时间：2022-07-09 01:28:31
“研究生教育系统是由相互关联的各种亚结构组成的复杂结构系统”［1］，研究生教育结构是研究生教育系统的内部构成形态，“是组成研究生教育总体的各个部分的比例关系及其组合方式”［2］。研究生教育结构包括学历层次结构、学位类型结构、学科专业结构、学习方式结构等亚结构，各个亚结构共同组成了研究生教育整体结构。在我国，关于研究生教育结构的研究是普遍的，但由于研究方法的限制，目前对研究生教育结构的研究主要还是对各个亚结构“分而论之”，且停留在定性描述阶段，缺乏从整体上综合考量研究生教育结构的探索。基于此，本文尝试将指数方法引入研究生教育结构研究，提出研究生教育结构偏离指数（GraduateEd-ucationStructureDeviationIndex，缩写为GESDI）的概念，建立研究生教育结构偏离指数的测算模型，并利用该模型对湖南省9所高校的研究生教育进行实证研究。
二、研究生教育结构偏离指数的概念界定及测算模型
1.概念界定研究生教育结构偏离指数是指反映不同时间或空间条件下研究生教育结构偏离标准值（理想值）的相对数，是通过将测量值与标准值进行指数化处理而得到的。利用研究生教育结构偏离指数，可以判定研究生教育结构的不合理程度（失衡程度），也可以对多个高校的研究生教育结构的合理程度进行排序和预警。根据研究对象的范围不同，研究生教育结构偏离指数可以分为个体偏离指数和总偏离指数。
2.测算模型（1）个体偏离指数模型研究生教育结构个体偏离指数是指反映研究生教育各个亚结构偏离标准值的相对数，包括学历层次结构偏离指数、学位类型结构偏离指数、学习方式结构偏离指数。（2）总偏离指数模型由于研究生教育结构是由多个要素组成的，因此研究生教育结构偏离指数由构成要素的个体偏离指数组成，表现为综合指数的形式，可以由个体偏离指数的加权平均模型得到。式中GESDI为研究生教育结构偏离总指数；Gi为研究生教育结构的各个亚结构的个体偏离指数；Wi为Gi的权重。本文认为各组成部分对研究生教育整体结构的影响程度是一致的，因此各个亚结构的权重相等。
三、实证分析
1.样本选取及数据来源说明本文选取中南大学、湖南大学、湖南师范大学、湘潭大学、湖南农业大学、湖南中医药大学、中南林业科技大学、长沙理工大学和南华大学9所湖南省重点高等学校为研究对象。所有原始数据均来自于2009年~2013年的《湖南省学位与研究生教育基本情况（内部资料）》，限于篇幅，没有在文中列出。
2.计算演示由于是要测定研究生教育结构偏离标准值的程度，因此首先需要确定研究生教育结构的标准值。在参考美国等研究生教育比较发达和合理的国家的情况下，结合我国学者的研究，本文将三个部分的基期数据②分别规定为：硕士学位研究生与博士学位研究生之比为101［7］，专业学位研究生与科学学位研究生之比为11［8］，非全日制研究生与全日制研究生之比为11［9-10］。以湖南师范大学2009年研究生教育原始数据为例，计算该高校2009年的研究生教育结构偏离指数。2009年湖南师范大学全日制学硕在校研究生为5492人，全日制专硕在校研究生为158人，非全日制硕士在校生为1710人（不包含同等学力），全日制在校博士研究生为629人，专业博士人数为0。根据个体偏离指数模型，可以分别计算出学历层次结构偏离指数（G1）、学位类型结构偏离指数（G2）和学习方式结构偏离指数（G3）。
3.实证结果（1）2009年~2013年研究生教育结构个体偏离指数利用研究生教育结构个体偏离指数模型，根据2009年~2013年原始数据，计算得到2009年~2013年湖南省9所重点高校的研究生教育三个亚结构的偏离指数（见表1）。由表1可知，2009年~2013年湖南省9所样本高校的研究生教育在学历层次、学位类型和学习方式三个亚结构中，学历层次结构呈现出了两极分化的现象。湖南大学、湖南师范大学、湖南农业大学、湖南中医药大学和中南林业科技大学5所高校的学历层次偏离指数值较低，全部在40%以下，说明这5所高校的研究生教育硕博比相对接近101的标准值，学历层次结构相对合理，其别是湖南师范大学的学历层次结构最为合理，5年来其偏离指数均低于15%，最低年份甚至达到2.7%；中南大学、湘潭大学、长沙理工大学和南华大学4所高校的学历层次结构偏离指数值相对较高，全部在60%以上，说明这4所高校的研究生教育学历层次结构相对不合理，特别是长沙理工大学和南华大学，偏离指数均高于150%，最高达到了335.1%，因此这两所高校有必要对其学历层次结构进行调整，避免出现结构性失衡。9所高校的学位类型结构偏离指数整体得分较为平均，数值相对较小，说明9所样本高校的学位类型结构较为一致，并且比较合理，其中，湖南大学的学位类型结构偏离指数5年来最高为32%，最低为6.4%，由此可知，湖南大学的专业学位研究生教育与科学学位研究生教育之比5年来都接近11的标准值，学位类型结构稳定并且合理。学习方式结构偏离指数5年来所有高校相差并不大，但总体得分较高，说明9所样本高校的非全日制研究生教育占总体研究生教育的比重距离标准值还有较大差距，非全日制研究生教育发展水平不高。（2）2009年~2013年研究生教育结构总偏离指数根据亚结构个体偏离指数，利用研究生教育结构偏离指数模型，计算出2009年~2013年湖南省9所高等学校的研究生教育结构偏离指数，具体得分及排名情况见表2。由表2可知，研究生教育结构较为合理的高校（即研究生教育结构偏离指数值较低的高校）排名前3的为湖南大学、湖南农业大学和中南林业科技大学（2009年除外），这3所高校的研究生教育结构偏离指数均低于45%，其中湖南大学2009年以后的研究生教育结构偏离指数值在30%左右浮动，而湖南农业大学和中南林业科技大学的结构偏离指数则呈现出越来越小的趋势：2013年湖南农业大学的研究生教育结构偏离指数下降到了28.1%，中南林业科技大学则为22.2%（是2009~2013年以来所有高校的历史最低值），说明2013年中南林业科技大学的研究生教育结构是最为合理的。9所高校中，研究生教育结构相对不合理的高校为湘潭大学、长沙理工大学和南华大学，5年来湘潭大学的研究生教育结构偏离指数均高于64%，长沙理工大学的研究生教育结构偏离指数均高于74%，而南华大学的研究生教育结构偏离指数均高于87%。其中，长沙理工大学2009年的研究生教育结构偏离指数为149.8%，为所有高校5年来历史最高，说明2009年长沙理工大学的研究生教育结构是最不合理的。虽然这3所高校的研究生教育结构相对不合理，但是2009年~2013年3所高校的研究生教育结构偏离指数也呈现出了明显的减小趋势，说明这3所高校的研究生教育结构5年来实现了不同程度的优化。
4.实证结果分析（1）稳定性是湖南省各高校研究生教育结构的重要特性各高校5年来研究生教育结构偏离指数值除了中南林业科技大学和长沙理工大学在2009年、2010年的偏离指数出现较大波动外，其余各年份各高校的研究生教育结构偏离指数波动幅度都在20%之内，波动幅度较小，说明各高校的研究生教育结构都不易接近或远离正常范围；同时，分析各高校研究生教育结构偏离指数的排名情况发现：湖南大学、湖南农业大学和中南林业科技大学（2009年除外）稳定在前三名，研究生教育结构相对合理；中南大学、湖南师范大学和湖南中医药大学排名长期居中，研究生教育结构相对较为合理；而湘潭大学、长沙理工大学和南华大学则一直处于后三名，研究生教育结构相对不合理。总体来说，各高校研究生教育结构偏离指数波动幅度小，排名相对稳定，说明了研究生教育结构具有明显的稳定性。（2）合理化是湖南省重点高校研究生教育结构的基本走势从表2可以看出，2009年~2013年9所样本高校研究生教育结构偏离指数最低（即排名第1）为39.7%、32.8%、28.7%、25.7%和22.2%，研究生教育结构偏离指数最高（即排名第9）为149.8%、127.3%、105.9%、87.4%和94.8%，总体上研究生教育结构最优和最劣高校的偏离指数值呈现减小趋势；而排名居中的高校尽管整体排名上5年来没有大幅提高，但是其研究生教育结构偏离指数也呈现较为明显的下降趋势。因此，高校间的整体差距在缩小的同时，大部分高校的研究生教育结构偏离指数也在下降，研究生教育结构均向合理的方向发展。另外，从整体来看，根据湖南省重点高校研究生教育结构偏离指数（见表3）情况发现，2009~2013年湖南省重点高校学历层次结构和学习方式偏离指数基本保持不变，但学位类型结构偏离指数值从2009年的51.0%下降到了2013年的6.6%，减小趋势非常明显，说明5年来学位类型结构得到了很大程度的优化。同时湖南省重点高校研究生教育结构总体偏离指数5年来也呈现明显的减小趋势，从2009年的52.1%下降到了2013年的36.4%。因此，上述分析综合说明了2009年~2013年湖南省重点高校研究生教育结构得到了相对明显的优化，研究生教育结构变得越发合理。（3）各高校研究生教育结构变化的基础和态势不尽相同尽管湖南省9所高校研究生教育结构整体上呈现一种良好的发展态势，但是具体对于各高校而言，又有不同的发展状态。通过分析各高校的研究生教育结构偏离指数变化趋势，可以将9所高校的研究生教育结构发展大致分为三个类别，即结构恶化型、结构固化型和结构优化型。其中，湖南中医药大学研究生教育结构在2012年有一个明显上升的过程，其偏离指数上涨了17.2%，研究生教育结构恶化，属于研究生教育结构恶化型高校。通过分析发现，主要原因在于2012年湖南中医药大学的在职硕士在校研究生锐减至24人，2013年下降为0，严重影响了该高校的研究生教育结构。湖南大学、湖南师范大学两所高校的研究生教育结构基础较好，但是5年来却出现了“固化”的现象，其研究生教育结构偏离指数只有小幅下降，说明其研究生教育结构没有得到更进一步的优化，主要原因是非全日制研究生教育水平不高限制了这两所高校研究生教育结构的合理化。中南大学、湘潭大学、湖南农业大学、中南林业科技大学、长沙理工大学和南华大学属于结构优化型高校，5年来这6所高校的研究生教育结构偏离指数下降趋势明显，研究生教育结构得到了不同程度的优化。特别是中南林业科技大学，2009年的研究生教育结构在样本高校中还处于中等水平，但得益于全日制专业硕士在校生和在职硕士在校生的大幅提高，2013年其研究生教育结构偏离指数就下降到历史最低的22.2%，研究生教育结构在9所高校中最为合理。
四、小结与对策建议
研究生教育结构偏离指数模型的建立，创新了一种研究生教育结构评价概念，从各个亚结构是否满足标准值（理想值）的角度来统一评估研究生教育整体结构，改变以往对研究生教育结构大而化之的定性描述，为定量地、综合地分析研究生教育结构提供了一定的视角和方法。根据前述实证结果及分析，优化湖南省重点高校研究生教育结构，可以从如下方面进行：
1.稳定硕士研究生教育发展速度，停止扩大博士研究生教育规模，调整学历层次结构由表3可知，影响湖南省重点高校研究生教育结构优化的主要问题是学历层次结构和学习方式结构出现了“固化”，其中学历层次结构偏离指数5年来均在35%左右徘徊。要优化湖南省重点高校研究生教育学历层次结构，使硕博比接近10：1，降低学历层次结构偏离指数值，就需要对硕士学位研究生教育和博士学位研究生教育进行动态调整。根据《湖南省建设教育强省规划纲要（2010~2020年）》［11］规定，到2020年湖南省在校研究生规模应达到10万人，按硕博比101的理想值计算，2020年湖南省在校博士研究生约为9090人，在校硕士研究生约为90909人，而2013年9所样本高校在校博士研究生为10558人，已然到达2020年湖南全省的目标。故优化湖南省重点高校研究生教育学历层次结构，首先应该停止扩大博士研究生招生规模；同时，2013年样本高校在校硕士研究生为69103人，而2010年~2013年其在校硕士研究生年平均增长速度为5.6%，按此速度发展，2020年9所样本高校在校硕士研究生规模将达到101191人，与在校博士研究生之比基本达到101。因此，优化湖南省重点高校研究生教育学历层次结构，应该停止扩大博士研究生规模，稳定现行硕士研究生教育发展速度。
2.减缓专业学位研究生教育发展速度，适度发展科学学位研究生教育，稳定学位类型结构2009年~2013年湖南省重点高校研究生教育学历层次结构经历了一个良性发展时期，得到了很大程度的优化，2013年样本高校的学历层次结构偏离指数仅有6.6%，专业学位和科学学位研究生教育基本达到11，主要原因是专业学位研究生教育得到了很大程度的发展：在校研究生从2009年的21172人扩大到了2013年的38466人，年平均增长率为16.2%。与此同时，科学学位研究生教育发展速度则明显放缓，2009年为43181人，2013年为41195人，出现了负增长。根据《湖南省建设教育强省规划纲要（2010~2020年）》规定，按照11的理想模型，2020年专业学位和科学学位在校研究生应该分别达到5万人左右，这是作为湖南省研究生教育主体的湖南省重点高校研究生教育发展的上限。因此，稳定现有学位类型结构，应该酌情减缓专业学位研究生教育发展速度，适度发展科学学位研究生教育，避免出现“顾此失彼”“、矫枉过正”的现象。
关键词： 女研究生 主观幸福感 相关因素
1.引言
21世纪是一个科学技术高速发展，经济日益全球化的世纪。世界各国的竞争归根结底是人才素质的竞争，科教兴，则民族兴；人才兴，则国运盛。中华民族要实现伟大复兴必须依靠大量德才兼备的高层次人才。毋庸置疑，研究生作为最高层次的人才，肩负着国家现代化建设的重任，是我国增强综合国力、增强国际竞争力的重要支撑力量，已成为一个不容忽视的人群。作为知识分子集中的一个高层次群体，他们目前的生活质量、心理健康水平应该受到关注和重视。但由于研究生人群的年龄和学习、活动方式较之大学生和其他人群存在着较大差异，目前国内关于研究生的研究相对来说显得十分薄弱，尤其专门针对女研究生（硕士、博士）的研究就更少了。社会竞争的日益激烈，女研究生作为未来女性人才的特殊群体，是我国社会主义现代化建设的不可缺少的生力军，她们不仅肩负着社会、家庭、个人等多方面的期待，而且承受着来自经济、学业、就业、婚恋等诸多方面的心理压力，这一系列的竞争和冲击不仅给她们带来困惑、期待和迷茫，势必还会影响她们主观幸福感的形成，从而影响她们的心理和行为反应。
笔者根据调查所得出的各项数据，用统计学处理方法，对女研究生主观幸福感的现状进行分析，其目的是通过了解女研究生主观幸福感的实际状况，探索影响女研究生主观幸福感的相关因素，以便更好地提高女研究生的生活质量，促进其身心健康，使之有更多的精力投入学习和工作，让她们更好地适应社会、健康成才，具有重要的意义和作用。
2.方法
2.1被试
被试取自河海大学、南京师范大学、南京大学和南京林业大学四所高校的研究生（硕士、博士），采用随机抽样的方法，共抽取500名学生，统计中剔除无效问卷52份，最后获得有效问卷448份（有效回收率为90%），其中女研究生被试304份，男研究生被试144份。在总的问卷中抽取出女研究生的被试，得出的有效样本构成如表1所示。
2.2研究工具
2.2.1总体幸福感量表（General Well-Being Schedule，Fazio，1977，简称GWB）
该量表由美国国立统计中心制定，共33个题目。本研究中采用国内段建华①（1996）对该量表的修订，即采用该量表的前18项对被试进行施测，单个项目得分与总分的相关在0.48和0.78之间，分量表与总表的相关为0.56和0.88之间，内部一致性系数男性为0.91、女性为0.95，平均得分男性为75分，女性为71分，得分越高，主观幸福感越强烈。在本研究中女生在该量表的内部一致性系数为0.87。
2.2.2幸福感指数量表（Index of Well-Being，Campbelletal，1976，简称IoWB）②
该量表用于测查受试者目前所体验到的幸福程度，包括总体情感指数量表和生活满意度问卷。总分范围在2.1（最不幸福）和14.7（最幸福）之间。根据姚春生（1995）等人的资料，本量表的重测一致性为0.849（P＜0.001）③。总体情感指数与生活满意度的一致性为0.55，总体情感指数与另一种幸福感测查的相关性为0.52，平均分为11.8。本研究中，与总体幸福感的相关性为0.51，女生在幸福感指数量表的内部一致性系数为0.91。
2.3研究程序
测试时间为30分钟左右，测试前根据指导语向被试说明注意事项，并告之该测试为匿名测试，回答的问题无所谓对错，以保证测试结果的真实性。
2.4数据处理
统计方法主要包括：独立样本T检验、方差分析和相关分析。
数据的录用采用Excel，处理采用SPSS13.0。
3.研究结果
3.1女研究生的人口统计学变量与主观幸福感
3.1.1女研究生主观幸福感的专业差异分析
对不同专业的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表2），虽然文史专业女研究生在总体幸福感量表得分、幸福感指数和生活满意度得分三个方面略高于理工专业的女生，但二者差异没有达到统计差异显著性水平；文史专业女研究生在情感指数方面略低于理工专业的女生，但二者差异同样没有达到统计差异显著性水平。
3.1.2女研究生主观幸福感的学历差异分析
对不同学历的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表3），在总体幸福感、情感指数得分方面，女硕士研究生低于女博士研究生，二者差异达到统计显著性水平；而在幸福感指数和生活满意度方面，硕士研究生略低于博士研究生，差异没有达到统计显著性水平。
3.1.3女研究生主观幸福感在婚姻状况上的差异分析
对不同婚姻状况的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表4），在总体幸福感、幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，未婚女研究生都略低于已婚女研究生，但二者差异没有达到统计显著性水平。
3.1.4女研究生主观幸福感的生源差异分析
对不同生源地的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表5），生源地在城镇的女研究生在幸福感指数、情感指数和生活满意度方面要高于农村，二者差异达到统计显著性水平；在总体幸福感得分上，二者不存在统计显著性差异。
3.1.5女研究生主观幸福感在是否独生子女上的差异分析
对是否独生子女的女研究生主观幸福感做独立样本t检验，结果表明（见表6），在总体幸福感、幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，是独生子女的女研究生都略低于非独生子女研究生，但二者差异没有达到统计显著性水平。
4.分析与讨论
4.1人口统计变量学与主观幸福感的分析
人口统计变量与主观幸福感的关系一直以来都是研究者关注的问题。通常研究的方面包括性别、年龄、婚姻状况、经济收入、年级、专业、家庭所在地等变量。在本研究中，主要考察了专业、婚姻、生源所在地及是否独生子女四个人口统计变量在主观幸福感上的差异。
就专业与主观幸福感的关系，本研究还发现，无论在总体幸福感、幸福感指数、情感指数还是生活满意度方面，文史专业和理工专业之间都不存在显著性差异，这说明不同专业的女研究生幸福感水平大致相当。这可能是因为在研究生阶段，不管什么专业都不可避免要面对繁重的课业压力、论文压力、人际压力、工作压力及情感等问题，都要面对自己各种问题并着力解决，因此主观幸福感及情感指数在专业类别上没有显著性差异。
婚姻生活往往被人们视为幸福感人生的一个重要组成部分。许多研究者就婚姻与主观幸福感的关系进行研究，④上世纪70年代，Campell等人甚至将婚姻和家庭视为预测美国人主观幸福感的15个因素中最主要的两个。Brown等人的研究也表明，由于配偶所提供的社会支持，婚姻因素会有助于提高主观幸福感水平。我国台湾学者陈洛采用自编的幸福感量表和生活满意感量表研究发现，仅仅是在家庭和工作满意感方面，有婚姻生活者得分明显高于无婚姻生活者，在幸福感上两组得分差异不显著。邢占军、金瑜⑤研究发现，从总体来看，我国城市居民无婚姻生活者比有婚姻生活具有更高的主观幸福感，研究者认为这可能是由于许多已婚人士自己的婚姻质量评价不高。梅锦荣等人的研究指出，中国社会强调家庭取向，夫妻之间相互依赖、相互给予精神和物质上的支持，因此已婚的幸福感比未婚的要高。但是，本研究发现，在总体幸福感、幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，未婚女研究生都略低于已婚女研究生，二者差异没有达到统计显著性水平，虽然这一结论与已有的一些结论有部分的相似之处，但遗憾的是，本研究中这一结论很难说是可靠的，因为从调查对象来看，未婚人数有284人，占被调查对象总数的93.4%，已婚人数有20人，占被调查对象总数的6.6%，两组人数之间差异如此之大，很难保证结果的客观性和准确性。因此，要想真正了解婚姻状况与幸福感的关系，就应该扩大已婚对象的数量，遗憾的是限于研究的时间短暂以及这类研究对象不容易选取，本研究没有能够实现这一目的。
关于生源所在地与主观幸福感的关系，本研究发现，在幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，城乡研究生之间存在显著性差异，生源地在城镇的女研究生幸福感明显高于农村。这可能是城市和农村这两个不同社会政治、经济、文化背景的某些差别的反映。对于经济状况与主观幸福感的关系历来存在着一定的争论，一些学者发现，收入与主观幸福感呈正相关，他们认为，较高的收入会带来更多的物质享受，更高的权力与地位等，因而主观幸福感较高；而另有研究表明，收入仅在非常贫穷时有影响，一旦人们的基本需要得到满足，经济的影响就很小了。我们的研究显然间接支持前一种观点，一般来说，来自城镇的学生的家庭经济状况比来自农村的要好，这反映到主观幸福感中就是来自城镇的学生主观幸福感高些。同时，城乡差异可能也与来自城镇的女生在社交能力、环境适应能力方面强于来自农村的女生有关。
关于是否独生子女与主观幸福感的关系研究，国内外很少有人涉及。一般认为，独生子女会得到更多的来自父母的爱和关心，遇到困难会在第一时间获得帮助，他们的幸福感水平应该更高些。但是本研究发现，在总体幸福感、幸福感指数、情感指数和生活满意度方面，是独生子女的女研究生都略低于非独生子女的女研究生，二者差异没有达到统计显著性水平，这就意味着是否独生子女对主观幸福感没有影响。这可能与本研究对象的特点有关，本研究的对象是女研究生，她们经历多年的求学生涯，独立生活能力都比较强，有独立获取更多社会支持的能力，在家庭中，非独生子女完全可以通过获取兄弟姐妹或他人的支持来弥补父母缺少的帮助，从而获得高的主观幸福感，因此是否独生子女在主观幸福感上不存在显著性差异也就可以理解了。
5.结论
本次研究发现：女研究生在学历、生源地上存在显著性差异，而在专业、婚姻和是否独生子女上不存在显著性差异。
注释：
①段建华.总体幸福感量表在我国大学生中的试用结果与分析［J］.中国临床心理学杂志，1996，1.
②汪向东，王希林等.心理卫生评定量表手册［M］.北京：中国心理卫生杂志社（增订版），1999.
③姚春生等.老年大学学员主观幸福感及有关因素分析［J］.中国心理卫生杂志，1995，9.
①Scott Huebner.Manual for the Multidimensional Stueents’Life Satisfaction Scale［J］.Version，2001.
②邢占军，金瑜.城市居民婚姻状况与主观幸福感关系的初步研究［J］.心理科学，2003，26，（6）.
参考文献：
［1］陈瑛.人生幸福论［M］.北京：中国青年出版社，1996.
［2］刘次林.幸福教育论［M］.南京：南京师范大学出版社，1999.
［3］鲍晓兰.西方女性主义研究评介［M］.北京：北京三联书店，1995.
［4］段建华.总体幸福感量表在我国大学生中的试用结果与分析［J］.中国临床心理学杂志，1996.
［5］汪向东，王希林等.心理卫生评定量表手册［M］.北京：中国心理卫生杂志社（增订版）.
［6］姚春生等.老年大学学员主观幸福感及有关因素分析［J］.中国心理卫生杂志，1995，9.
中图分类号：G643 文献标识码：A 文章编号：1003-9082（2017）02-0204-01
一、研究对象与方法
本研究采取团体施测的方法， 以5所高校（江西财经大学、江西科技师范大学、南昌大学、南京艺术学院、江苏师范大学、）研一至研三的700名研究生为被试。以各班的任课教师担任测量主试，以班级为单位施测。
二、研究方法
1.基本情况
统计回收问卷635份，其中，男生221人，女生332人。农村学生298，城镇学生255。有工作经历学生219人，无工作经历学生334。研一185人，研二179，研三189人。文科363人，理科130人，工科60人。
2.研究工具
采用黄涛编制的硕士研究生专业认同量表。该量表总共24个项目，采用五级计分。该量表包括四个维度：专业价值感；专业学习观；专业投入行为；目标与计划。该量表的总体内部一致性信度为0.893，分量表的内部一致性信度在0.63-0.85之间，并且有良好的内容效度和结构效度。在本研究中，该量表的总体的内部一致性系数为0.869，分量表的信度均在0.641―0.804之间，符合心理测量学的要求，可以采用。
3.数据处理
使用SPSS18.0进行数据处理和分析，对跨专业硕士研究生专业认同进行描述统计统计分析或者方差分析。
三、研究结果
在对553名研究生进行问卷调查，得到了总体样本在专业认同及其维度上的得分，具体表示如下表所示。本研究中跨专业硕士研究生专业认同量表采用五级计分，最低分1分，最高分5分，总分的范围是24―120分。
由表1可知，硕士研究生专业认同各维度的平均数从高到低依次是，专业价值观23.95，专业价值感23.75，专业投入行为22.5，目标与计划13.96。硕士研究生专业认同总分的平均分为84.15，专业认同总分的中值（85），专业认同的均值小于中值，这表明硕士研究生的专业认同处于中等偏上水平。
1.硕士研究生专业认同在性别上的差异比较
采用独立样本t检验对553名不同性别的研究生专业认同及其维度的得分进行差异检验，其中男生221人，女生332人。P值均大于0.05，跨专业硕士研究生专业认同总分、专业价值感、专业价值观、专业投入行为、目标与计划各维度得分在男女性别上无显著差异。
2.硕士研究生专业认同在家庭所在地上的差异
采用独立样本t检验对553名来自农村和城镇的研究生专业认同及其维度的得分进行差异检验，结果显示农村研究生和城镇研究生在专业价值观和目标与价值维度上均无显著差异，但来自农村和来自城镇的研究生在专业认同总分、专业价值感、专业投入行为上存在显著差异，并且来自农村的研究生的专业认同总分的平均分、专业价值感平均分、专业投入行为平均分显著高于来自城镇的研究生的得分。（P
3.硕士研究生专业认同在是否跨专业上的差异
采用独立样本t检验对553名跨专业和非跨专业的研究生专业认同及其维度的得分进行差异检验，跨专业硕士研究生与非跨专业硕士研究生在专业认同总分、专业价值感、专业价值观、专业投入行为、目标与计划上均无显著差异。
4.硕士研究生专业认同在有无工作经历上的差异
采用独立样本t检验对553名有工作经历和无工作经历的研究生专业认同及其维度的得分进行差异检验，结果显示在专业价值观维度，专业投入行为维度和专业认同总分维度上存在差异，有工作经历的被试得分均显著高于无工作经历的被试得分（P< 0.05）。
5.硕士研究生专业认同在专业上的差异
采用单因素方差分析对553名不同专业的研究生专业认同及其维度的得分进行差异检验，结果显示，专业在专业价值感、专业价值观、专业投入行为、专业认同总分上不存在显著差异；专业在目标与计划上存在显著差异，根据多重比较的结果，理科被试得分与工科被试得分之间差异不显著，文科研究生专业认同水平显著高于理科生。（P< 0.01）。
6.硕士研究生专业认同在年级上的差异比较
采用单因素方差分析，结果见下表：由表2可知，在专业价值观维度和专业认同总分存在显著的年级差异。通过多重比较发现：三年级得分均无显著差异，二年级得分显著低于一，三年级（P
建议与对策
近年来，硕士研究生的队伍在不断扩大，其专业认同水平的高低更是教育质量的直接体现，不仅影响到高等院校的教育质量，而且也与硕士研究生个人的学业生涯紧密相连。当下硕士研究生专业认同总体水平处于中等偏上水平，硕士研究生专业认同在性别上无显著差异，在生源地、工作经历、年级和专业上存在显著差异。学校可以设立信息共享平台，拓宽研究生获取专业信息方面的渠道，鼓励研究生在学好专业的同时进行社会实践，在参与实践的过程中逐渐形成高度的认同，有利于他们针对性的学习研究，能够独立解决工作中遇到的困境，从而提高他们实际解决问题的能力，根据不同年级不同专业的学生，加强专业教育的同时，适当放宽专业的限制，准许进行专业调整，这样不仅避免了一部分学生因为选错专业为了毕业坚持读下去，从而提高硕士研究生培养，为硕士研究生的学习提供有益启示。
参考文献
[关键词] 生活满意感；心理健康状况；城市居民
生活满意感是个人对生活经历质量的认知评价，是个体对自己生活质量的主观体验，它是衡量一个人生活质量的综合性心理指标。国内已有的研究认为，城市居民的生活水平满意感主要体现在对当前社会环境、政府政策、工作或职业，经济状况、自身健康、住房条件、休闲娱乐和人际关系等几个方面。Fugl和Meyers等的研究认为生活满意感直接影响人们的幸福感。郑雪等研究发现，个体的自我体验同积极情感、生活满意感存在着相关，对生活不满意者较少感受到幸福。以往研究中满意感与个体的心理健康感之间的存在某种联系。据此，本研究致力于探讨城市居民的生活满意感与主观健康感之间的关系。
1 对象与方法
1.1 研究对象 286名被试来自宁波市居民，男143名，女143名。年龄分布：在18～60岁之间，其中18～30岁107名，31～45岁125名，45～60岁48名。职业状况分布：企业主11名，政府部门员工40名，教师医生等事业单位职工22名，个体户51名，下岗及失业人员14名。文化程度，小学15名，初中61名，高中及中专83名，大专80名，大学47名。婚姻状况：已婚194名，未婚125名，其他4名。
1.2 研究工具及程序 本研究由3个部分组成。①人口统计学变量，如性别、年龄、职业、收入、文化程度等。②生活满意感量表，参考Neugarten等编写的生活满意感指数自评量表(LSIB)编写而成的，量表共有12个项目，因素分析抽取3个因子t社会物质生活条件和社会地位(SSl)、人际关系和健康状况(SS2)、政府政策和自身受教育的程度(SS3)，3个因素可解释的总变异量为0.563，量表的内部一致性信度系数达到0.80，高分表示满意程度高。③心理健康问卷，采用SCL一90症状自评量表，该量表为国内公认的心理卫生评定量表中最全面的一种。含有90个项目10个症状因子。每个项目采用5级评分制：无该项症状反应评1分，很轻评2分，中度评3分，偏重评4分，严重评5分。分数越高，说明心理卫生的水平越低，心理健康的指数越差。
由经过培训的调查人员对研究对象进行问卷调查，采用SPSS 8.0整理和分析数据。
2 结果
2.1 不同群体总体生活满意度的比较 不同群体总体生活满意感的得分如表1：不同职业、个人月收入、家庭月收入的群体间在生活满意感的得分上存在极显著的差异。失业和下岗人员总体满意度水平最低，个人月收入、家庭月收入水平越低，总体满意度水平也越低。而不同性别、年龄、教育程度、婚姻状况的群体间地在生活满意感的得分上没有显著差异。
2.2 各满意度和心理健康指标基本统计值各满意度和心理健康指标的平均数和标准差如下表。各项满意度指标：社会物质生活条件和社会地位(SSl)、人际关系和健康状况(SS2)、政府政策和自身受教育的程度(SS3)及满意感总分处在一般和较满意之间。满意度最高的是个体相对可控的人际关系和健康状况因子。
2.3 城市居民生活满意感与心理健康的相关分析 生活满意感各因子与心理健康各因子及总均分的得分进行相关分析，结果见表3。社会物质生活条件和社会地位(SSI)与SCL－90的躯体化、强迫、人际关系、抑郁、焦虑、敌意、偏执及SCL－90总分均存在显著的相关关系。其中，抑郁、偏执及SCL－90总分与这个因子的相关达到了差异极显著的水平。人际关系和健康状况(SS2)与躯体化因子相关极显著、政府政策和自身受教育的程度(SS3)与抑郁、敌意因子相关显著。
2.4 不同生活满意感水平者心理健康差异的比较 选择在生活满意感总分上得分最低和最高的27％的被试各77人，分成生活满意感水平高、低两组，对这两组在心理健康各指标上的得分情况进行t检验，结果见表4。由表4可见，除恐怖、精神病、其他三个因子不显著外，生活满意感高、低分组在心理健康的躯体化、强迫、人际关系、抑郁、焦虑、敌意、偏执及SCL－90总分上均存在显著的差异，其中抑郁、敌意、偏执及SCL－90总分上的差异达到极显著水平。生活满意感水平高组的城市居民在心理健康症状的躯体化、强迫、人际关系、抑郁、焦虑、敌意、偏执及SCL－90总分上均显著低于生活满意感低组者，本研究中高生活满意感水平预示着被研究对象会有高心理健康水平，低心理健康症状。
3 讨论
关键词:产业结构;就业结构;协调性
一、相关文献综述
国外学者较早对产业结构和就业结构两者的关系进行研究，早在1940年，英国经济学家克拉克提出“配第—克拉克定理”，揭示了产业结构演变与劳动力的变动规律，即伴随人均国民收入水平提高，劳动力由第一产业向第二产业，再向第三产业逐步转移［1］;随后，库茨涅茨在配第和克拉克的研究基础上，提出了库茨涅茨定理，即产业结构变化会受到人均国民收入变动的影响，他认为经济不发达国家要加强非农产业的发展，来缩减与发达国家的经济差距［2］;钱纳里等对世界各国经济增长因素进行了分析，研究指出:发达国家产业结构和就业结构的转换基本同步，而发展中国家产业结构转换要快于就业结构的转换［3］;刘易斯认为，在发展中国家传统农业部门与现代工业部门并存，经济表现出典型的二元结构特征，发展中国家就业具有其独特性［4］;卡尔兹等指出，技术进步使劳动市场对高技能劳动力的需求增加，低技能劳动力就业越来越困难，其失业率上升［5］;Geogre主要研究了资本积累对中国经济增长和就业增长的影响［6］;Young对中国制造业生产率的提高对制造业就业产生的影响进行了研究［7］。国内学者对两者关系的研究，始于20世纪80年代。研究主要集中在经济增长与就业的关系、产业结构的演进机理、产业结构与就业结构的协调性等方面，如汤光华、舒元等对经济增长和就业两者的关系进行了研究［8］，张车伟、蔡眆对中国就业弹性的演变及趋势做了研究［9］，夏长杰研究了中国产业结构和就业结构的偏差［10］，徐光平、景建军对城镇化进程中产业结构和就业结构相关关系做了实证研究［11］，张少红等对人力资本和产业结构的关系做了研究［12－14］，张文玺对产业结构与就业结构的非均衡发展做了研究［15］。综上所述，产业结构和就业结构是经济研究的重点领域，国内外学者倾入大量心血对此进行研究，且研究成果丰硕。当前，全球经济正处于战略调整期，推动创新驱动和打造新增长源成为各国新的合作重点。我国已进入改革深水区和经济结构重组阶段，经济转方式、调结构步伐加快，产业发展对经济的支撑作用越发重要，与此同时，劳动力的综合素质在不断的提高，就业领域表现出了一些新的特征。因此，对中国产业结构和就业结构关系的梳理和两者协调性进行系统研究，非常有必要，这也是文章需要重点研究的领域。
二、中国产业结构与就业结构演变过程分析
(一)中国产业结构的演变过程分析
1.中国产业结构的演变过程改革开放以来，中国经济得到了持续快速增长，产业结构不断向高级化方向演变，符合产业结构演变一般规律。中国国内生产总值由1978年的3650.2亿元增加到2014年的636462.7亿元，增长了173.4倍，年均增长率为9.31%(按不变价格计算)。与此同时，中国产业结构也不断进行优化调整，1978年三次产业结构比重为27.9∶47.6∶24.5，2014年产业结构比重演变为9.2∶42.6∶48.2(见图1)，第一产业比重下降较快，共下降18.7个百分点，第三产业比重增长快速，共增加23.7个百分点。根据国内有关学者的研究［16］，可把改革开放以来中国经济发展划分为两个阶段，改革开放到市场经济体制目标确立阶段(1978－1991年)和社会主义市场经济体制建立阶段(1992－2014年)。图1中国产业结构演进过程(1978－2014年)第一阶段(1978－1991年):改革开放到市场经济体制目标确立阶段。党的十一届三中全会的召开以及一系列改革开放政策的出台，使得中国社会生产力得到极大的解放，经济得到跳跃式的发展。从经济总量上看，三次产业呈现快速增长势头。三次产业增加值分别从1978年的1018.4亿元、1736.0亿元和895.8亿元，增加到1991年的5288.6亿元、9055.8亿元和7551.2亿元，增幅分别为419.3%、421.6%和743.0%;从产业结构演变上看，产业结构由“二一三”演变到“二三一”，产业结构比重则从1978年的27.9∶47.6∶24.5演变到1991年的24.2∶41.4∶34.5，第一、第二产业比重分别下降3.7个百分点和6.2个百分点，第三产业比重则提高9.9个百分点，三次产业结构总变动值为19.8，年均变动1.52。第二阶段(1992－2014年):社会主义市场经济体制建立阶段。1992年社会主义市场经济体制目标正式确立，以及随后西部大开发、振兴东北老工业基地、中部崛起、社会主义新农村建设等一系列战略和政策的实施，中国经济得到快速发展，产业结构调整步伐加快，与此同时，中国加入WTO和经济全球化的快速推进，也使中国经济发生深刻变化，给产业结构调整提供了更大的空间。从经济总量上看，中国GDP总量从1992年的27068.3亿元增加到2014年的636462.7亿元，共增加609394.4亿元，增长了22.5倍。其中，第一产业增加值从1992年的5800.0亿元增加到2014年的58331.6亿元，共增加52531.6亿元，增长了9.1倍;第二产业增加值从1992年的11640.4亿元增加到2014年的271392.4亿元，共增加259752.0亿元，增长了22.3倍;第三产业增加值从1992年的9627.9亿元增加到2014年的306738.7亿元，共增加297110.8亿元，增长了30.8倍。从产业结构演变上看，产业结构由“二三一”阶段(1992－2011年)演变到“三二一”阶段(2012－2014年)，产业结构比重由1992年的21.4∶43.0∶35.6演变到2014年的9.2∶42.6∶48.2，第一产业比重下降迅速，减少12.2个百分点，年均下降0.55个百分点;第二产业比重略有下降，减少仅0.4个百分点，且第二产业表现出较明显的波动特征;第三产业增长速度最大，增加12.6个百分点，年均增长0.57个百分点。综上所述，改革开放以来，中国产业结构不断向高级化特征演变，整个演变过程符合产业结构演变的规律，第一产业比重下降迅速，且已经下降到较低的水平，从长远发展看，第一产业比重还将下降，但下降速度会较为缓慢，第二、三产业在经济增长中占主导地位，且第三产业增长潜力巨大，从2012年开始，第三产业比重超过第二产业比重。2.中国产业结构演变与国际理论标准模式比较国外学者钱纳里、赛尔奎因、库兹涅茨以及艾金同等借助多国资料，分别对人均GDP和产业结构、就业结构之间的关系进行了实证研究，总结出几种代表性的国际理论标准模式，本文选用钱纳里和赛尔奎因模式，作为国际理论标准模式进行研究。钱纳里和赛尔奎因通过对多个国家的产业结构的演变进行了分析研究，本文参考周叔莲、郭克莎(2000)的相关分析，得出了不同收入水平下产业结构演变的一般规律(见表1)。在赛尔奎因和钱纳里产业结构标准模式中，人均GDP(美元)是以1980年为基期计算的，以1980年为基期，2010年中国物价共上涨了4.895倍(以居民消费价格指数1978年为100，1980年为109.5，2010年为536.1)，2010年中国人均GDP为30567元，去除物价上涨因素，相当于1980年的6244.5元，按照当时人民币对美元汇率1.5:1，折合成美元为4163美元。对照表1，接近于产业结构标准模式中人均GDP4000美元，与其相对应的产业结构为9.7:45.6:44.7，而2010年中国产业结构水平为9.6:46.2:44.2。与国际标准模式对比，中国产业结构基本接近于国际标准的产业结构，第一产业比重低于标准模式0.1个百分点，第二产业比重高于标准模式0.6个百分点，第三产业比重低于标准模式0.5个百分点，说明中国产业结构演变符合国际理论标准模式。
(二)中国就业结构的演变过程分析
1.中国就业结构的演变过程伴随经济结构的重组优化、资源要素的合理配置和城镇化的稳妥推进，人力资源开发水平提高快速，劳动力市场体系不断成熟，中国就业结构不断得到调整优化(见图2)。从就业人口总量上看，第一产业对劳动力的需求量最大，总量变化略微下降，就业人员从1978年的28318万人下降到2014年的22790万人，第二、三产业对劳动力的需求潜力巨大，第二产业就业人口总量从1978年的6945万人增加到2014年的23099万人，共增加16154万人，年均增长448.7万人，第三产业就业总量从1978年的4890万人增加到2014年的31364万人，共增加26474万人，年均增长735.4万人;从就业总量的增长速度上看(见图3)，第一产业就业人员增长速度最小，且2003年以后均为负增长率，年均增长率为－0.53%，第二、三产业就业人员增长速度较快，除第二产业少数年份增长率为负值外，增长率均为正值，年均增长率分别为3.46%和5.36%;从就业结构变化上看，就业结构从1978年的70.5∶17.3∶12.2变化到2014年的29.5∶29.9∶40.6，第一产业就业比重下降较快，从1978年的70.5%下降到2014年的29.5%，共减少41.0个百分点，年均下降1.14个百分点，第二、三产业就业比重增长较快，分别从1978年的17.3%和12.2%增加到2014年的29.9%和40.6%，增加12.6和28.4个百分点，年均增长0.34和0.79个百分点。图2中国就业结构演进过程(1978－2014年)图3中国三次产业就业人员增长速度(1978－2014年)2.中国就业结构演变与国际理论标准模式对比分析同样，运用塞尔奎因和钱纳里就业结构标准模式，作为研究就业结构国际理论标准模式。2010年中国人均GDP为30567元，去除物价上涨因素，相当于1980年的6244.5元，折合成美元为4163美元，对照郭克莎(1999)的研究(见表2)，相当于就业结构标准模式中人均GDP4000美元，其所对应的就业结构应为24.2∶32.6∶43.2，而2010年中国三次产业就业结构为36.7∶28.7∶34.6，与标准模式相对比，第一产业就业比重高出标准模式14.5个百分点，第二产业就业比重低于标准模式3.9个百分点，第三产业就业比重低于标准模式8.6个百分点。从就业结构比重变化过程看，在标准模式中，人均GDP从300美元增加到4000美元，三次产业就业结构从74.9∶9.2∶15.9变化到24.2∶32.6∶43.2，第一产业下降50.7个百分点，第二产业增加23.4个百分点，第三产业增加27.3个百分点。1980年中国人均GDP为464元，按照当年汇率计算相当于309美元，2010年中国人均GDP相当于1980年的4163美元，中国三次产业就业结构则从1980年的68.7∶18.2∶13.1演变到2010年的36.7∶28.7∶34.6，第一产业下降32.0个百分点，下降值小于标准模式18.7个百分点;第二产业增加10.5个百分点，增加值小于标准模式12.9个百分点;第三产业增加21.5个百分点，增加值小于标准模式5.8个百分点。由此可见，中国第一产业劳动力所占比重偏高，劳动力向第二、三产业转移速度缓慢，这也给中国就业结构调整指明了方向，要注重加快第一产业剩余劳动力的转移速度，尤其是要向第三产业快速转移。从总体上看，中国三次产业就业结构与赛尔奎因和钱纳里标准模式还不协调，第一产业就业比重过高，而第三产业就业比重又明显偏低，第一产业剩余劳动力向第二、三产业转移缓慢。中国就业结构的这一特征正好验证了赛尔奎因和钱纳里标准模式理论，发展中国家就业结构与产业结构不同步，就业结构变动要慢于产业结构演变。
三、中国产业结构与就业结构的协调性分析
从上文的分析研究可以得出:与国际理论标准模式相对比，中国产业结构水平基本接近于标准模式，与标准模式协调性较好，而中国就业结构则与标准模式不协调特征较为明显。为对两者相互之间的协调关系有更深的认识，本文选用结构偏离度、就业弹性和比较劳动生产率等指标来进行研究。
(一)结构偏离度分析
结构偏离度是反映产业结构与就业结构偏离程度的指标，公式为:结构偏离度=GDP的产业构成比重/就业的产业构成比重－1。若结构偏离度等于零，表明产业结构与就业结构达到均衡状态;若结构偏离度为正，即产业比重高于就业比重，表明该产业相对劳动生产率较高，有外部劳动力不断转移进来，反之则有劳动力不断转移出去。结构偏离度的绝对值越大，反映了经济发展、产业结构演变和就业人口的转移越不协调［17］。产业结构总偏离度等于各产业的结构偏离度绝对值的总和。中国三次产业结构偏离度和总偏离度情况如表3所示。(1)第一产业结构偏离度一直保持负值，且绝对值呈现扩大趋势。从整个过程看，结构偏离度的绝对值处于大于0.5的水平，绝对值有不断扩大的趋势，最大为0.75，且2000年以后，绝对值都在0.70以上，较大的负偏离度说明，第一产业产值比重小于就业比重，有大量的剩余劳动力需要转移出去。(2)第二产业结构偏离度均为正值，整体较第三产业偏高，且总体呈下降趋势。偏离度从1978年的1.75下降到2014年的0.42，下降较大，尤其从2003年以后呈快速下降趋势，表明第二产业结构快于就业结构的这种不协调性，已经明显得到改善，这主要与加入WTO以后，中国第二产业的战略转型和劳动力素质的提高有很大关系。(3)第三产业结构偏离度总体上表现为下降趋势，从1978年的1.01下降到2014年的0.19，且从2006年以后基本保持在0.2～0.3较低的位置，表明第三产业结构与就业结构协调性较好，这主要得益于第三产业吸纳就业能力强、就业渠道多样化、就业进入壁垒较低的特征。(4)产业结构总偏离度呈下降趋势，就业结构与产业结构不协调现象改善明显。总偏离度从1978年的3.37下降到2014年的1.30，共下降2.07，表明中国产业结构与就业结构由原来的不同步、不协调逐步向协调同步转变。
(二)就业弹性分析
就业弹性是反映经济增长对劳动力吸纳能力强弱的指标，即某一时期内就业数量变化率与产值变化率的比值。比值为正值且数值越大，就业弹性越高，经济增长拉动就业作用越大;比值为负值且绝对值越大，对就业产生的“挤压效应”就越大。中国三次产业就业弹性和总弹性变化情况如表4所示。(1)就业总弹性分析。就业总弹性均为正值，表明经济增长对就业产生持续的拉动作用，但是拉动幅度不是很大，1978－2014年经济平均每增加1个百分点，仅拉动就业增长0.154个百分点。从就业总弹性的变化趋势看，总体上呈现下降趋势，尤其是进入21世纪以后，就业总弹性都在0.1以下且不断下降，近年来保持在较低的水平。(2)三次产业就业弹性分析。第一产业就业弹性总体上由正值变为负值，1978－1991年就业弹性为负值，表明这一阶段经济增长会促进就业增长，而从1992年以后(除少数年份外)，就业弹性表现为负值，经济增长反而带来就业数量的减少，第一产业发展对就业带来了“挤出效应”，2003－2014年经济平均每加1个百分点会导致就业数量减少0.474个百分点;第二、三产业就业弹性总体上为正值(除第二产业个别年份为负值外)，1978－2014年经济平均每增加1个百分点分别拉动就业人口数量增加0.287和0.480个百分点，表明第二、三产业发展拉动就业效果显著，且发展空间和潜力非常大。
(三)比较劳动生产率分析
比较劳动生产率，即某一产业的产值比重与该产业就业劳动力比重的比值。若该比值小于1，则该产业的劳动力会转移到其他产业部门，反之劳动力则会从别的产业部门转移进来，当各产业的劳动生产率都接近于1时，将会有利于经济和社会的协调发展。1978－2014年中国三次产业的比较劳动生产率发展过程如表5所示。(1)第一产业比较劳动生产率呈现总体下降的特征，且数值都在0.50以下，表明第一产业劳动力向外转移渠道不畅，有大量剩余劳动力未转移。(2)第二产业比较劳动生产率都大于1，总体上呈下降趋势，从1978年的2.75下降到2014年的1.42，表明第二产业发展协调性越来越好，对劳动力的吸纳能力较强。(3)第三产业比较劳动生产率均大于1，呈现逐步下降趋势，从1978年的2.01下降到2014年的1.19，且同一时段的值都要小于第二产业，说明第三产业发展协调性最好，尤其是2006年以后，比较劳动生产率基本保持小于1.30，2014年为1.19，接近于均衡水平值1，第三产业发展的协调性很好。四、结论与建议从产业结构与就业结构的演进过程分析，可以看出:中国产业结构演变符合产业结构向高级化演进的规律，第一产业比重下降较快，下降幅度最大，2009年以后一直保持在个位数的水平，且下降速度变得平缓，第二、三产业发展快速，2014年第二、三产业产值总和占到整个GDP的90.8%，主导着国民经济的发展。与国际理论标准模式对比，中国产业结构基本接近标准模式，产业结构演变符合国际理论标准模式;中国就业结构演变特征明显，第一产业就业比重下降较快，年均下降1.14个百分点，第二、三产业就业比重增长较快，年均分别增长0.34个百分点和0.79个百分点，2014年第二、三产业就业比重均已经超过第一产业就业比重。与国际理论标准模式相对比，中国就业结构还不协调，第一产业就业比重明显偏高，第二、三产业就业比重偏低，第一产业劳动力向第二、三产业转移缓慢。从中国产业结构与就业结构的协调性分析可知:第一产业发展的协调性最差，产业发展与就业转换协调性不好，存在大量剩余劳动力没有转移;第二产业发展协调性总体较好，对吸纳劳动力就业发挥积极作用，但是产业结构与就业结构协调空间还很大;第三产业发展的协调性最好，对劳动力吸收能力较强，成为劳动力转移和就业的主渠道，产业结构转变和就业结构转换逐步趋于同步。
当前，中国经济发展正进入工业化后期阶段，产业结构高级化演变特征更加明显，就业结构也在不断调整优化，第一产业比重已经保持在较低的水平，产业发展要注重挖掘新优势，更加注重提高农业劳动生产率，处理好剩余劳动力的内部消化和外部转移;第二、三产业主导着国民经济的发展，产业发展应以结构转型升级和发展质量提升为重点，尤其是第三产业要提升发展速度，为经济发展创造更多就业岗位。
作者:景建军 单位:山东行政学院
参考文献:
［1］克拉克．经济进步的条件［M］．北京:商务印书馆，1940．
［2］库茨涅茨．现代经济增长［M］．北京:北京经济学院出版社，1989．
［3］H•钱纳里，S•鲁滨逊，M•赛尔奎因．工业化和经济增长的比较研究［M］．北京:三联书店出版社，1989:56－104．
［4］ARTHRULW.Economicdevelopmentwithunlimitedsup-pliesoflabor［J］.ManchesterSchool，1999(22):139－191.
［5］KATZ，LAWRENCEF，MURPHYKM.Changesinrelativewages，1963－1987:supplyanddemandfactors［J］．Quar-terlyJournalofEconomics，1992(13):124－127.
［6］CHOWG.CapitalformationandeconomicgrowthinChina［J］.QuarterlyJournalofEconomics，1993(8):79－84.
［7］YOUNGA.Goldintobasemetals:productivegrowthinthepeople’srepublicofChinaduringthereformperiod［D］.NBERWorkingPaper，2000.
［8］汤光华，舒元．经济增长与就业协调论［J］．数量经济技术经济研究，2000(6):26－28．
［9］张车伟，蔡眆．就业弹性的变化趋势研究［J］．中国工业经济，2002(5):22－30．
［10］夏杰长．我国劳动就业结构与产业结构的偏差［J］．中国工业经济，2000(1):36－40．
［11］徐光平，景建军．产业结构演进与城镇化水平的关联效应分析［J］．东岳论丛，2015(7):130－134．
［12］张少红．论区域人力资本与产业结构调整［J］．东岳论丛，2004(2):170－173．
［13］孔进，孔宪香．人力资本积累与产业结构可持续调整的关系研究［J］．东岳论丛，2007(4):79－81．
［14］周海银．人力资本与产业结构升级———基于省际面板数据的检验［J］．东岳论丛，2014(9):95－99．
［15］张文玺．山东产业结构与就业结构的非均衡发展研究［J］．山东大学学报(哲学社会科学版)，2011(6):26－31．
关键词：Leff模型的提出 Leff模型的发展 数据选取
引言
近些年来，我国的人口年龄结构发生重大变化，人口年龄结构从高少儿人口抚养比类型迅速转变为高老年人口抚养比的类型，让我国在经济完全发展之前就进入老龄化社会，即我国的老龄化超前于经济发展。而消费是经济增长的主要动力之一，因此研究人口年龄结构与居民消费的关系，有助于明晰我国人口年龄结构将对居民消费产生的影响，为我国的人口政策及经济发展提供理论上的参考。
传统的生命周期理论认为，总储蓄和总消费会部分地取决于人口的年龄分布，当有更多人处于储蓄年龄时储蓄率就会上升，老年人只消费过去积累的储蓄，如果社会上的老年人比例增大，则消费倾向会提高 （F.Modigliani，Brumberg，1954；Ando，Modigliani，1963）。生命周期消费理论为人口年龄结构与居民消费的关系的研究提供了理论依据，此后对于该领域的研究均以生命周期的消费理论为基础展开。模型的优化与数据的选取是该领域研究的两个最主要方向。本文分别从Leff模型优化与相关实证研究、数据选取存在的差异两个方面回顾总结人口年龄结构与消费关系这一问题的研究成果。
Leff模型优化与相关实证研究
（一）Leff模型的提出
F.Modigliani（1954）虽然提出了生命周期理论，并且通过列举当时美国人口年龄结构与储蓄的数据验证了其理论的正确性，但并没有对两者的关系通过实证分析手段进行精确的验证。Leff（1969）是最早用实证分析的方法对生命周期理论进行验证的学者。他的研究着眼于人口年龄结构与总储蓄率的关系，进而人口年龄结构的变化通过利率的传导机制对居民总消费影响。首先，Leff将老少人口抚养比这一概念引入他的实证模型，用这两个指标衡量了社会的老龄化和幼儿化程度，解决了老龄化与幼儿化无法量化的难题。之后他分别对74个国家的宏观经济数据进行检验，又将这74个国家划分为发达国家组与发展中国家组，但无论是将老年抚养比和少儿抚养比分开讨论还是将两者综合讨论，老少抚养率的提高对于储蓄率都有明显的负效应。
（二）Leff模型的发展与早期应用
在Leff之后，也有许多学者（Attfield和Cannon 2003；Higgins 1998；Horioka 1997；Masson 1996等）运用Leff的实证模型进行研究，研究结果也都支持生命周期理论，即当人口中的老龄人群增加时，居民的储蓄率会下降，整体消费水平会上升。其中Fair和Dominguez（1991） 将每10年划分为一个生命周期，通过对美国经济数据的研究指出，相对于的收入而言，20-30岁之间的劳动力人口比于其他年龄段的人口消费更少。Kelley和Schmidt（1996）应用Leff模型对20世纪60年代、70年代、80年代的88个国家的抚养比与利率之间的关系进行预测。他们的研究发现不同时代背景下老年人抚养比的影响效果也不同，如在80年代较高的抚养比会明显降低总储蓄率，但在60年代与70年代这一影响效果却十分微小，回归结果也并不显著。日本学者Horioka（1997）运用日本政府调查数据对日本家庭的储蓄率进行了研究，结果发现退休人口的净储蓄率和预防性动机与生命周期理论十分相和，并且人口年龄结构的变化是净储蓄率变动的主导因素。同时他还发现，与欧美国家相比，日本人的预防性动机更加强烈，年轻的日本人更倾向于储蓄而不是消费。据此他指出，日本人的生活习惯与生命周期理论更加契合。Higgins（1998）对于100多个国家的宏观经济数据进行了研究，也发现了老少人口抚养比与储蓄率之间的负相关关系。但他同时也指出这种负相关关系并不一定表明老人减少家庭资产来补贴消费，储蓄的减少也可能是老年人抚养负担加重的后果。总体上讲，这些研究大多围绕生命周期理论，即较高的老年抚养比和少儿抚养比是否会导致社会总储蓄的降低。
（三）Leff模型的改进
虽然Leff的模型很好的描述了人口年龄结构与储蓄率之间的关系，为之后的研究奠定了良好的理论基础，但不论从理论上还是从模型的设计上仍然存在需要改进的方面。Adams（1971），Goldberger（1973）和Ram（1982）对Leff研究结果的稳健性提出了质疑。其中Adams认为总储蓄率的变动是诸多经济因素的综合体现，抛开各国国情不谈而仅仅考虑老少抚养比这一解释变量是难以得到合理的预期研究成果的；Goldberger则认为居民的储蓄行为拥有较强烈的“棘轮效应”，即储蓄行为不仅要受到当期收入的影响，同时也会受到上一期储蓄水平的影响，显而易见Leff的模型设定没有考虑到这种所谓惯性的存在；Ram则认为Goldberger对于Leff的计量模型修改是合理的，但是当滞后被解释变量被用来作为解释变量时，模型又引入了内生性问题。Ram通过工具变量法对Leff模型中存在的内生性问题进行了修正。结合1977年128个国家的数据，应用改进后的Leff模型最终得出了与Leff相似的结论。
Bloom（2003）对Leff的经验模型再次进行了修改，模型中不仅包含了人口抚养比，同时还加入了人口预期寿命这一变量，他的实证结果表明绝对寿命预期延长，会增加储蓄率，但在数据统计检验方面并不显著。针对这一现象，Bloom给出的解释为：虽然更长的生命预期会导致预期工作年限的延长，但延长的工作年限所带来的工资收入并不足以弥补更长的生命预期背景下老年人退休后的消费需求。因此，从这方面讲理性的劳动力人口倾向于增加储蓄；然而更长的生命预期可能是医疗水准提高和生产力进步的产物，这必然会刺激老年人对于更优的产品和服务的需求，储蓄也会随着消费的提高而降低。基于上述两种考虑，Bloom认为预期寿命的延长对储蓄的影响可能是不明确的。之后为了研究更长的寿命对储蓄的影响效果，Bloom等学者运用方差分解（Variance Decomposition）的方法分析储蓄的分离效应，通过1960年至1994年68个国家的人口统计数据发现，不论是人口年龄结构还是预期寿命，都对储蓄率有着显著的影响。其结论为，较长的生命预期对总储蓄率的影响效应为正，较高的人口抚养比对于总储蓄率的影响为负。
Bloom（2007）等依然沿用之前的经验模型，但模型中不仅保存了原有的预期寿命和老年人口抚养比，还加入了社会保障体系情况这一变量。他们的研究发现预期寿命与储蓄率之间的关系取决于社会保障体系制度是否完善。当国家拥有完善的养老保障金制度并且工人具有强烈的退休动机时，较长的预期寿命会对储蓄率产生正效应；然而当政府采取公共基金的量入为出抚恤金系统或高相似度的养老金系统时，这种正效应便会消失。
关于宏观经济数据与抽样数据存在的差异
如前文所述的研究中，学者大多利用宏观经济数据进行研究，这类研究也基本符合生命周期理论，而且实证检验的指标大多是显著的。然而，另一些学者利用抽样数据时却发现，人口年龄结构的分布与消费与储蓄之间并不存在关系，或仅仅存在很微弱的相关关系，如Park（1999）和Bosworth（1991）等。Park对当时的美国2000多个家庭进行了连续十年的抽样调查，调查包括家庭的年龄组成、收入、支出、受教育情况、家庭住房状况、社会保障等方面。通过对这些数的据研究，Parker发现人口年龄分布的变动不会对消费和储蓄率发生影响，或轻微影响，这与之前应用总量宏观经济数据研究所获得的结果是不相符的。
针对这一差异很多学者做出了解释。首先，Weil（1994）指出，如果一个家庭中存在两代人之间相互影响的行为，则该行为对于居民消费的影响是非常巨大的。他特别研究了遗产这一关乎两代人之间的经济行为，结果显示，在受到调查的家庭中，那些可以获得或预期会获得丰厚遗产的年轻人具有更高的边际消费倾向。而由于这类两代人之间经济行为所引起的消费变化是无法从宏观经济数据中得到体现的。其次，Miles（1999）指出可能导致两类数据估计结果差异的另一方面原因是由于家庭抽样调查数据研究经常使用的储蓄率高估了养老金资产的价值。这种高估往往制造出老年人收入提高的假象。此外，Deaton和Paxson（2000）强调家庭抽样调查数据难免存在抽样误差，因为这些数据都是基于家庭，而不是基于个人。虽然家庭抽样数据在样本选择和抽样方法上存在较大争议，但Demery和Duck（2001）通过对上述问题的修正，首先，该方程在采纳数据前先进行了Spearman秩相关系数检验，尽量保证样本数据对于Spearman秩相关系数检验的显著性，这就降低了Weil所提出的两代人之间经济行为的影响程度；其次，数据选取的时限较短，用季度数据代替年度数据来扩充样本容量，这样做的目的是为了削弱过长经济周期所引发的经济坏境与个人决策的不确定性。于是根据1996-2000年的英国家庭抽样调查数据推导出一个符合生命周期模型的短期储蓄年龄分布方程。
结论
Leff模型及其相关改进模型仍然是人口年龄结构与消费关系的主要研究方法。该方法以计量经济模型为基础，科学客观地搭建了人口年龄结构与居民消费之间关系的桥梁。由于计量经济学方法的多样性，从回归分析的结果出发，能引申出许多更加深入的分析结果。通过Leff模型分析人口年龄结构与居民消费的关系已经形成了比较完整的理论体系。但Leff模型发展至今，虽然经过无数次的改良仍然无法得出一个最具有普遍性与通用性的形式，变量与数据的选取仍然是学者们争论的焦点。从理论上讲，我国2000年以后才步入老龄化社会的行列，而学者们真正意义上定量的研究该问题也仅仅是在上世纪90年代后，研究的方法与角度也大多模仿西方学者的成果。人口年龄结构对居民消费的影响效果虽然不确定，但人口老龄化却是每个新兴经济体在发展过程中都必须面对的一条鸿沟，如何在人口老龄化的背景下处理好二者的关系显得尤为重要。鉴于我国的人口老龄化才刚刚开始，从时效性上讲，对于该问题的研究具有广阔的发展前景。
参考文献：
1.Ando A，Modigliani F.The “Life cycle” hypothesis of saving： aggregate implications and tests[J]. Am econ rev，1963，53（1）
2.Fair RC，Dominguez K.M.Effects of the changing U.S. age distribution on macroeconomic equations[J].Am econ rev，1991
3.Kelley，A.C.，R.M.Schmidt.Saving，dependency，and development.Journal of population economics，1996，9（4）
4.Horioka C.Y.A cointegration ananlysis of the impact of the age structure of the population on the household saving rate in Japan[J].Rev econ stat，1997
5.Higgins M.Demography， national saving， and international capital flows[J].Int econ rev，1998，343
6.Adms N.A..Dependeney rates and savings rates comment[J].Am eco rev，1971，61（3）
7.Ram.R..Dependency rates and aggregate savings：a new international cross-section study[J].Am eco rev，1982，72（3）
8.Bloom.D.E.，D. Canning，B.Graham. Longevity and life-cycle savings[J].Scandinavian journal of economics，2003，105（3）
9.Bloom.D.E.，D.Canning，R.K.Mansfield，M.Moore.Demographic change，social security systems，and savings[J].Journal of monetary economics，2007
10.Park，D.，K.Shin.Saving，investment，and current account surplus in developing Asia[J].ADB economics working paper，2009，15（8）
11.Miles D..Modelling the impact of demographic change upon the economy[J]. Econ j，1999
【关键词】 大学生；身体自尊；探索性因素分析；验证性因素分析
A Study on the Structure of Body Esteem College Student's in Henan Province. Gao Dongdong, Li Xiaoyu. School of Education, Henan University, Kaifeng 475 001, P.R.China
【Abstract】 Objective Study on the structure of body esteem in Henancollege students and develop body esteem questionnaire. Methods572 college students ta ke part in body esteem questionnaire investigation, exploratory factor analysis(EFA) and confirmatory factor analysis (CFA) were used to study 515 effective qu estionnaire. Results Questionnaire's α and split-half reliabi lity were 0.8834and 0.8072, exploratory factor analysis show the body esteem of college studentsconstructed of four factor, and confirmatory factor analysis prove four factormodel was good. Conclusion The body esteem questionnaire have agood reliability and validity, it can provedimpotent information for furtherstudy.
【Key words】 College students; Body esteem; Exploratory factor analysi s; Confirmatory factor analysis
自尊(self-esteem)主要是指个体对自我价值和自我能力的情感体验，属于自我系统中的情 感成分，具有一定的评价意义。简言之，自尊是个体对自我的一种评价性和情感性体验[1]。我国对自尊的研究起步较晚，20世纪90年代中后期，自尊研究成为热点，朱智贤 、林崇德、杨治良、黄希庭等心理学家从不同的角度对自尊进行了关注和研究[2-4]。身体自尊(body esteem)是自尊的重要组成部分，是与社会评价密切相关的个体对自我 身体的不同方面的满意或不满意。身体自尊对个体的整体自尊及心理健康、生活满意感、主 观幸福感、参与体育锻炼等健康行为都有着重要作用[5,6]。如，Horn等人的研究 发现，随着处于低水平的具体领域的自尊水平(如身体自尊)的变化处于高水平的整体自尊也 随之发生变化[7]，Melnick和Mookerjee的研究表明，大学生整体自尊的提高与其 身体自尊的增强有关[8,9]。目前，国内对身体自尊的实证研究较少，主要工作集 中在对国外量表的修订和使用上，已修订的量表包括段艳平等修订的身体自我描述问卷(Phy sical Self-Description Questionnaire，PSDQ)和徐霞等修订身体自我知觉量表(Physica l Self-Perception Profile，PSPP)，研究领域仅限于青少年身体自尊的比较、体育锻炼对身体自尊的影响等几个方面。自尊和身体自尊是社 会性很强的概念，具有本土文化特点和跨文化的差异性，因此国外的测量工具和研究结果在 我国的文化背景下有多大的适应性还值得商榷。为了对我国大学生的身体自尊问题进行深入 的研究，本研究对河南省大学生身体自尊结构进行探索并编制了河南省大学生身体自尊问卷 。
1 对象与方法
1.1 研究对象 样本1：用开放性问卷随机抽取54名河南大学各专业大学生进行调查，男28 人，女27人，年龄18～24岁，让其写出5条以上与身体自尊相关的条目。样本2：从河南大学 、河南师范大学、河南财经大学、河南理工大学等学校选取被试共572人，在输入数据时剔 除了一些无效问卷，共回收有效问卷515份。有下列情况之一者，被视为无效问卷：整个测 谎项目中，选择“不符合”答案≥2个项目的；整份问卷答案呈规则作答的，如直线型作答 、波浪型作答等；整份问卷漏答项目数≥3的。有效问卷中年龄17～25岁；男325人，女182 人，8人性别资料缺失；大一学生112人，大二学生160人，大三学生234人，9人年级资料缺 失；文科231人，理科272人，12人专业资料缺失。样本1和样本2之间无重复被试。
1.2 研究工具 采用文献检索法、访谈法、开放性问卷法得到有关大学生身体自尊的项目2 67个，把内容相似的项目合并，筛选出具有较高价值的项目45个。把这45个项目和从Vealey 编制的《运动特质自信量表》中抽取的10个项目，Rosenberg编制的自尊量表中的10个项目 ，还有从MMPI量表L分量表中随机抽取的3个测谎项目，共68个项目建构成李科特5点评分法 问卷进行施测。指导语为：下面是一些个人对自己身体特征认识看法的陈述，请您根据您的 最近一段时间的实际情况选择符合描述的程度，并在相应的数字上打“√”，“1”代表“ 不符合”；“2”代表“较不符合”；“3”代表“一般”；“4”代表“符合”；“5”代表 “非常符合”。请注意，每道题只能选择一个数字。这里要回答的是您实际上认为您怎样， 而不是选择您认为您应该这样。
1.3 统计分析方法 数据采集的方法为集体测试和随机抽样。使用SPSS 11.5统计软件进行 项目分析、探索性因素分析、信效度检验；使用Amos 4.0进行验证性因素分析。
2 结 果
把515份有效问卷随机分为两部分，一部分258人，一部分257人，分别用来进行探索性因素 分析和验证性因素分析。
2.1 项目分析 对45个项目进行项目分析，以独立样本T检验检验每个项目的差异。检验结 果表明，45个项目均具有良好的鉴别度。因为Sig.的值均小于0.05，且所有项目中95％的信 赖区间未包含0在内，由此可判断项目具有良好的鉴别度。
2.2 探索性因素分析 对测验数据进行KMO和Bartlett检验，KMO值为0.881［根据 学者Kaiser(1974)观点，如果值小于0.5时，较不宜进行因素分析[]；Bartlett球 形检验的值为1678.82 0（自由度为120）达显著，表示适合进行因素分析。采用因素分析中的主成分分析法提取因 素，并对因素矩阵作极大正交旋转，根据特征根值的得分及碎石图显示情况，获得4因素模 型，总方差解释量达62.668％。
2.3 信度分析与效度分析
2.3.1 信度分析 分别以总问卷和各因素的克龙巴赫α系数及总问卷的分半信度作为信度 指标。一般认为，一份信度系数好的量表或问卷，其总量表的信度系数最好在0.80以上，分 量表的信度系数最好在0.70以上。结果显示该问卷的总问卷α系数在0.80以上，分问卷α系 数在0.70以上，表明其信度良好。
2.3.2 效度分析 本研究采用3道测谎题来鉴别被试是否真实的回答问题，并以被试在2道 以上的测谎题上有撒谎倾向作为剔除废卷的标准，初步保证了被试回答的有效性。①内容效 度：本问卷的项目来自文献综述、个别访谈、开放式问卷调查，并请体育学、心理学等方面 的专业教师对测验项目和内容的符合性进行了判断，在形成正式问卷之前，对问卷的项目进 行了多次审查、修改，因此，该问卷具有较好的内容效度。②结构效度：本研究的主要目的 在于探讨大学生身体自尊的内容结构，因此，采用因素分析方法来检验量表的结构效度是最 常用的方法。研究表明，大学生身体自尊由4个因素构成，其总方差解释量达62.668％，且 各因素的项目数大致相同。因此，该问卷的结构效度是良好的。再者，根据心理测量学家Tu ker的理论，构建健全的项目所需要的项目与测验的相关应在0.30～0.80之间，项目间的组 间相关在0.10～0.60之间。本研究的问卷项目与总分之间的相关在0.480～0.781之间，问卷 的各因素与因素所含项目之间的相关在0.676～0.879之间，问卷总分与各因素之间的相 关在 0.704～0.833之间，各因素之间的相关在0.404～0.645之间。③效标关联效度：以Rosenber g编制的《自尊量表》和Vealey编制的《运动特质自信量表》为效标，求问卷与它们的相关 。
《自尊量表》有10个项目，经过因素分析，能够解释总变异的61.296％，内部一致性系数为 0.8864，分半信度为0.8489。为了研究方便，我们抽取《运动特质自信量表》中的10个 项目，经过因素分析，量表为单维度量表，能够解释总变异的75.032％，内部一致性系数为 0.9627，分半信度为0.9390。结果表明总问卷与各因素都与《自尊量表》和《运动特质 自信量表 》有较高的相关，证明该问卷具有较好的效标关联效度。
2.4 验证性因素分析 在综述国内外有关研究的基础上，提出了5个备择模型：①单因素结 构模型，即所有问卷项目共同负荷于一个因素之上；②2因素结构模型，考虑到运动能力因 素和积极活动因素之间具有较高的相关，身体健康因素和身体魅力因素之间具有较高的相关 ，这里将运动能力因素和积极活动因素的所有项目负荷在一个因素上，身体健康因素和身体 魅力因素的所有项目负荷于一个因素上，构成一个2因素结构模型；③3因素结构模型，即运 动能力因素和积极活动因素的所有项目负荷在一个因素上，身体健康因素和身体魅力因素各 为一个因素，构成一个3因素结构模型；④4因素结构模型，即身体自尊是一个由4个相关的 因素所构成的多侧面的心理结构，如前面研究中探索性因素分析所得到的模型结构；⑤5因 素结构模型，通过探索性因素分析，假设身体自尊由5个相关的因素构成。
用统计软件包Amos 4.0对探索性因素分析筛选出的由16个项目组成的大学生身体自尊问卷进 行比较验证(第二部分数据257份)。具体情况见表。
综合分析表4可知，从一因素模式开始，衡量模型好坏的指标都在逐步地改善，4因素模型达 到最好，到了5因素模型时一些拟合度指数开始下降，因此可以说，在这5个模型中，4因素 是最理想的。这样就进一步说明了本问卷的构想效度。
3 讨 论
3.1 大学生身体自尊结构问卷的因素命名。本研究结果表明，大学生身体自尊结构问卷可 提取4个因素，因素1为运动能力：它在大学生身体自尊结构问卷中是最重要的一个维度，其 贡献率达到了21.138%，主要是指个体身体的各种运动能力。研究表明，青少年体育运动能 力是与自尊关联最为紧密的因素之一。因素2为身体健康：主要指个体的身体健康情况，其 贡献率为14.773%。因素3为身体魅力：主要指个体对自己身体和长相是否有信心，是否认为 自己的身体具有魅力，其贡献率达14.111%，Franzoi等人在1985年编制的身体自尊量表中， 对于女性而言的性吸引力维度和对于男性而言的生理性吸引力与身体魅力因素相似。因素4 为积极活动：主要指个体参加体育活动的情况，其贡献率达为12.645%。
3.2 大学生身体自尊结构问卷的信度、效度。国外有关身体自尊的量表除了在文化上与我 国存在一定差异外，在量表的项目上也有些不够节俭。本研究采用文献检索法、访谈法、开 放性问卷法编制了河南省大学生身体自尊问卷。经过探索性因素分析，该问卷可以分为4个 因素（每个因素包含4个项目，各项目的因素负荷除X16为0.479外，均在0.500以上），共能 解释总变异的62.668％；总问卷的内部一致性、分半信度都超过0.80，分问卷内部一致性信 度也都高于0.70，说明问卷的信度较好；在效度方面，问卷具有较好的内容效度和结构效度 ，总问卷和各分问卷与《自尊量表》、《运动特质自信量表》都有较高的相关，说明了该问 卷具有较好的效标关联效度。国外早期关于身体自尊的研究，基本上都采用探索性因素分析 技术，由于验证性因素分析技术能够从构想模型出发，考察观测数据与构想模型的拟合情况 ，检验观测数据对构想模型的支持程度，其检验效力比起探索性因素分析更高，因而近年来 关于身体自尊结构的研究，较多的采用验证性因素分析技术。本研究采用验证性因素分析分 别对5种不同的模型结构进行验证，各种衡量模型好坏的指标显示本研究提出的4因素模型在 5个模型中是最理想的。
4 参考文献
［1］Wang Y, Ollendick T. A Cross -Cultural and Developmental Analysis ofSelf-Esteem in Chinese and Western Children. Clinical Child and Family Psycholo gy Review, 2001,4(3):253-271
［2］唐日新,林崇德,等.自尊水平划分方法与青少年自尊的现状.心理科学,2006,29 (1):550-552
［3］戴春林,吴明证,杨治良.个体攻击性结构与自尊关系研究.心理科学,2006,29(1 ):44-46
［4］陈红,冯文锋,黄希庭.青少年理想身体自我量表编制.心理科学,2006,29(5):11 90-1193
［5］Sonstroem RJ, Potts SA. Life adjustment correlates of physical self -concepts. Medicine & Sciencein Sport & Exercise, 1996,28(5):619-625
［6］Hagger MS, Lindwall M, et al. A cross-cultural evaluation of a mult idimensi onal and hierarchical model of physical self-perceptions in three national samp les. Journal of Applied Social Psychology, 2004,34(5):1075-1107
［7］Horn TS, Claytor RP. Development aspects of exercise psychology. Exe rcise P sychology: The Influence of Physical Exercise on Psychological Processes, 1992:2 99-339
［8］Melnick MJ, Mookerjee S. Effects of Advanced Weight Training on Body -Cathe xis and Self-Esteem. Perceptual and Motor Skills, 1991,72(3):1335-1345
【关键词】研究生 乐观 心理压力 主观幸福感
【中图分类号】G 【文献标识码】A
【文章编号】0450-9889（2016）06C-0103-03
乐观是指对事情的发展结果持积极的态度，认为事情会朝好的方向发展。乐观主义作为一种积极的人格特征，有助于产生积极的情绪，避免抑郁等消极情绪，可以增加人的心理能量，提高健康水平。多数研究结果表明乐观与个体的身体和心理健康之间密切相关。Schweizer等人研究结果表明，个人乐观与生活满意度呈显著正相关，与抑郁呈显著负相关。Christopher Peterson在《乐观的未来》一文中提到，已有的乐观研究中指出乐观主义是一个高度有益的心理特征，与良好的情绪、持久力、成就和心理健康相关联。随着积极心理学的兴起，国内对主观幸福感、乐观、希望等心理特征的研究逐渐增多，对于乐观的研究主要集中在乐观的测量、乐观的影响因素、乐观的作用机制、乐观研究展望等方面。乐观与其他心理特征关系的研究较少，主要集中于乐观与主观幸福感、乐观与抑郁的关系研究。研究生作为国家栋梁之才，面临着来自学业、经济、人际、婚恋等各方面的压力，其心理健康状况也备受关注。然而目前国内对于研究生群体的乐观状况的研究还很欠缺，为进一步拓展研究生心理健康状况研究领域，以便更有效地开展研究生心理健康教育、管理工作，本研究对研究生乐观状况及其与心理压力、主观幸福感的关系展开调查研究。
一、研究对象与方法
（一）研究对象
本研究对广西某师范类高校全日制在校硕士研究生采用定额抽样的方法进行问卷调查。发放问卷500份，回收有效问卷394份，男生170人，女生224人；研一191人，研二119人，研三84人；文科170人，理工科224人。
（二）研究方法
本研究采用问卷调查的方法，由辅导员和研究人员发放并收回。问卷包括：（1）被试信息表。（2）选用Scheier等于1994年修订的量表，称为生活定向测验-修订版（LOT-R）。此量表是在有关气质性乐观的研究中使用最多的问卷之一，在不同的国家进行了相关的研究，均表明它有较理想的信度。LOT-R由6道题目组成，采用Likert 5点计分标准，1表示非常不同意，5表示非常同意。其中3、4、5题为反向评分，按1-5计分。（3）选用刘颖所编制的硕士研究生压力源问卷。该问卷是根据硕士研究生特有的压力源编制的，它由32个项目组成，确定了7个因子结构，即学业、人际交往、就业和前途、家庭关系、婚姻爱情、经济、其他。该问卷采用Likert 5点计分，1表示没有，5表示很重。该问卷验证性因素分析证明该量表的理论结构模型拟合良好。量表的a系数和分半信度分别为0.9148，0.9496。（4）选用E.d Diener等人编制的《国际大学调查》（ICS）问卷（分A卷和B卷）中的主观幸福感测试问卷，包括生活满意度、积极情感、消极情感三个维度。除生活满意度采用7分量表（统计时换算为9分量表的分数）评定外，被试对各量表的项目都采用9点量表进行作答：1表示最否定，9表示最肯定。国内外已有的研究表明问卷具有较好的信度和效度。
二、研究结果
（一）乐观状况分析
统计分析结果表明，研究生乐观因子（11.07±2.15）的得分高于悲观因子（6.95±2.04）的得分。经过相关样本T检验得知，乐观因子得分显著高于悲观因子得分（P
比较研究生不同性别、年级、学科乐观状况可以发现，男女研究生在悲观因子和乐观总分上呈现显著差异（P0.05），说明不管各学科的研究生乐观水平基本相当。三个年级的学生比较显示，研究生一年级的乐观水平不及二、三年级，在乐观总分上呈显著差异（见表1）。
（二）乐观和主观幸福感及心理压力的关系
采用Pearson相关分析探讨乐观与主观幸福感、心理压力之间的关系，结果如表2所示，气质性乐观与心理压力呈现显著负相关，与主观幸福感呈现显著正相关，这三个变量之间有显著的相关性。
为了检验乐观各维度对心理压力主观幸福感的影响，以乐观因子、悲观因子作为自变量，以心理压力、主观幸福感作为因变量进行回归分析（Stepwise法），考察乐观因子、悲观因子对心理压力、主观幸福感的预测力，结果见表3。
从表3可知，悲观因子、乐观因子都进入回归方程，悲观因子可解释心理压力6.2%的变异。F检验的结果显示 P
三、讨论
（一）硕士研究生乐观状况和特点
结果表明，研究生的乐观因子分数显著高于悲观因子分数，可能是由于个体普遍具有乐观倾向，泰格（Tiger）在他的著作《乐观：希望的生物学》中明确指出，乐观是我们这个物种的一种生物属性，是人类在进化过程中形成的一种机制，这种机制随着人类认知能力的提高和社会文化的进步不断发展。这也解释了大多数人都能够应付日常生活中的各种压力，维持基本的心理健康。
影响个体是否乐观的因素比较复杂。根据已有的研究成果，这些因素概括起来主要有生物遗传、个人经验、文化背景、及其他相关变量（如负性情感、社会支持等）。Ellen等对成人的纵向研究发现儿童早期的家庭环境，儿童中期的学习成就和成年早期的工作经验对成年的乐观主义水平都有影响。研究结果显示不同性别的研究生乐观水平有显著差异，女生乐观总分高于男生乐观总分，即女生比男生更为乐观。这可能与我国的文化背景有关，在我国的文化背景中，社会对男性的期望更高，男性感受到的责任感更高，面临的压力和遭受的挫折会更多，成功的经验较少。
本研究发现不同学科的研究生乐观得分不存在显著差异；不同年级研究生在乐观因子和悲观因子也不存在显著差异。但在乐观总分上，研究生一年级低于二、三年级。其原因在于高年级相对于研一的同学来说，已经消除了研一时期常有的迷茫，更加熟悉和适应研究生生活，能够更好地应对生活中所面临的各种压力。Derek的研究表明，在控制了其他变量之后，成年人的不同年龄的气质性乐观无显著差异。
（二）乐观和主观幸福感及心理压力的关系
本研究通过Pearson相关分析和回归分析得知：气质性乐观与心理压力、主观幸福感呈极显著的相关性。乐观与心理压力具有显著的负相关，表明乐观得分较高的人感受到的心理压力较小，这与我们的生活体验一致。乐观的人对发生的应激、压力源往往采用更加积极的应对方式，越是采用积极的应对方式，心理压力的程度就越低。乐观对心理压力具有显著的预测作用，然而决定系数R2并不大。可能的原因是在乐观与心理压力的作用过程中存在其他的中介变量或调节变量，如个体内在的认知模式、其他一些积极人格特质（希望、聪慧、热情等），另外还有社会支持、校园环境等外界因素。与此同时，压力的产生本身也是相当复杂的，其决定要素比较多。
乐观与主观幸福感呈现显著的正相关，并对主观幸福感也具有显著的预测作用，这与以往的研究结果相符。乐观者在生活中更多地采用积极的方式应对，更多地采用诸如宽恕、感恩、幽默等积极特质对所遇到的情境进行重新构建，并且也更积极地寻找来自各方面的社会支持，更多利用乐观的归因方式来减轻生活压力，体验更多幸福感。
四、结论与建议
第一，研究生的乐观因子分数显著高于悲观因子分数，总体来说研究生的乐观水平比较高，普遍存在乐观倾向。我们感到高兴的同时，不容忽视一些特殊个体；因为个别极度悲观的个体还是存在的，校方可通过在入学时筛查检出这些个体并给予积极关注，通过开展积极心理健康教育和心理辅导以提升其乐观程度，增强他们的心理压力承受力，增进他们的主观幸福感。这样可以有效预防以往研究生诸如自杀、跳楼、暴力等极端恶性事件的发生。
第二，女生乐观总分高于男生乐观总分，女生比男生更为乐观。这就表明应该对男性研究生需要给予更多的关注，研究生生活相对比较独立（特别是男生）。个体能够得到的社会支持（如同学、室友、同乡、老师等方面的支持）比本科时期更少，各自都为自己的学业和生活而忙碌。在这方面，建议学校组织更多的集体活动，促进同学之间的交流，使学生得以释放压力，减少孤独感。
第三，不同学科的研究生乐观得分不存在显著差异；研究生一年级在乐观总分上显著低于二、三年级。因此，校方可通过开展团体心理辅导、新老生见面会、职业生涯规划、心理卫生讲座等方式消除研一新生的迷茫感，让他们尽快适应研究生生活。
第四，研究生的气质性乐观与心理压力和主观幸福感显著相关。乐观对心理压力和主观幸福感具有显著的预测作用。因此透过积极心理教育和心理咨询提高研究生乐观水平，对他们身心健康具有促进作用。在乐观对心理压力的作用机制中，推测其中可能还有其他的一些中介变量或调节变量，今后的研究有必要更深入探讨这些中介变量或调节变量。
【参考文献】
[1]姜婷娜，张宁，董霞.国内外乐观主义的测量概述[J].中国健康心理学杂志，2008（11）
[2]温娟娟，郑雪，张灵.国外乐观研究述评[J].心理科学进展，2007（1）
[3]Christopher Peterson. The future of optimism[J].The American Psychologist，2000（55）
[4]陈瑞，陈红.乐观主义研究简介[J].社会心理科学，2006（4）
[5]袁莉敏，李健，许燕.气质性乐观在国内外的测量概况[J].赣南师范学院学报，2007（4）
[6]刘颖.硕士研究生心理压力、应对方式、心理健康的现状及相互关系研究[D].大连：辽宁师范大学，2006
[7]Diener E.Suh，E M.Culture and Subjective Well-being[M].Cambridge，MA：MIT Press，2000
[8]邱林，郑雪.大学生生活满意度判断的文化差异研究[J].心理发展与教育，2007（1）
[9]任俊.积极心理学[M].上海：上海出版社，2006
[10]Derek M I.Correlates of well-being in adulthood and old age：Atale of two optimisms[J].Journal of Research in Personality，2005（39）
[11]姜松梅.研究生心理压力、应对方式、社会支持与心理健康的相关研究[D].中国地质大学，2007
关键词：医学院校大学生生活事件主观幸福感
Study on Correlation between Life Events and SubjectiveWel l-being of the medical College Students
Abstract：Objective To explore the correlation between life events and subjective well-being of medical College students . Methods A total of400 students in Xinxiang Medical College were surveyed by a questionnaire which were adapted according to Adolescent Self-Rating Life Events Check List(ASLEC) and General Well-being(GWB). Results There was a significant positive relationship between subjective well-being and some dimensions of life events : friendship, the pressure of study, losing , being published , healthy orientation and other factors . The factors of age, gender and grade had no significant effect on the level of subjective well-being. Conclusion The frequency of life events affected medical College students subjective sense of well-being, T here was a significant positive relationship between subjective well-being and life events.
Keywords：medical College studentsLife eventsSubjective well-being
1.引 言
主观幸福感(subjective well―being，SWB)是指个体根据自定的标准，对较长一段时间内的情感反应和生活满意度的整体性评估。生活事件是人们在家庭、工作、学习和社会支持系统中出现的各种刺激的总和，也就是平时所说的精神刺激。生活事件对幸福感有较大的影响作用，这一结论在成人的研究结果中已不断得到验证。医学院校学生做为大学生群体中一个特殊层次，学习课程多，学习年限较长，要担负繁重的学习任务，因此，对医学院校学生生活质量的关注显得尤为必要。本研究通过调查和分析医学院校学生的主观幸福感的现状，探讨医学院校学生主观幸福感与生活事件的关系，旨在为医学院校学生心理健康发展提供必要的实证证据。
2 对象和方法
2.1 对象 抽取新乡医学院学生作为被试发放问卷400份,收回有效问卷356份,有效率为89.25%。其中男生137人，女生219人。
2.2 研究工具
2.2.1 青少年生活事件量表该量表为刘贤臣所编，由人际关系、学习压力、受惩罚、丧失、健康适应和其他6个分量表组成，包括27项可能给青少年带来心理反应的负性生活事件。对每个事件的回答方式是先确定该事件发生与否，若未发生过仅在未发生栏内划“√”；若发生过则根据事件发生时的心理感受分5级评定，即：无影响=1、轻度=2、中度=3、重度=4、极重度=5，得分越高表明事件对青少年的影响越大。6个分量表可解释总量表44％的变异，各事件评分与总分间的相关系数从0.24到0.57，平均为0.45，青少年生活事件量表的内部一致性系数为0.85，分半信度系数为0.88，重测信度为0.69，得分为各条目分数之和。
2.2.2总体幸福感量表（GWB）由美国国立卫生统计中心制定用来评价受试者对幸福的陈诉,该量表有33个项目,得分越高,个人的幸福感越高。该量表主要测量幸福的六个侧面:对健康的担心、精力，对生活的满足和兴趣，心情忧郁或愉快，对情感和行为的控制，松弛或紧张。本研究只计算该量表前18个项目总分。
2.3 施测程序本研究采用随机抽样的方式,同时施测青少年生活事件量表和总体幸福感量表,当场收回问卷。主试由心理学系研究生担任，由主试向学生说明指导语，待学生完全理解后开始作答。
2.4 数据分析对所得的数据采用SPSS 16.0软件对数据进行处理。
3 结果
3.1 医学院校学生的生活事件和主观幸福感的性别差异分析
见表1。结果表明，不同性别的医学院校大学生在主观幸福感和生活事件及其各因子得分均没有显著差异（p〈0.05）。
表1医学院校学生的生活事件和主观幸福感的性别差异分析
3.2 医学院校大学生主观幸福感的年级和年龄段差异分
结果显示，不同年级的医学院校大学生的主观幸福感不存在显著差异（F=0.274,p〈0.05）；不同年龄段的医学院校学生的主观幸福感没有显著性差异（F=0.923, p〈0.05）。
3.3 医学院校大学生生活事件和主观幸福感的相关关系分析
见表2。表2显示，主观幸福感与生活事件呈显著负相关，且相关最高。从生活事件各维度与主观幸福感之间相关程度由高到低依次是关系因子、学习压力、健康适应、受惩罚、丧失因子、其他。生活事件的不同维度之间也存在不同程度的显著正相关。
表2生活事件和主观幸福感的相关分析
4 讨论
4.1本研究发现，性别因素对主观幸福感没有影响，医学院校拥有民主平等的氛围以及男女同学间良好的人际关系，加之医学院校对心理辅导和咨询工作的深入开展，这些都会使幸福感性别差异的减少，使得男女大学生在总体主观幸福感上并未表现显著差异。但是，本研究结果与凌东山等人的研究不一致，两种研究结果的不一致性，可能是没有考虑到医学院校教育的特殊性。
4.2本研究发现, 年龄因素对主观幸福感没有影响，这与沈烈荣和刘华山的研究结果一致，而与申继亮和王鑫的研究存在差异。需要进一步的研究澄清。本研究发现不同年级与主观幸福感没有显著影响，这与何瑛和李景华的研究不一致。但是何瑛和李景华的研究结果距今时间比较长，本研究认为，医学院大学生在年级上与主观幸福感无差异，但大学生的归因方式，社会支持，家庭情况，人格等方面会影响主观幸福感，这些有待进一步的研究。
4.3从生活事件和主观幸福感的相关分析数据来看，6个因子都与主观幸福感呈负相关，与预期相符，同时生活事件与主观幸福感的相关系数为-0.378，达到显著水平,这与杨玲研究结果相一致。这表明生活事件发生的频度越频繁,影响越大,其主观幸福感就越低。从相关分析表可以看出，人际关系、学习压力、丧失、受惩罚、健康适应等生活事件发生的频度影响大学生的主观幸福感。其中，人际关系和学习压力的主观幸福感的影响相对比较大。进入大学，医学院校学生学习的课程与高中完全不同，而且每一期学的科目很多，与老师和同学交流沟通的时间也会比高中时减少，这就会时大学生对学业的困惑在自己无法解决的情况下对大学生造成一定的压力，这就会在学习压力方面影响医学院校大学生的主观幸福感。
参考文献：
[1]耿晓伟、郑全全：《自我监控对主观幸福感的影响》．中国临床心理学杂志，2006，14(1)：63―65；
[2]肖少北、袁晓琳：《主观幸福感研究综述》．国际精神病学杂志，2010，37(2)：118―122；
[3]唐丹、邹君：《老年人主观幸福感的影响因素》．中国心理卫生杂志，2006,20（3）:160-162；
[4]周末、巢传宣：《大学生生活事件和主观幸福感的关系》.中国学校卫生，2007,28(4):327-329；
[5]凌东山、王树涛、张德美：《大学生主观幸福感的性别特征研究》.中国健康心理杂志，2008,16(4):413-414；
[6]沈烈荣、刘华山：《成年人控制圈与主观幸福感的关系》. 中国临床心理学杂志，2007，15(3)：255-257；
【关键词】 女性公务员； GQOLI-74； 生活质量
【Abstract】 Objective：To investigate the quality of life of the female civil servants in Gansu Province and its possible influence factors.Method：The general quality of life inventory-74（GQOLI-74） was chosen as the investigation tool，214 case were selected and softwares of SPSS was used to make statistical analysis.Result：Objective quality of life of female civil servants was superior than the subjective satisfaction，the overall evaluation of the quality of life was better.Objective scoring of civil servants over the age of fifty was the lowest，the difference was statistically significant（P
【Key words】 Female civil servants； General quality of life inventory-74； Quality of life
First-author’s address：Lanzhou University Second Hospital，Lanzhou 730030，China
doi：10.3969/j.issn.1674-4985.2015.09.022
“生活质量”（Quality of Life，简写为QOL），也译为生存质量、生命质量等，它是一个多维的概念，不仅包括生活的物质层面，还包括非物质层面[1]。WHO关于生活质量的定义是：不同文化和价值体系中的个体对于他们的目标、期望、标准以及所关心的事情有关的生活的体验[2]。近年来，有关公务员生活质量的相关研究为数不断增加，依据《国家公务员法》的定义，公务员是指各级国家行政机关除后勤人员以外的工作人员，包括各级人民政府组成人员，也包括在各级国家行政机关中从事党委、社团组织工作的专职工作人员[3]。近年来大批高素质、高学历的优秀女性不断地充入到公务员队伍中来，虽然她们的社会地位越来越高，但在重要职务及岗位上担任的角色仍较少，故本文主要以女性公务员为研究对象，探讨她们的心理状况及生活质量，为政府领导决策女性公务员的培养及发展战略、提高她们的工作绩效及生活质量提供理论依据。
1 资料与方法
1.1 一般资料 本研究于2012年3-5月采用分层-随机-整群抽样方法随机抽取甘肃省兰州、金昌、平凉、张掖四地区机关单位公务员为研究对象，共500人，发放问卷500份，收回485份，剔除漏答或答错的问卷，确定有效问卷为469份，其中女214人，男255人，有效回收率为93.8%。本文以214名女性公务员为主要研究对象，其中，30岁以下39人，31～40岁之间70人，41～50岁之间84人，50岁以上21人；本科及以上学历96人（包括研究生2人，本科94人），大专及大专相当学历55人，大专以下学历63人（包括初中18人，高中18人，小学3人，职高2人，中专22人）；兰州地区31人，金昌地区95人，平凉地区60人，张掖地区28人。被试者均被告知本研究的目的和过程，并签署知情同意书。
1.2 研究工具 采用不记名的问卷形式对所有被调查对象进行调查，此问卷分两部分：（1）一般情况调查表是自编量表，包括地区、性别、婚姻、学历、年龄等项目。（2）生活质量综合评定问卷（QOL-74）是在李凌江等编制的生活质量问卷（QOLI）的基础上修订而来的，经统计学检验该问卷有良好的信效度与与敏感性，主要作为评估社区普通人群的生活质量[4]。
1.3 调查方法 主试为兰州大学第二医院心理学专业的医生及研究生，均受过严格的心理评估训练和施测前培训。调查施测前，承诺对施测人的个人信息完全保密，经主试的统一指导后在会议室内完成问卷，被测者独立填写问卷，当场收回。
1.4 观察指标 GQOLI-74包含四个维度，共20个因子，每个维度和因子均含有主观满意度和客观状态述评两类条目[4-5]。统计分析指标包括总分、维度分、因子分，其中躯体功能维度包括睡眠与精力、进食功能、躯体不适感、运动与感觉、等5个因子；心理功能维度包括精神紧张度、正性情感、负性情感、自尊、认知功能等5个因子；社会功能维度包括社会支持、工作学习、业余娱乐、人际交往、婚姻与家庭等5个因子；物质生活维度包括社区服务、住房、经济状况、生活环境等4个因子。每个因子反映受试者生活质量的某一方面，各个维度可以单独使用也可以综合使用，无论是维度分还是总分、因子分均以正向计分的结果参与分析，即评分越高，生活质量越好。
1.5 统计学处理 将获得的研究数据录入Excel表格，经调查人员核实评分后，采用SPSS 19.0软件包进行方差分析、线性回归分析等统计分析方法，计量资料采用（x±s）表示，比较采用t检验，以P
2 结果
2.1 女性公务员客观生活状态和主观生活满意度总体情况 总体而言，统计出对自身健康总的满意程度和对自己生活总的满意度在中等及以上即分数大于或等于3分者的比例为88.7%、85.5%，说明甘肃省女性公务员的生活质量基本处于中等或偏上水平。
2.2 不同群体女性公务员生活质量分析 本文主要从3个方面区分不同群体，分别是年龄、学历、地区，结果显示每个群体的4个维度均是客观评分高于主观评分，见表1。（1）不同年龄女性公务员生活质量状况：50岁以上的女性公务员的生活质量评价低于其他年龄组，躯体功能和心理功能以及社会功能的客观评分与其他年龄组相比，差异有统计学意义（P0.05）。（2）不同学历女性公务员生活质量状况：学历越高生活质量评分越高，客观评分差异有统计学意义（P0.05），说明影响她们主观满意度的因素中客观条件不再是主要影响因素。（3）不同地区女性公务员生活质量状况：甘肃省省会兰州地区的评分明显低于其他3个地级市，主观及客观评分差异均有统计学意义（P
2.3 女性公务员生活质量与年龄、学历、地区的回归分析 以生活质量综合评定问卷的4个维度评分为因变量，以年龄、学历、地区为自变量作多元逐步回归分析，从结果来看，影响躯体功能维度和心理功能维度的因素中，地区因素进入方程（P
3 讨论
本文上述研究表明，无论是从主观满意度还是客观评价方面，有80%以上的女性公务员评价自己的生活质量处于中上等，这与对厅局级干部以及省直机关公务员生活质量的研究结果不一致[6-8]。但与朱文玲等[9-11]对公务员生活质量主观满意度调查分析的研究结果一致，说明本省女性公务员的生活质量处于良好状况。
不同群体的女性公务员生活质量有差异，从上述研究结果看，不同年龄段生活质量的区别在于50岁以上者躯体功能、心理功能和社会功能客观评价最差，而主观满意度却差异不明显，这与白雪等[12]对乌鲁木齐市公务员生活质量现状研究的结果相反，其在上述研究中指出公务员的生活质量与收入水平有关，而其收入水平与工作年限及职务水平成正比，40岁以下者工作时间短，职务较低，积蓄有限，存在结婚、置业等多重经济压力，因此，对收入水平极为不满，而41岁以上的公务员工作多年，职位稳定，工资水平相对较高，有一定积蓄，不存在收入问题，因此，生活质量相对较高。研究结果的差异可能是由于本文未考虑收入水平与职务这两个关键因素，也就是说单从年龄因素看，上述3个维度的生活质量与年龄增高成反比，但与戴静等[13]对老年人生活质量及影响因素调查的研究结果一致，其研究结果表明，生活质量与年龄、认知功能之间有复杂的正相关关系。这符合自然规律，事实表明随着年龄的增长，生理方面的能力如睡眠质量、饮食状况、精力、体育运动能力、身体健康状况、、认知功能等也会逐渐减退；在社交娱乐、情绪、精神、自尊、情感方面的质量也会受到影响；与蒋琼萍等[14]对杭州市社区人群生活质量研究的结果在客观满意度上一致，而在主观满意度上有差异，可能是因为其年龄划分以60岁为界，本文以50岁为界限，相对来说，50岁往上的公务员在主观满意度上差异不明显，可能是因为公务员相对普通居民来说，在经济收入及职务、社会地位等方面相对较高，客观因素的影响暂未影响到他们主观的满意度。回归分析结果也说明，年龄是影响她们社会功能的主要因素，因此，关注老年女性公务员这个特殊群体，提高他们的生活质量是很有必要的。
不同学历女性公务员生活质量的区别在于学历越高，客观生活质量越好，而主观满意度区别不明显，回归分析更加证实学历与物质的正相关。这与罗辉辉[15]对基层公务员工作满意度及其对心理健康的影响研究-基于对湖南省C市的研究结果一致，但与唐雪梅[16]对基层女性公务员主观幸福感群组差异的研究结果不一致，客观满意度与主观满意度的不一致说明影响女性公务员的主观满意度的因素中客观条件不再占据主要位置，虽然高学历女性公务员相对更容易获得升迁机会及社会福利等客观方面的优越性，但因公务员招考中学历的限制，多数在专科以上，故职业竞争压力大，自我期望值又较低学历公务员高，所以，容易产生心理失衡，主观满意度相对较低，故不能只单纯关注公务员客观条件的提高，心理健康、躯体功能以及社会功能的主观满意度的提高也是很重要的。
不同地区女性公务员生活质量的区别在于甘肃省省会城市兰州地区的生活质量主观与客观满意度均明显低于其他3个地级市，回归统计的结果也证实了这一观点，可能是因为省会城市的整体经济收入水平较高，相对而言，公务员稳定的工资收入则处于偏低水平，而地级市总体经济水平较低，稳定的收入在当地人民的眼中仍然是铁饭碗，再加之省会城市人口密集，竞争激烈，生活节奏快，消费水平高，工作及心理压力大，而业余娱乐及闲暇生活相对较少，这也可能是其中的原因，因此，关注经济发达城市的女性公务员生活质量是很有必要的。
本研究在样本选择、测试指标制定及研究方法上有一定的局限和不足。由于是小样本研究，接受调查的公务员所涵盖的部门不够全面，无对照研究，对调查对象的选择也欠细化，由于已婚与未婚人数相差悬殊，调查人员回避职级和经济收入等关键因素，故本研究未讨论上述3个因素，有待今后进一步完善。
参考文献
[1] Pala T，Dandar P，Do health related quality of life scores sensitive？to the patient satisfaction？[J].Quality of Life and Patient Satisfaction，2002，6（Suppl）：7-11.
[2]方积乾，万崇华，郝元涛.与健康有关的生存质量的研究概况[J].中国康复医学杂志，2000，15（1）：39-43.
[3]杨兴坤.基层公务员工作生活质量调查-以北京市为例[J].天津行政学院学报，2011，13（3）：72-78.
[4]张作记.行为医学量表手册[M].中华医学电子音像出版社，2005：83-89.
[5]班永飞，李辉.农民主观生活质量问卷的编制研究[J].中华行为医学与脑科学杂志，2011，20（3）：280-282.
[6]赵世明.厅局级领导干部MMPI-2测查结果与分析[J].中国心理卫生杂志，2008，22（6）：474.
[7]王昕晔，张秀敏，李晶华，等.吉林省某省直机关公务员心理健康状况调查[J]. 医学与社会，2013，26（1）：80-82.
[8]苗元江，赵姗，吴华荣.129名公务员幸福感调查及对策思考[J].江西行政学院学报，2010，12（4）：5-8.
[9]朱文玲，万旭荣，白雪，等.公务员生活质量主观满意度调查分析[J].环境与职业医学，2012，29（6）：381-385.
[10]张成福，杨兴坤.我国公务员工作生活质量研究-以北京市755份问卷调查为例[J].甘肃理论学刊，2010，30（2）：90-98.
[11]陈洁.新疆公务员生存质量调查和自我健康管理干预研究[D].广州：南方医科大学，2012.
[12]白雪，张晨.乌鲁木齐市公务员生活质量现状研究[J].新疆医科大学学报，2010，33（10）：1234-1235.
[13]戴静，刘协和，马渝根，等.老年人生活质量及影响因素调查[J].中国临床心理学杂志，2002，10（4）：246-248.
[14]蒋琼萍，陈树林.杭州市社区人群生活质量研究[J].中国临床心理学杂志，2001，9（1）：42-44.
[15]罗辉辉.基层公务员工作满意度及其对心理健康的影响研究-基于对湖南省C市的实证研究[D].长沙：湖南师范大学，2011.
关键词 数学方法 生物学教学 研究性学习 总结 应用
中图分类号 G633.91 文献标识码 B
生物学是一门实践性强的学科，许多生物学知识的陈述与表达均要求具有较强的科学性与哲理性。除了运用生物学术语外，有时还必须用到相关学科的知识与方法，如：哲学思想、理化知识和数学方法等。下面就数学方法在生物研究性学结中的应用，浅说几例。
1 取样调查法在生物研究性学结中的应用
研究实例1：表1是孟坝中学高二（9）班学生针对“镇原县农田油菜种群密度的调查”课题，采用五点取样法调查的原始记录数据。
方法运用：针对上述数据，教师在总结时，采用数学的取样调查统计法，先求每个小组调查的油菜种群密度，再求三类不同地形油菜的平均种群密度，依据数值比较得出结论。
结果呈现：通过统计的数据比较分析（表2），学生很容易得出结论。这种直观且科学地呈现，不仅使学生知道了不同地形的种群密度不同，而且明确了合理密植的重要性，同时也对油菜当年的产量和经济效益进行了较科学的预测，增强了调查研究的深刻性、实践性和创新性。
迁移点拨：取样调查法常在野生植物种群密度调查、土壤小动物丰富度的研究、微生物培养与生长等生物研究性学习探讨方面有广泛应用。
2 坐标作图法在生物研究性学结中的应用
研究实例2：我校部分师生几年前组织的“乡村杏林带扩展的调查分析”研究课题的有关数据：调查活动涉及8乡镇163个自然村，杏林面积10 350亩，村均63.5亩，其原始数据汇总见表3。
方法运用：依据有关调查项目和范围，笔者拟采用数据与时间的关系，建立坐标系，以坐标作图法来直观的表示杏林带面积、占耕地比例、年均增长率、年均经济效益随时间发展所呈现的变化趋势，更易得出合理的结论。
结果呈现：过去基于部分调查者的数学基础，采用表格对比，文字描述，也得出了合理的结论与预测。如今用坐标中的柱形图表示（图1），形象、直观、创新，一目了然。也可以用坐标中的折线图、条形图来表示。
迁移点拨：坐标作图法适用于探究光照、水分、温度、植物激素及类似物等因素对植物光合作用、呼吸作用、生根、生长、开花的生理活动的影响课题的总结与分析，也在研究动物、微生物活动规律及其他生活实践活动方面有着极广泛的应用。
3 比例分割法在生物研究性学结中的应用
研究实例3：我校高二⑨班学生近期开展“乡村养老及保健实况的调查分析”课题，对孟坝镇城区65岁及65岁以上老人的调查，部分项目数据汇总见表4。
方法运用：在该项调查结束总结时，需要先归类分析求比例，多次用到分割法，使多项信息通过数据划归统一。
结果呈现：在上述的调查项目中，如归类对养老方式、2011年至现在的养老保险金实行的幸福感等分析结果见图2。这种的分割图示呈现，使有关信息统一化，数据理性化，使结论更细化，更准确，哲理性增强。
关键词 心理健康素质，正常大学生，有心理问题大学生，比较。
分类号 B848.9
1引言
心理健康素质研究的工具――《中国青少年心理健康素质调查表》，在其编制的过程中就不断进行着信、效度研究。作为一种科学研究的工具，“心理量表的效度指标可以不断增加和完善，效标检验的工作本课题还将不断进行。”[1,2]。本研究以大学生为对象，一方面考察青少年心理健康素质调查表的实证效度，即探讨心理健康水平较差的大学生与正常大学生被试相比，在心理健康素质上是否存在差异，从而进一步验证《中国青少年心理健康素质调查表》对不同心理健康水平的学生心理健康素质方面差异的鉴别力；另一方面，分析这些学生心理健康素质的差异，使今后心理健康教育工作便于找到学生素质方面的原因和有针对性地开展教育。
2方法
2.1工具
采用青少年心理健康素质调查研究课题组编制的《中国青少年心理健康素质调查表》和大学生心理健康相关量表的编制课题组研制的“中国大学生心理健康测评系统”中的四量表之一――《中国大学生心理健康量表（CCSMHS）》作为研究工具[3]。
2.2被试与研究程序
在天津市范围内选取大学生共计425名完成《中国青少年心理健康素质调查表》的调查，问卷回收率为100%。剔除21份无效问卷（主要为漏答项目太多和具有明显默认反应方式的问卷）后，获有效被试404人。其中一年级100人，男61人，女39人；二年级103人，男55人，女48人；三年级102人，男62人，女40人；四年级99人，男53人，女46人。被试以教学班级为单位，进行团体测试。主试为经过培训的心理学研究生，采用统一的指导语，测试完成后当场收回问卷。
在天津市范围内选取参加中国大学生心理健康测评并经《中国大学生心理健康量表（CCSMHS）》筛查（筛查标准即建议约谈的标准）出的115名一年级大学生。要求他们在接到约谈信或主动前来约谈前填写《中国青少年心理健康素质调查表》问卷。剔除14份无效问卷后，有效被试101人，其中男54人，女47人。
把上述被试中的404人作为本研究的正常被试，而由《中国大学生心理健康量表》筛查出的可能有心理问题的学生101人作为有心理问题的被试。测验结果用SPSS进行统计处理。
3结果
3.1信度分析
采用克隆巴赫（Cronbach′ α）一致性系数对404名大学生《中国青少年心理健康素质调查表》的测验结果进行信度计算，结果见表1。
由表1可见，该问卷的内部一致性信度系数在0.534~0.886之间，除认知风格和归因风格两个分量表外，其余分量表的信度值都较高。这与以往研究结果类似[1,2]。
3.2效度分析
3.2.1适应分量表
对正常组和有心理问题组大学生的《中国青少年心理健康素质调查表・适应分量表》的总分及其所包含的6个维度的得分进行独立样本t检验，结果见表2。
由表2的结果可以看出，正常组和有心理问题组大学生在适应分量表总分上差异极显著，各维度差异显著或极显著。说明有心理问题组大学生的总体适应水平明显低于正常组大学生，个体容易因环境及身心变化引起不良的心理和行为反应。从适应的角度讲，心理有问题的大学生的确在情绪、人际、学习、生活及生理、社会等方面存在适应不良。
3.2.1人际素质分量表
对正常组和有心理问题组大学生的《中国青少年心理健康素质调查表・人际素质分量表》的总分及其所包含的3个维度的得分进行独立样本t检验，结果见表3。
由表3的结果可以看出，正常组和有心理问题组大学生在人际素质分量表总分上差异显著，说明有心理问题组大学生总体人际心理健康素质水平明显低于正常组大学生，其中人际交往和人际调控等维度的差异显著，而人际知觉维度上的差异不显著。说明有心理问题组大学生的人际心理健康素质不高主要体现在人际交往的能力较低、品质较差。
3.2.3个性素质分量表
对正常组和有心理问题组大学生的《中国青少年心理健康素质调查表・个性素质分量表》的总分及其所包含的7个维度的得分进行独立样本t检验，结果见表4。
由表4的结果可以看出，正常组和有心理问题组大学生在个性素质分量表总分上差异显著，说明有心理问题组大学生总体个性素质明显低于正常组大学生。其中乐观―悲观、意志、内外倾、耐挫折差异显著，而在冒险、责任、独立3个维度上的差异不显著。
3.2.4动力系统分量表
对正常组和有心理问题组大学生的《中国青少年心理健康素质调查表・动力系统分量表》的总分及其所包含的7个维度的得分进行独立样本t检验，结果见表5。
由表5的结果可以看出，正常组和有心理问题组大学生利他性利他动机、成长性动机差异显著，说明有心理问题组大学生自我实现需要和利他性需要引起的动机明显低于正常组大学生。除这两个维度外，在动力系统分量表总分及其他5个维度上的差异都不显著。
3.2.5自我分量表
对正常组和有心理问题组大学生的《中国青少年心理健康素质调查表・自我分量表》的总分及自我认知（包括学业自我、身体自我、社会自我、情绪自我4个方面）、自我评价（包括自尊、一般自我效能2个方面）、自我调控3个维度的得分进行独立样本t检验，结果见表6。
由表6的结果可以看出，正常组和有心理问题组大学生在自我分量表总分上的差异显著，说明有心理问题组大学生总体自我心理健康素质水平明显低于正常组大学生，自我较为消极。其中身体自我、社会自我、情绪自我、自我调控差异显著，而在学业自我、自尊、一般自我效能上的差异不显著。
3.2.6认知风格分量表
对正常组和有心理问题组大学生的《中国青少年心理健康素质调查表・认知风格分量表》的总分及其所包含的5个维度的得分进行独立样本t检验，结果见表7。
由表7的结果可以看出，正常组和有心理问题组大学生在认知倾向（冒险―稳重）上差异显著，说明有心理问题组大学生具有较为稳定的认知倾向，喜欢任务和情境适于已有的程序和规则；正常组大学生则具有较为创新的认知倾向，喜欢面对不熟悉、不确定的环境。在认知风格总分及认知决策（场景―自我）、认知方法（灵活―单一）、认知加工（整体―局部）、认知行为（独立―合作）4个维度上的差异不显著。
3.2.7归因风格分量表
对正常组和有心理问题组大学生的《中国青少年心理健康素质调查表・归因风格分量表》的总分及其所包含的4个维度的得分进行独立样本t检验，结果见表8。
由表8的结果可以看出，正常组和有心理问题两组大学生在归因风格分量表总分及4个维度上的差异均不显著。
3.2.8应对风格分量表
对正常组和有心理问题组大学生的《中国青少年心理健康素质调查表・应对风格分量表》的总分及其所包含的8个维度的得分进行独立样本t检验，结果见表9。
由表9的结果可以看出，正常组和有心理问题组大学生在应对风格分量表总分上差异显著，可能说明有心理问题组大学生通常采用较少的应对策略和方法，在应对方式的选择上缺少灵活性和变通性；正常组大学生则经常采用多种多样的应对策略和方法处理面对的问题及其相关的情绪困扰，更有利于心理健康。其中注重问题的应对策略差异显著，而在其余7个维度上差异均不显著。
4讨论
4.1关于《中国青少年心理健康素质调查表》信度和效度
心理健康素质概念自2003年由教育部哲学社会科学重大课题攻关项目课题组提出以来，已引起了心理学、教育学学术界的极大重视。以“心理健康素质”为关键词和题目在中国期刊网（CNKI）上检索的结果表明，本课题所引发的相关研究与思考大致有四类，其一是调查研究，如关于不同地区、不同年龄阶段青少年心理健康素质的研究；其二是关于培养青少年心理健康素质，提高青少年心理健康水平的教育研究；其三是关于在整个研究中贯穿的积极心理学思想所引发的心理健康相关研究；其四是心理健康素质的拓展研究，如关于军人、教师等人群的心理健康素质的思考与研究。而这些研究大多都会涉及到心理健康素质的研究工具《中国青少年心理健康素质调查表》，那么工具本身的科学性及特点就显得越来越重要。为了使后续研究中实证研究更能科学地反映被研究对象的心理实质，理论研究更有根据、教育措施更符合对象的特点，有必要进行此项研究。
研究发现，有心理问题组大学生在适应、人际素质、个性素质、自我、应对风格5个分量表的得分均显著低于正常组大学生，动力系统、认知风格、归因风格3个分量表得分略高于一般群体大学生但差异不显著。即经“中国大学生心理健康测评系统”之《中国大学生心理健康量表（CCSMHS）》测量，并依据标准一（即部分维度测验的分较高，可能有心理问题，建议专家约谈）筛查出的超过全国大学生常模的有心理问题组大学生，其心理健康素质显著低于正常组大学生。本研究表明，《中国青少年心理健康素质调查表》总体上来说是科学的，能够区分心理正常与心理有问题学生心理健康素质的差异。
4.2正常组与有心理问题组大学生心理健康素质的特点
在《中国青少年心理健康素质调查表》中，适应分量表是状态量表，其余为心理健康素质分量表。从《中国青少年心理健康素质调查表・适应分量表》分析的结果看，完全与《中国大学生心理健康量表》筛查的结果一致，说明心理健康水平不高的大学生适应是不良的。在其余的7个心理健康素质分量表当中，有4个分量表，即人际素质、个性素质、自我和应对风格，有心理问题组的大学生得分显著低于正常大学生。
从《中国大学生心理健康量表》与《中国青少年心理健康素质调查表・适应分量表》的结果可以看出，有心理问题组大学生的确心理健康水平较低，他们在生理适应、情绪适应、人际适应、学习适应、社会适应、生活适应诸维度上与正常组大学生均呈现出显著差异。本研究中《中国大学生心理健康量表》测验的主要是大一学生，从个体内外原因上分析，他们生理上处于青春期末期，易兴奋，情绪易产生波动，性生理趋于成熟与性心理尚不完全成熟有矛盾冲突，这是内在原因；外部原因上，因受到生活环境的变化、学习方式的转变、师生及其交往方式的更新等多方面因素的影响，无法在较短时间内完成从中学生到大学生的转变，问题突出表现为适应不良。生理与生活上不适应，直接导致时间管理不善和学习效率低下，引起情绪不良，也造成学习、人际、社会等方面的不适应。由于不健康的心理素质，加上各种适应不良交织在一起，如果疏导不及时，个别学生则会发展为较为严重的心理障碍。
从《中国青少年心理健康素质调查表・人际素质分量表》的结果可以看出，在人际交往、人际调控2个维度上有心理问题组大学生与正常组大学生的差异显著。健康的个体都有人际交往的需要，大学生人际交往的需要更为强烈。他们在面对全新的环境和交往对象时，都希望受到关注，有机会展现自己，进而构建良好的人际关系网络，满足自身对友谊、归属、安全的需要。人际关系对大学生的学习和生活有着很大的影响，往往因为人际关系问题而进一步引发出心理障碍。如果心理异常组大学生缺乏人际交往能力及交往的技巧和有效方法，不愿或不敢主动与人交往，就会使自己陷入孤独和寂寞之中，出现冷漠、孤僻、自卑、焦虑、抑郁等心理。从而也体会不到自身的成就感，对自我价值就会产生怀疑，体验到挫败感，自信心受到打击，导致心理矛盾加剧。本分量表的测验结果表明，有心理问题组与正常组大学生的人际知觉没有差异，而有差异的是人际交往能力和人际调控。因此，有必要培养和提高大学生的人际交往素质，尤其是心理有问题的学生，提高的方面主要是人际交往能力和人际调控的技巧。
《中国青少年心理健康素质调查表・个性素质分量表》的结果表明，正常组与有心理问题组大学生在乐观―悲观、意志、内外倾、耐挫折4个维度上存在显著性差异。相关研究结果表明，个性特征对个体的心理健康影响显著，良好的个性素质有助于人们的心理健康。处于青年期的大学生在个性的养成上逐步完成向成人的过渡与转变，但成长过程中的生活事件和矛盾冲突若处理得不及时或不得当，就可能导致大学生个性素质低。个性素质较高的大学生通常能够以乐观的态度投入到生活和工作中，具有较强的意志力、耐挫折能力、接纳性与包容性、独立性和冒险精神等，心理承受能力较强；个性素质较低的大学生面临压力时，易产生焦虑、烦恼、困惑、愤怒等负面情绪，表现出较低的心理健康水平。那么健全个性的培养应该从达观的人生态度、愉快的情绪、坚强的意志等方面入手。
从《中国青少年心理健康素质调查表・自我分量表》的结果可以看出，有心理问题组大学生在自我认知（其中身体自我、社会自我、情绪自我3个方面差异显著）、自我评价、自我调控上的差异显著。国内外的相关研究发现，个体的总体自我概念及各个特定方面的自我概念都与其心理健康水平有显著相关。大学生对自我的看法不但影响其行为，也与其人格特质和心理健康有密切关系。自我分量表得分较高的大学生，对自己的身体形象、人际关系、情绪状态有较为满意的认知，对自我的评价积极，自我调控能力强，心理健康水平较高；反之得分较低的大学生，对自我不满意，甚至不能接受自己，害怕失败，计划性较差，出现自卑、抑郁等消极心境，心理健康水平较低。提高有心理问题大学生的自我水平，自我认知方面应注意社会自我和情绪自我，提高自我评价和调控能力。
相关研究表明，心理健康水平较高的大学生倾向于使用成熟型应对方式解决问题和求助，心理健康水平较低的大学生倾向于使用不成熟型或逃避、否认等应对方式。应对风格分量表的结果表明，有心理问题组大学生在注重问题的应对策略、理智―合理化策略、针对情绪的身体策略、否认―压抑策略、躲避和求助策略、针对情绪的行为策略的得分低于正常组大学生，尤其在注重问题的应对策略上存在显著性差异。这说明有心理问题组大学生通常以“退避”、“自责”和“幻想”等应对方式来应付困难和挫折，集成熟与不成熟的应对方式于一体，较少采用“解决问题”和“求助”等积极的应对方式，在生活中表现出一种神经症或两面性的人格特征，在情绪和行为上均缺乏稳定性。
在《中国青少年心理健康素质调查表・动力系统分量表》、《中国青少年心理健康素质调查表・认知风格分量表》、《中国青少年心理健康素质调查表・归因风格分量表》3个分量表上，正常组与有心理问题组大学生的心理健康素质总分不存在显著性差异。但在动力系统分量表的维度上，正常组大学生在利他性动机和成长性动机上得分都较心理有问题的学生得分高。大学生动机系统已基本确立，但有心理问题组大学生应从利他和追求自己更好地成长与发展方面进行培养和教育。认知和归因风格两个分量表两组大学生无差异，其原因还有待进一步研究探讨。
5结论
（1）通过比较研究发现，正常大学生的人际素质、个性素质、自我、应对风格和适应等分量表得分都高于有心理问题组大学生且具有显著差异，而动力系统、认知风格、归因风格分量表得分差异不显著。
（2）《中国青少年心理健康素质调查表》在区分正常和有心理问题大学生的心理健康素质方面可靠、有效。
参考文献
1 沈德立, 马惠霞, 白学军. 《中国青少年心理健康素质调查表》的编制. 心理发展与教育, 2007, 23(1): 107~111
2 沈德立, 马惠霞, 白学军. 《中国青少年心理健康素质调查表》信效度再研究. 心理与行为研究, 2006, 4(4): 241~245
3 郑日昌, 邓丽芳, 张忠华. 《中国大学生心理健康量表》的编制. 心理与行为研究, 2005, 3(2): 102~108
DIFFERENTIATED VALIDITY OF CHINESE ADOLESCENT MENTAL
HEALTH DIATHESIS SCALE
Lu Qian, Ma Huixia, Bai Xuejun
(Academy of Psychology and Behavior in Tanjin Normal University, Tianjin300074)
Abstract
