學變量的主效應顯著，其中非獨生子女的助人傾向要顯著高于獨生子女。
4.大學生的助人傾向對感恩各個維度的回歸分析。將性別、是否獨生和社會贊許性作為控制變量進行層級回歸發現，感恩總分沒有進入回歸方程，性別、是否獨生這兩個人口學變量的效果顯著，社會贊許性的效果不顯著，性別、是否獨生、感恩深度、感恩頻率對助人傾向有顯著的預測作用，體驗感恩情緒強烈的個體和表達感恩次數多的個體助人傾向更高，感恩密度對助人傾向也有預測作用，但效果只達到了邊緣顯著，感恩的廣度，即個體對生活層面感恩的范圍，對助人傾向沒有預測作用。結合感恩各個維度與助人傾向之間的相關性發現，雖然感恩各個維度和助人傾向都顯著相關，但在控制了性別、是否獨生、社會贊許性這些變量后，只有感恩深度、感恩頻率、感恩密度對助人傾向有預測作用，如表3.4所示。
四、討論
本研究結果表明女生的感恩得分要顯著高于男生，馬云獻等人（2004）的研究發現大學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方式影響了孩子的人格特質，對男生管教嚴格，對女生給予較多的情感溫暖，因此，女生在情感體驗上要比男生細膩，對生活中的一些小事情比男生更知道感恩（史文，2008）。也有研究認為，傳統的刻板印象對男女生造成了潛在影響，男生普遍被認為堅強獨立，女生則柔弱依賴，所以，女生獲得幫助的機會就比男生多，對支持的利用度要高于男生，因此感恩的機會也就多些（劉曉嵐，2008）。非獨生子女要顯著高于獨生子女，這可能是因為獨生子女得到父母過多的溺愛和保護，傾向于認為在生活中所得到的幫助是理所當然的，所以感恩程度不及非獨生子女。性別和生源出現交互作用，通過進一步簡單效應分析發現，城市女生的感恩傾向要高于男生，農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，非獨生子女高于獨生子女，在生源地上沒有差異。感恩深度、頻率、密度這三個維度對助人傾向有顯著的預測作用。總之，作為人格特質的感恩對助人傾向有顯著的預測作用，高感恩個體會表現出更多的助人行為。
五、小結
感恩作為一種積極的認知情感，對助人傾向有顯著預測作用。
參考文獻：
[1]田喜生.大學生感戴傾向及其與移情能力、助人傾向間的關系研究[D].石家莊：河北師范大學.
[2]馬云獻，扈巖.大學生感戴量表的初步編制[J].中國健康心理學，2004，12（5）：387-389.
[3]史文.大學感戴現狀及其影響因素的研究[D].西安：西北大學.
[4]劉曉嵐.大學生的感戴與其自我概念、社會支持的關系研究[D].貴州：貴州師范大學.
[5]Ballard，R.，Crino，M.D.，& Rubenfeld，S.（1988）.Social desirability response bias and the Marlowe-Crowne social desirability scale.Psychological Reports，63（1）：227-237.
[6]Cohen，A.B.（2006）.On Gratitude.Social Justice Research，19（2）：264.
[7]Dalbert，C.（1999）.The world is more just for me than generally：about the personal belief in a just world scale，s validity.Social Justice Research，12：79-98.
[8]Emmons，R.A.，& Crumpler，C.A.（2000）.Gratitude as human strength：Appraising the evidence.Journal of Social and Clinical Psychology，19：56-69.
[9]Emmons，R.A.，& McCullough，M.E.（2003）.Counting blessings versus burdens：An experimental investigation of gratitude and subjective well - being in daily life.Journal of Personality and Social Psychology，84，377-389.
[10]Fredrickson，B.L.，& Branigan，C.（2005）.Positive emotions broaden the scope of attention and thought-action repertoires.Cognition & Emotion，19：313-332.
[11]Harned，D.B.（1997）.Patience：How we wait upon the world[M].Cambridge：Cowley，65.
[12]McCullough，M.E.，Kilpatrick，S.D.，Emmons，R.A.，& Larson，D.B.（2001）.Is gratitude a moral affect？ Psychology Bulletin，127：249-266.
[13]McCullough，M.E.，Emmons，R.A.，& Tsang，J.（2002）.The grateful disposition：A conceptual and empirical topography.Journal of Personality and Social Psychology，82：112-127.
論文關鍵詞：研究生，學校認同感，影響因素
1.問題的提出
研究生在進入新的校園之后，都要經歷對環境的適應過程。如果學生對學校有較強的認同感，則有助于其對新環境的適應。學校認同程度較高的學生，對學校各方面的評價更為積極，在學業上更為專注和努力。他們往往更愿意自發的調試自己的狀態，接觸周圍的人群，努力適應新學校的生活。作為研究生，筆者對研究生群體的學校認同感有著深厚的興趣。筆者認為，本科階段就在本校就讀的研究生，對于學校的認同高過本科不在該校就讀的研究生；學校的校園環境、后勤服務、學習和學術氛圍、校園人際關系等影響研究生的學校認同感。因此，筆者通過問卷調查的方法對該問題進行了調查研究。
2.研究的意義
在一所大學中，學生對學校認同程度，不僅對學生的學習動力產生直接的影響，同時也潛在的影響這所學校的文化塑造和精神傳承。培養和增強學生的學校認同感，具有十分重要的意義。對學生個體來說，既可以幫助他在校期間學到更多知識，建立更好的人際關系影響因素，鍛煉自己的各方面能力，也可以為他將來進入社會，成為一名有責任感的社會公民奠定良好的基礎。同時，培養出更多的優秀學生，提升學校的社會聲譽，有利于學校爭取到更多的資源，對學校發展也將產生重要意義。
3.學校認同感的界定
通過查閱文獻，一般認為學生的學校認同感是指學生對所在學校的價值觀、學校精神及文化傳統的承認和接受并產生的歸屬感。認同感的養成有助于增加對學校環境的適應，積極的影響學生的自信、自尊、自我控制及責任感。本文將學校認同感界定為研究生對所屬學校學生身份的知悉、情感上的接納，對所屬學校的評價，以及由于這些認知和情感而產生的外在表現。
4.研究的假設
根據筆者的日常觀察和訪談分析，本文進行了以下假設:
（1）學生對校園環境、后勤服務、學習學術氛圍、校園人際關系四個方面的評價是否滿意的幾率基本相當。
（2）學校認同感在性別、年齡、是否有工作經驗、所學專業變量上存在顯著性差異。
（3）學校認同感在本科是否本校學生、生源地兩個變量上存在顯著性差異，本科為本校學生或者生源地為本區、本省的學生學校認同感高論文服務。
5.研究的方法
本文的研究對象為在校研究生，利用隨機抽樣的方法發放調查問卷，并結合個人訪談獲取更為詳盡的信息。本文共發放調查問卷120份，回收106份，有效問卷100份。回收率88%，有效率94%。使用SPSS統計分析軟件對學校認同感的總分和四個影響因素的得分進行描述性統計分析，并根據結果進一步對四個影響因素進行分析，找出學生評價最低的影響因素。本文還分別對學生的性別、生源地、本科是否本校就讀和是否有全職工作經驗的變量上對學校認同感總分進行獨立雙樣本T檢驗，考察這些變量在學校認同感方面是否存在顯著性差異。對專業和年齡在認同感總分上進行方差分析，考察這兩個變量對認同感影響是否有顯著性差異。
6.調查問卷的信效度分析
學校認同感的調查問卷分為兩部分，第一部分調查研究生的人口學基本信息，第二部分調查學生的學校認同感。這兩部分的題項均采用表述性文字。學校認同感調查著重在以下四個主要因素上：校園環境、后勤服務、學習學術氛圍和校園人際關系。問卷采用5點計分法，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”。
本文調查問卷參照碩士論文比較成熟的調查問卷編寫，測量了所要測試的研究生對學校的認同感，具有良好的效度。將問卷的結果按總分高低排序，前后25（100×25%=25）名受試者作為高、低分組，計算兩組受試者在各個項目上的差異。經過獨立樣本T檢驗顯示，各項目高低分組差異顯著影響因素，說明項目具有較好的區分度。對問卷的信都進行分析，校園環境的問卷的Cronbachа系數是.768，學術學習氛圍問卷的Cronbachа系數為.765，后勤服務問卷的Cronbachа系數為.788，校園人際關系問卷的Cronbachа系數為.786。問卷總體信度均屬良好。
7.統計分析結果與解釋
7.1描述性統計分析結果
1）問卷結果人口學基本信息
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
論文關鍵詞：城市化，城市資源壓力，灰色關聯分析
作為國家的首都和經濟社會發展較為發達的特大城市，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到93.10%，接近基本實現城市化的目標(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，平原區僅占市域面積的1/3，可供城市建設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入（陳劍，馬曉紅等雜志網，2005）。隨著近年來北京城市化進程的不斷推進和城市社會經濟的迅猛發展，區城市建設和城市資源短缺之間的矛盾日益突出。
在此背景下，如何協調緩解城市資源壓力與加快城市化進程之間的矛盾成為北京市亟待解決的問題。文章通過構建城市化綜合水平評價指標體系以及引入城市資源壓力指數，對北京市1998-2008年11年間的城市資源壓力指數與城市化綜合水平之間的關系進行灰色關聯分析,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城市化的內涵及其測度
1.1城市化的內涵
城市化(Urbanization)，是一個涉及經濟、社會、人口、地域空間等諸多方面的復雜過程，在人口學、社會學、經濟學上對其有不同的定義。一般認為：城市化是一個國家或地區的人口由農村向城市轉移、農村地區逐步演變成城市地區、城市人口不斷增長的過程[2]。其內涵至少應包括：①人口的城市化，即農業人口轉化為非農業人口，并向城市聚集的過程；②空間的城市化，即城市在空間數量上的增多、規模上的擴大、功能和設施上的逐步完善和城市空間結構和形態的不斷優化；③經濟的城市化，即第一產業人口不斷減少，第二、三產業人口不斷增加，各種非農產業發展的經濟要素向城市不斷集聚，以及城市產業結構提升、城市經濟總量不斷擴大；④生活方式、生活質量的城市化，主要指農村居民生產生活方式、價值理念向城市生產生活方式的轉變這四方面內容。
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化率，即市鎮人口占總人口的比重來測度城市化水平。不可否認，這種測量方法直觀且數據易得，能夠在一定程度上反映出我國的城市化發展狀況。但是，由于受到諸如城鄉戶籍的嚴格管制和城鄉就業的分離等諸多因素的影響，單一的以人口指標來測度城市化發展水平往往難以全面反映城市化的內涵，甚至有可能低估某一區域的城市化的實際水平，為此，許多學者提出以多項指標綜合衡量城市化，以期從多方面綜合地反映城市化進程。
多指標綜合評價法要遵循綜合性、主導性、層次性以及可操作性等原則。接前文對城市化概念及其內涵的分析，本文分別從經濟、人口、生活方式與生活質量、空間城市化4方面入手雜志網，共選取15個指標，構成城市化綜合水平評價指標體系，如表1所示。
表1 城市化水平指標體系及其層次結構表
目標層
準則層
變量
指標層
單位
綜合城市化水平
經濟
城市化
X1
人均GDP
元
X2
人均居民消費水平
元
X3
人均地方財政收入
元
X4
第三產業占GDP比重
%
人口
城市化
X5
城鎮人口比重
%
X6
城市第三產業就業人員比重
%
X7
非農業人口比重
%
X8
市區人口密度
人/m2
生活方式、生活質量城市化
X9
人均社會消費品零售總額
元
X10
每萬人擁有高等學校在校人數
人
X11
每千人口擁有醫生數
人
X12
人均城市居民生活用電
千瓦時
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
關鍵詞：中國農戶；家庭人口學特征；綠色農產品
中圖分類號：F323.6 文獻標識碼：A 文章編號：1003-3890（2013）11-0035-05
一、引言
近年來中國農戶家庭人口學特征發生了顯著的變化，較為明顯的特征是家庭成員流動遷移行為增加、家庭成員職業多元化、從事農業生產的勞動力減少、戶主文化程度普遍提高。目前，我國農戶的家庭特點是否適合生產綠色農產品？家庭戶主是否愿意和能夠生產綠色農產品？筆者試圖考察農戶的人口學特征與綠色農產品生產之間的關系并嘗試探索二者之間的規律。
國內關于農戶家庭人口學特征與農戶經濟行為的代表性研究如下：高夢滔和畢嵐嵐利用微觀面板數據實證分析了家庭人口學特征與農戶消費增長的關系[1]。周逸先和崔玉平研究了農村戶主的文化素質與就業及家庭收入的相關性[2-3]。孔喜梅的研究表明農戶家庭土地流轉決策與家庭架構特征密切相關[4]。王平等研究農村土地集約利用影響因素的結果表明，文化程度、常住在家人口和人均年收入對農戶集約用地意愿有顯著性影響[5]。在農戶行為決策的研究中，很多文獻是把家庭人口學特征的某一項或幾項內容以解釋變量納入模型考察其顯著性，如朱麗娟和向會娟的研究表明農戶年齡對節水灌溉技術的采用有顯著性影響[6]。趙建欣和張忠根在分析安全農產品生產的影響因素時把戶主年齡和戶主受教育年限以解釋變量引進模型，研究結果表明戶主年齡對農戶安全農產品生產行為影響顯著，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戶蔬菜質量安全控制無顯著性影響[8]。綜述文獻發現，農戶家庭人口學特征與綠色農產品生產關系的研究在國內尚不多見，鑒于此，本文利用對河北定州和山東壽光308個蔬菜種植農戶的調研數據，在統計分析和模型研究的基礎上對農戶家庭人口學特征與綠色農產品生產的關系進行考察，以期發現二者之間的規律，為農產品質量安全政策的制定提供決策參考。
二、數據來源與變量的描述性統計
（一）數據來源
本文部分數據來自2011年寒假筆者帶領學生進行的調研，部分數據來自2012年暑假的調研。數據獲得過程如下：為保證論文數據質量，避免一次性調查可能出現的數據缺失或不符合建模要求的問題，在開展大規模調查前，先通過小規模試調查對調查項目進行了檢驗。通過小樣本預調研，補充、修訂和完善了問卷，然后進入正式調查階段。根據研究的需要，選定山東壽光和河北定州兩個縣為調查范圍，以隨機抽樣方法選取調查村以及村內農戶。被調查者均為蔬菜種植專業戶的家庭決策者，由調研員對其提問后填寫問卷。本次調查共發放問卷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計
廣義的人口學特征包括人口的自然特征（如出生死亡、數量結構）、社會特征（如宗教、民族）和經濟特征（如收入、職業）等諸多方面。基于近年來中國農戶家庭的主要變化，本文主要考察農戶的家庭規模與結構、勞動力數量與構成、收入來源與分布以及包括年齡、性別、文化在內的家庭戶主特征。
1. 家庭規模與結構。家庭規模與結構是家庭人口學變量中重要的變量之一，反映一個家庭最基本的狀態。本文首先考察當前中國農戶家庭規模與結構與綠色農產品生產的關系。近年來農村勞動力外出就業的人數持續增加，從事農業生產的農村勞動力數量不斷減少。農村勞動力外出就業是否影響綠色農產品的生產，也是本研究需考察的問題之一。
調研資料統計結果顯示，樣本家庭人口數最少為1人，最多8人，平均為3.77人。核心家庭占被調查樣本的78.95%，擴展家庭占18.08%，其他占2.97%。在被調研的農戶家庭中有37.82%的家庭存在勞動力外出就業現象。
2. 家庭勞動力數量與構成。已有研究表明勞動力數量作為農戶家庭的人力資本在一定程度上影響農戶的行為決策，家庭勞動力數量、農業勞動力數量、投入到農產品生產的勞動力數量與綠色農產品生產的關系是本研究考察的內容之一。
被調查樣本中，家庭勞動力數量為2人的農戶占79.91%，家庭構成為一對夫婦和未成年的子女。家庭勞動力數量為3～4人的占16.15%，家庭構成為一對夫婦和沒有獨立生活的成年子女。家庭勞動力數量在5人以上的農戶占被調查樣本的2.82%，這種情況出現在子女比較多并且沒有獨立出去生活的家庭中。家庭勞動力僅有1人的占1.12%。農戶家庭勞動力數量與構成的分布情況如表1所示。
3. 收入來源與分布。農戶的行為決策在一定程度上會受到家庭收入的約束，家庭總收入、農業收入以及與綠色農產品生產相關的收入對綠色農產品生產是否產生影響，將是本研究待考察的問題之一。根據以往研究，不僅收入的絕對數量影響農戶決策，收入的來源結構對農戶行為也有一定影響，因此我們設立了農戶家庭的農業收入和蔬菜種植收入兩個指標來反映農產品收入在農戶家庭收入中所占比重，并考察其與綠色農產品生產的關系。
被調查樣本的收入來源有如下三種類型：家庭經營收入、工資性收入、轉移性收入。樣本家庭總收入平均為29 659.25元，農業收入平均為20 206.67元。由于被調研地區的經濟發展水平不同、市場化程度不同、非農就業程度存在很大差異，導致兩個地區家庭收入差距較大。
4. 戶主人口學特征。在我國農村，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重要因素。
戶主年齡。年齡在一定程度上是一種經歷的代表，它可以用來解釋動機和目標的多樣性[9]。根據以往研究，戶主的年齡會在一定程度上影響其行為決策。因此我們提出的研究假設是戶主年齡影響綠色農產品生產。從年齡結構來看，在被調查的戶主中，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個被調研樣本中男性戶主占81.8%，女性戶主占18.2%。為考察性別對農產品質量安全水平的影響，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力質量的重要指標，因為教育可以增進一個人獲取、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產品生產的影響。在被調查樣本中，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、實證方法與結果分析
（一）相關性分析
我們用雙變量相關分析檢驗農戶綠色蔬菜生產與農戶人口學特征是否存在相關關系，旨在篩選進入實證模型的解釋變量。分析結果如表2所示。蔬菜的質量安全水平用農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，家庭人口數與蔬菜質量安全水平不相關，我們的解釋是家庭人口數量不能代表投入到農業生產的勞動力數量，更不能代表投入到蔬菜生產的勞動力數量。因此我們又對家庭勞動力數量、從事蔬菜生產的勞動力數量與蔬菜質量安全水平進行相關分析。在1%的顯著性水平上，農戶家庭所擁有的勞動力數量與蔬菜質量安全水平顯著負相關，但相關系數較低。從事蔬菜生產的勞動力數量與蔬菜質量安全水平顯著負相關。
家庭收入盡管是家庭決策的一個約束條件，但分析結果表明與蔬菜質量安全水平沒有直接的相關關系。農業收入和蔬菜種植收入均與蔬菜質量安全水平存在相關性，但前者的相關系數很小。我們訪談了解的情況是，農業收入構成家庭主要收入來源的農戶比非農收入是主要來源的農戶更重視綠色農產品的生產。
戶主年齡與蔬菜質量安全水平在1%的顯著性水平上正相關。戶主年齡與農戶綠色農產品生產是否存在因果相關，在后面的模型中將進一步驗證。
戶主的受教育年限與蔬菜質量安全水平的相關性檢驗不顯著。根據訪談的情況，戶主的文化程度對綠色蔬菜生產影響不太大的原因是，接受教育少的農戶雖然對一些綠色生產技術自主學習較困難，但是他們能夠比較容易得到諸如農藥銷售部門專業農藝師或當地的技術推廣人員的免費咨詢服務。
（二）回歸分析
盡管相關分析對一些研究假設進行檢驗時具有統計顯著性，但這些變量是否為農戶生產綠色農產品的原因變量有待進一步考察。根據已有理論和前面的相關分析結果，我們建立如下回歸模型考察變量之間的關系。
Yi=？茁0+？茁1labour+？茁2outwork+？茁3income+？茁4gender+？茁5age+？茁6cost+？茁7profit+？茁8region+？滋t
式中，Yi代表農戶生產蔬菜的安全水平，具體取值為農戶安全行為得分。根據彼代爾和瑞曼（Beedell & Rehman）的研究以及綠色農產品的生產過程，對綠色農產品安全生產狀況的測量由四類指標（農藥使用情況、肥料使用情況、種植前和過程中綠色技術采用狀況、農產品采摘后處理）共同測度。農產品安全生產狀況建立在農戶生產行為基礎上，農戶生產行為由農戶對四類指標問題的回答來反映[11-13]。對農戶的回答計算得分，所有問題的得分相加得到被解釋變量指標②。
labour：農戶家庭勞動力數量；outwork：是否有外出務工勞動力，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，用虛擬變量表示。
成本和收益是農戶經濟行為決策時需要考慮的經濟學變量，綠色農產品生產是蔬菜種植專業戶一項經濟行為決策，為此我們把安全蔬菜的供給成本和預期收益指標作為控制變量引入模型。由于不同種類的蔬菜生產投入成本存在很大差異，因此對農戶供給安全蔬菜成本的測度沒有采用實際的成本核算，而是采用農戶感知成本。感知成本的高低設成likert五點量表的形式，在模型中用cost表示。由于農業生產的周期長、價格波動幅度大等特點，農戶在生產時并不確切知曉產品生產出來后的售價和收益，在模型中我們用預期收益指標來考察價格和收益對農戶綠色蔬菜決策的影響。把預期收益的高低設成likert五點量表的形式，模型中用profit表示。
（三）模型運行結果及整體評價
我們首先用VIF法對模型進行多重共線性檢驗，用White檢驗法對模型進行異方差檢驗。檢驗結果表明模型不存在嚴重的多重共線性，但模型在5%的顯著性水平上都拒絕同方差假設。故采用加權最小二乘法（WLS）對模型進行估計，權重取“殘差絕對值的倒數”。加權最小二乘結果如表3所示。
模型的加權最小二乘估計結果顯示，調整后的樣本決定系數■2為0.702，在1%的顯著性水平上顯著，表明模型的擬合優度較好。F統計量的值為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系在總體上成立。
（四）模型的參數檢驗及解釋
蔬菜生產勞動力數量對蔬菜質量安全水平存在顯著的負影響，這說明在其他條件不變的情況下，投入到蔬菜生產的勞動力數量越多，農戶對蔬菜的質量安全控制水平越低。按照比較優勢理論，農業勞動力多的家庭由于勞動力資源豐富，傾向于用勞動替代技術。而綠色農產品生產的某個環節或階段所需勞動和技術需要科學配比，簡單的用勞動力數量代替綠色投入品使用會導致蔬菜質量安全水平下降。
農戶家庭中是否有外出務工勞動力對農戶生產的農產品質量安全水平沒有明顯影響。根據調研我們給出的解釋是，外出務工可以增加農戶家庭的總收入，戶主可以拿出部分收入通過雇傭勞動力來彌補生產中的勞動力約束，因此外出務工對綠色農產品生產沒有直接影響。
回歸結果顯示，蔬菜種植收入對蔬菜的質量安全水平在1%的顯著性水平上有明顯影響，說明農戶的蔬菜收入越多，越重視蔬菜的質量安全水平。
戶主性別對綠色農產品生產影響顯著。男性戶主相對于對照組的女性戶主而言，生產的蔬菜質量安全水平更高。根據訪談我們給出的解釋是男性戶主更容易接受新技術，如綠色農產品生產中生物農藥的使用，而女性更傾向于用傳統的方法種植蔬菜，如仍使用見效快的高毒化學農藥。
戶主年齡越大，供給蔬菜的質量安全水平越高。我們觀察到的事實是，年齡大的戶主較年齡小的戶主更傾向于用手工勞動代替化學投入品的使用，年齡較大的戶主更喜歡整天在地里忙碌，進行手工鋤草、人工授粉等。
控制變量安全蔬菜供給成本對農戶生產綠色蔬菜質量水平沒有顯著性影響，在1%的顯著性水平上，安全蔬菜的預期收益通過了參數的顯著性檢驗。我們給出的解釋是，盡管綠色農產品的生產成本高于常規蔬菜，但農戶對安全蔬菜的預期收益越高，農戶對蔬菜的質量控制越嚴格。因此成本的高低不影響農戶是否生產綠色蔬菜的行為決策，預期收益對其有正影響。
地區虛擬變量不顯著表明河北定州農戶和山東壽光農戶生產的蔬菜質量安全水平有顯著性差異。
四、主要結論及政策啟示
本文通過實證分析主要得出以下結論和政策啟示：
基于農戶家庭勞動力數量與農產品的質量安全水平相關性較小，投入到蔬菜生產的勞動力數量對綠色農產品生產負影響，以及外出就業對綠色農產品生產無顯著性影響的分析結果，可鼓勵農村勞動力到城市務工，或從事農業和非農業的兼業化生產。
基于農戶的家庭收入與該家庭生產的農產品的質量安全水平不相關，該家庭的農業收入與農產品的質量安全水平相關性較小，以及蔬菜種植收入對農產品質量安全水平影響顯著的分析結果可得到的政策啟示是：以農產品收入為主要收入來源的家庭應充分重視所生產的農產品的質量；以其他農業經營（如農業運輸等為農業服務的行業）收入為主要收入來源的家庭應把主要精力集中在農業經營方面，重點著眼生產率的提高；以非農收入為主要收入來源的家庭，家庭的部分勞動力可繼續從事到非農行業，其余人員可通過加入農業專業合作組織克服綠色農產品生產對勞動力數量的約束。
鑒于性別對綠色農產品生產影響顯著，應增加女性戶主的培訓機會，提高其技術素質。由于女性戶主承擔著繁重的農業勞動，沒有時間繼續學習提高自己的文化程度。但是可有計劃的對她們進行職業技術培訓，尤其是在比較復雜的安全生產技術采用的初始階段，利用地方的農技推廣機構給予女性戶主直接的技術支持。
此外，預期收益盡管作為控制變量引入模型不是本文重點考察的內容，但鑒于其對綠色農產品生產影響顯著的實證結果，政府應建立并普及諸如綠色農產品標識制度、追溯制度以及采取對綠色農產品直接補貼的方法穩定農戶生產綠色農產品的預期收益。
注釋：
①本研究中的戶主不同于戶口簿中的戶主，專指農戶家庭的決策者。
②由于篇幅限制，被解釋變量指標具體設計可以郵件的形式向作者索要。
參考文獻：
[1]高夢滔，畢嵐嵐.家庭人口學特征與農戶消費增長——基于八省微觀面板數據的實證分析[J].中國人口科學，2010，（6）：70-78.
[2]周逸先，崔玉平.農村家庭戶主教育程度對家庭生活影響的調查與分析[J].清華大學教育研究，2000，（2）：109-113.
[3]周逸先，崔玉平.農村勞動力受教育與就業及家庭收入相關分析[J].中國農村經濟，2001，（4）：60-67.
[4]孔喜梅.土地流轉農戶的家庭結構特征初探[J].湖南財經高等專科學校學報，2010，26（127）：32-35.
[5]王平，邱道持，李廣東，等.農村土地集約利用影響因素研究[J].農機化研究，2011，（3）：1-5.
[6]朱麗娟，向會娟.糧食主產區農戶節水灌溉采用意愿分析[J].中國農業資源與區劃，2011，6（32）：17-21.
[7]趙建欣，張忠根.農戶安全農產品生產決策影響因素分析-基于河北、山東菜農的調查[J].統計研究，2007，（11）：90-92.
[8]周潔紅.農戶蔬菜質量安全控制行為及其影響因素分析——基于浙江省396戶菜農的實證分析[J].中國農村經濟，2006，（11）：25-34.
[9]Ondersteijn，C.J.M.，Giesena，G.W.J.& Huirnea R.B.M.Identification of Farmer Characteristics and Farm Strategies Explaining Changes in Environmental Management and Environmental and Economic Performance of Dairy Farms[J].Agricultural Systems，2003，78（1）：31-55.
[10]林毅夫.制度、技術與中國農業發展[M].上海：上海人民出版社，2005.
[11]Beedell，J.D.C.& Rehman，T.A. Meeting of Minds for Farmers and Conservationists-some Initial Evidence of Attitudes towards Conservation from Bedfordshire[J].Farm Management，1996，9（6）：305-313.
論文關鍵詞：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，通過提供的心理治療、健康和就業咨詢等社會支持服務，使依賴者提高或恢復他們各自的生理和社會功能，達到減少非法的使用、控制疾病傳播、減少相關社會危害的目的[2]。本研究通過調查自貢市MMT門診病人美沙酮治療、社會功能恢復等信息，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工作提供科學依據。
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，其中符合排除標準或不愿參加者剔除，共248人。
1.1.1 納入標準
1）參加美沙酮維持治療一個月以上，已經進入劑量穩定期的在治病人；
2）年齡在20周歲能上能下，且有獨立的民事行為能力；
3）本地居民或在本地居住超過6個月的外地戶籍居民；
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 排除標準
1）無法完成知情同意或知情不同意者；
2）短期轉入本門診的服藥人員和長期轉出本門診的服藥人員；
3）目前伴有嚴重精神疾病、智力缺陷、語言障礙者等；
1.2研究方法：應用課題統一制定的《服藥人員基線調查表》進行一對一問卷調查，同時收集MMT門診記錄中的病人基本資料。
1.3 統計分析：利用課題提供的軟件建立數據庫，以雙輸錄入法確保數據質量，使用SPSS17.0進行數據處理。
2 結果
2.1首次退出治療保持天數
研究對象在MMT門診服藥的天數最短為1天，最長為1476天，中位數57.5天。
2.2單因素分析
以首次退出治療保持天數作為衡量MMT維持治療效果的指標，將研究對象的有關社會人口學特征、吸毒史、維持治療情況及社會功能恢復等32個變量進行單因素分析（表1），按P＜0.10標準，篩選出婚姻狀況即是否有固定性伴，目前治療劑量，家人對治療所持態度及退出時的藥量4個有統計學意義的變量。
表1 美沙酮維持治療效果的影響因素單因素分析結果
變量
系數
S．E
標準系數
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
-27.814
39.297
-0.045
-0.708
0.479
過去6個月的生活費來源
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
44.716
33.832
0.084
1.322
0.187
過去30天注射吸毒次數
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識
28.989
66.979
0.028
0.433
0.666
治療期間偷吸吸毒的風險
-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，心理學旨在通過提高正性情感或降低負性情感以得幸福，兩者何其相似。正因如此，通過佛學與心理學的結合，正念療法誕生。正念是一種有意識地關注當下并對當下不作評判的覺知狀態。幸福感的解釋則多種多樣，運用最廣泛的是主觀幸福感和心理幸福感兩個概念。主觀幸福感（SWB）是指個體對自身生活總體質量的主觀評價。心理幸福感（PWB）是指外界對個體自我實現的客觀評價。將兩者相結合來評判一個人的幸福感更為合理。
二十世紀七十年代，正念便已成為西方心理治療的主流療法之一。隨著正念運用的增多，關于正念與幸福感的實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系，發現正念水平高的個體正性情感更多，負性情感更少，生活滿意度更高。Collard， Avny和Boniwell（2008）通過實證研究驗證了內觀認知療法（MBCT）中的正念練習對正念水平及主觀幸福感的影響，發現練習能夠提高參與者的正念水平、生活滿意度，降低參與者的負性情緒，最終導致主觀幸福感提升。Falkenstrm（2010）研究內觀禪修中的正念冥想時發現，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時間和正念水平與幸福感的關系，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，通過相關分析發現正念練習時間與正念量表中的多數因子、幸福感的變化呈顯著的相關關系。然而，一些研究發現正念并不能有效改善幸福感，如，Shauna，Kirk，Carl和Thomas（2007）統計發現每周總的正念練習時間并不能預測壓力狀況和主觀幸福感的變化。
目前國內已經完成一些關于正念對幸福感的影響研究。鄧玉琴（2009）經過八周正念訓練得到了積極情緒增強和消極情緒減少的結果，且在三個月后的追蹤仍有效；另外有人得出正念訓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）；還有研究發現正念訓練可以顯著提高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）。國內關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系，但尚未有正念對心理幸福感的實證研究。
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名南昌大學大三學生為同質樣本，隨機分配19人為訓練組，另外19人為對照組。訓練組由于出勤率低剔除4名被試，對照組因為問卷漏填、信息不全等問題也剔除了5名被試。經過篩選，得到的有效被試為：訓練組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正念度量表中的112個項目進行因素分析，得出五個相對獨立的因子，分別是：觀察、描述、有覺知地行動、不判斷、不反應。量表總共39個項目，使用五級計分。該量表的Cronbach’s α系數分別是：觀察0.83、描述0.91、有覺知地行動0.87、不判斷0.87、不反應0.75。
《心理技術與應用》 2015年第12期 （總第28期）苗元江 梁小玲 苗 心 汪靜瑩 正念訓練對受訓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，使用七級計分，共計51個項目。該問卷包括兩個維度：主觀幸福感和心理幸福感。共計九個因子：生活滿意度、正性情感、負性情感、生命活力、健康關注、利他行為、自我價值、友好關系和人格成長。前三個因子屬于主觀幸福感，后六個因子屬于心理幸福感。其中負性情感采用反向計分。問卷九個因子的信度在0.674至0.906之間。
2.3 程序
被試被隨機分配至訓練組和對照組。訓練組進行每周一次、共8次的正念訓練，對照組不做訓練。兩組均在訓練前后采用FFMQ和MHQ進行現場測試。訓練的內容以正念減壓訓練（MBSR）中的技術為參考，具體安排如表1所示。將收集到的數據用SPSS17.0進行分析：使用單因素方差分析或獨立樣本t檢驗對不同人口學變量進行差異檢驗；采用獨立樣本t檢驗對實驗組和對照組之間的差異進行檢測。表1 每周訓練內容與家庭作業
3 結果
在訓練之前，進行前測以判斷訓練組與對照組是否為同質樣本。前測數據經由獨立樣本t檢驗顯示：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。數據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樣本。
3.1 人口學變量上的差異
研究設置了年齡、性別、生源地、獨生子女與否、家庭經濟狀況和人際關系狀況六項人口學變量。六個變量中年齡和獨生子女與否在兩個量表及其各個因子上皆無顯著差異。
性別之間的差異體現在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注、生活滿意度中（p< 0.05），女生的表現均好于男生。
不同生源地之間的差異僅出現在FFMQ的因子不反應中，來自鄉鎮的被試比來自城市的被試在不反應因子上表現更突出（p< 0.05）。
家庭經濟狀況對被試的影響僅表現在MHQ的因子健康關注中，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。
人際關系狀況會影響FFMQ的因子不判斷，人際關系良好的被試要比人際關系一般的被試的不判斷水平要高（p< 0.05）。
3.2 前后測組內比較
在兩組的組內比較中，雖然訓練組后測的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）。訓練組的顯著變化還發生在因子正性情感（p< 0.05）和健康關注（p< 0.05）上。對照組各個項目和因子均未有顯著差異。
3.3 前后測組間比較
為了知曉訓練是否產生顯著的影響，對訓練組和對照組的前后測差值（后測成績-前測成績）進行獨立樣本t檢驗。結果兩組僅在正念水平上出現了顯著差異（p< 0.01），各個幸福感上未發生顯著變化，但在因子正性情感（p< 0.01）上出現了顯著差異，訓練組明顯高于對照組。
4 討論
人口學變量的結果顯示：不同性別被試在MHQ總分、心理幸福感、健康關注、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（得分均值）比男生好，這一結果可能源于女生的語言能力要優于男生的緣故（彭聃齡，2012）；不同生源地被試在不反應上存在顯著差異，鄉鎮的被試表現得比城市被試更明顯，這一差異可能是由于農村的大學生在性格上比來自城市的大學生更內向、拘謹導致（張旭東，李志，1988）；不同家庭經濟狀況的被試在健康關注上存在顯著差異，結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注自身健康，這種狀況可能是因為家境好的個體對健康投入更多且更愛惜自己的身體，而家境差的個體由于缺少醫療資源更擔心自己的不健康會給家庭帶來負擔；人際關系狀況變量在不判斷上存在顯著差異，人際關系良好的被試比人際關系一般的被試的表現更好，這種差異可能因為人際關系較好的人更不在意評價對自身的影響；不同年齡和獨生子女與否在各個因子上無顯著差異。
與以往的研究（Shauna， Kirk， Carl， & Thomas， 2011）一致的是，訓練組的FFMQ得分增幅顯著高于對照組，說明正念訓練能夠有效改善受訓者的正念水平。
由于訓練組的MHQ、SWB和PWB得分與對照組沒有顯著差異，故本研究認為正念訓練對主觀幸福感和心理幸福感的改善不顯著，即正念訓練不能改變主觀幸福感和心理幸福感。這一結果與Shauna等人（2007）和Shamini等人（2007）的研究類似。雖然正念訓練沒能提升被試的幸福感，但訓練組的正性情感在訓練之后顯著高于對照組，說明正念訓練能夠有效提高受訓者的正性情感。
本研究的樣本量較小，影響了研究結論的推廣性。在正念減壓訓練中，家庭作業的重要性不容忽視。雖然本研究被試的主觀報告顯示他們在非訓練的時間里有堅持完成家庭作業，但由于缺乏有效的監督，無法判定被試的家庭作業是否有質有量地完成，這一點也會影響實驗結果。本研究采用完全隨機前后測設計，雖然控制了大多數影響內部效度的因素，但無法排除個體差異。在未來的研究中可采用隨機區組設計，排除個體差異。在訓練方案上也可以同時考察MBCT和MBSR等不同正念訓練所產生的效果差異。
5 結論
（1）正念訓練能夠有效改善受訓者的正念水平。
（2）正念訓練不能提高受訓者的主觀幸福感和心理幸福感，但能夠有效提高受訓者的正性情感。
參考文獻
鄧玉琴. （2009）. 心智覺知訓練對大學生心理健康水平的干預效果. 碩士學位論文， 首都師范大學.
劉興華， 徐慰， 王玉正. （2013）. 正念訓練提升自愿者幸福感的6周隨機對照試驗. 中國心理衛生雜志， 8， 587-601.
彭聃齡. （2012）. 普通心理學. 北京： 北京師范大學出版社.
任俊， 黃璐， 張振. （2012）. 新冥想使人變得平和――人們對正、負性情緒圖片的情緒反應可因冥想訓練而降低. 心理學報， 44， 1339-1348.
