人口学论文精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇人口学论文范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

(一)高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族和情绪智力的关系高中生情绪智力的平均数显示，女生(119.85±13.73)＞男生(119.55±15.11)，文科(119.53±15.03)＞理科(118.16±14.85)，班干部(121.00±13.70)＞非班干部(119.51±14.35)，高一(120.24±13.65)＞高二(119.05±14.94)，少数民族(120.05±14.44)＞汉族(119.59±13.99)，经过对平均数差异t的检验发现，高中生的情绪智力在性别、学科、是否班干部、年级、民族等方面没有显著的差异。这说明高中生的情绪智力在性别、学科、是否班干部、年级和民族之间的差异是没有统计学意义的。另外，高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族等可以解释其情绪智力的总变异量依次为0.0%，0.2%，0.2%，0.2%，0.0%。这就表明学科、是否班干部、年级对高中生情绪智力的贡献率都是0.2%，而性别和民族则几乎没有什么贡献。

(二)家庭和父亲相关的人口学变量与高中生情绪智力的关系1．描述统计和分析本研究搜集的家庭和父亲相关的人口学变量的详细信息见表1。2．家庭和父亲相关的变量对高中生情绪智力影响的多元回归分析与家庭相关的人口学变量对高中生情绪智力影响的多元回归分析，即做出生次序、常同谁生活、家庭所在地和家庭经济状况的虚拟变量对高中生情绪智力的回归，得出的结果见表2和表3。从表2可见，出生次序、常同谁生活、家庭所在地和家庭经济状况整体可以解释高中生情绪智力2.3%的变化;方差分析的显著性显示，显著度＜0.05，表示回归模型整体解释变异达到显著水平，说明自变量与因变量之间具有显著的线性关系。从表2中B的估计值栏可以看出，在控制了其他变量之后前者与后者情绪智力的差异或变化值。比如，该列的第二个数据意指在控制了其他条件的情况下，家庭经济收入中等的高中生的情绪智力比中等以下的高2.316;而“老二＆独生”一行则解释为家中排行老二的学生，其情绪智力会比相同条件中的独生子女低3.491。其中，该列的第一个数据显示，在中等以下收入家庭，经常同爸爸妈妈一起居住，家在农村，且为独生子女的高中生的情绪智力平均是116.74。该回归模型的回归方程式可以表示。但是，从显著性一栏可以看出，只有“中等以上＆中等以下”“城市＆农村”“老二＆独生”3个虚拟变量的回归系数是显著的，表明该3个变量与因变量间存在显著的线性相关关系。同时Beta分布一栏显示，在10个虚拟变量中，对高中生情绪智力的贡献从大到小依次是“城市＆农村”“中等以上＆中等以下”“老二＆独生”“中等＆中等以下”“老大＆独生”“乡镇＆农村”“老四及以上＆独生”“其他＆爸爸妈妈”“老三＆独生”“爷爷奶奶(外公外婆)＆爸爸妈妈”。从整体上看，经常与高中生一起生活的家庭成员对高中生情绪智力的贡献最小。这说明，经常与高中生一起生活的家庭成员是谁，不管是不是父母，对高中生情绪智力的影响都不大;高中生家庭所在地和经济状况则相对重要，且对于非独生子女的家庭，学生的出生次序对其情绪智力的影响作用也不容忽视。父亲相关的变量对高中生情绪智力的多元回归分析，即做父亲的职业、年龄、学历及与父亲关系的虚拟变量对高中生情绪智力的回归，结果见表4和表5。从表4可见，父亲的职业、年龄、学历以及与父亲关系的虚拟变量的整体可以解释高中生情绪智力4.2%的变化。且方差分析的显著性显示，显著度＜0.01，表示回归模型整体解释变异达到显著水平，说明自变量与因变量之间具有显著的线性关系。该回归模型的回归方程式可以表示。回归结果显示，“46到55＆46岁以下”、“大专或大学及以上＆初中及以下”二个虚拟变量的回归系数是显著的，表明该两个变量与因变量间存在显著的线性相关关系。其中“高中或中专＆初中及以下”变量的显著性(0.067)接近显著。同时这11个虚拟变量对高中生情绪智力的贡献从大到小依次是:“大专或大学及以上＆初中及以下”“46到55＆46岁以下”“其他＆企业员工工人”“高中或中专＆初中及以下”“56及以上＆46岁以下”“国家机关事业单位＆企业员工工人”“较好＆很好”“自由职业个体＆企业员工工人”“一般＆很好”“专业技术人员＆企业员工工人”“一般以下＆很好”。从整体来看，学生自我报告的与父亲关系状况对高中生情绪智力的贡献最小，其次是父亲的职业。这说明学生自我报告的与父亲关系状况对高中生情绪智力的影响最小，父亲的职业的也不太重要;而父亲的学历和年龄相对很重要。

二、讨论

(一)高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族与情绪智力根据t检验结果可知，高中生的性别、学科、是否班干部、年级、民族在情绪智力上的差异是没有统计学意义的。其性别差异的结果与王才康对高一高二以及刘成伟对高中生的研究结果一致。Harrigan等人认为情绪智力没有性别差异，Ro-othman和Kirsten研究亦表明，性别没有影响情绪智力。但是也有不同的研究结论，比如张秋艳等人的研究发现中学女生情绪智力非常显著地高于男生;杨建锋等人的研究结论恰好相反。国外Schutte等人的研究发现，中学女生情绪智力显著高于男生;Ghazali研究则发现，男孩情绪智力显著高于女孩。年级差异的研究结果与耿亮等人的研究一致。民族差异上的研究结果与宛蓉对贵州大学生的研究相一致。综合对上述数据指标的分析，本研究认为高中生的情绪智力与性别、学科、是否班干部、年级和民族的关系不大，甚至可以忽略不计。

(二)家庭相关的人口学变量与高中生情绪智力总的来看，家庭相关的人口学变量对高中生的情绪智力有一定影响。第一，调查数据表明高中生的情绪智力跟他们是否同父母、祖父母或其他人经常生活在一起几乎没有关系，或者说其情绪智力受家庭结构的影响很小甚至没有影响。这一结论跟Lamb的观点相契合。他认为青少年广义的适应不受家庭结构的影响，而情绪智力其实属于广义适应的一部分。青少年有了情绪智力就有了最起码的健康心理的形式;相反，情绪智力不足，许多相应的问题可能会出现。当然，本研究没有十分具体的家庭结构数据，该结论还有待进一步验证。第二，家庭的经济收入状况和所在地对高中生的情绪智力有显著影响。经济收入中等以上家庭的影响明显高于中等以下。究其原因可能是，经济相对富裕的家庭中的孩子，可能有更多的机会接触不一样的环境，比如外出旅游、公园娱乐、购物、走亲访友等。这就使得他们接触不同的人际关系多一些，得到了较多的学习和锻炼机会，其情绪智力也就高一些。第三，家庭所在地是城市的，其影响明显大于农村。这与张秋艳等人的研究结果一致。城市家庭一般比农村家庭富裕，城市人口密集、知识密集的环境更利于孩子情绪智力的发展。Lifshiz认为教育的氛围影响情绪智力，城市的教育氛围好于农村，城市人口的受教育水平整体高于农村，且普遍重视子女的教育。竺培梁在其研究中进一步推测指出，中学生情绪智力城乡差异远大于城城差异。第四，不少研究指出家庭中子女的数量对子女的发展是有影响的。国外研究显示，家庭成员越少，青少年早期的情绪智力越高。国内王才康、刘成伟等人的研究也指出，独生子女的情绪智力显著高于非独生子女。但是研究也显示，排行老四及以上的高中生的情绪智力反而高于独生子女。同时，四个变量的预测系数仅有“老二＆独生”是显著的。本研究认为，家庭的大小对高中生的情绪智力是有影响的，且对于各个子女的影响可能是不相同的。其中，排行老二的受到了显著影响，情绪智力相比最低。所以，老二可能往往是我们家庭中容易被忽视的一个盲点，应该提醒我们更加注意加强对老二的关注、关爱和教育。

篇(2)

英文名称：Chinese Journal of Population Science

主管单位：中国社会科学院

主办单位：中国社会科学院人口与劳动经济研究所

出版周期：双月刊

出版地址：北京市

语

种：中文

开

本：大16开

国际刊号：1000-7881

国内刊号：11-1043/C

邮发代号：82-426

发行范围：国内外统一发行

创刊时间：1987

期刊收录：

中国人文社会科学引文数据库(CHSSCD―2004)

核心期刊：

中文核心期刊(2008)

中文核心期刊(2004)

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中文核心期刊(1996)

中文核心期刊(1992)

期刊荣誉：

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篇(3)

人们最初关心中国人口问题主要是关心它的数量问题，因为中国是世界上人口最多的国家，快速增长的人口给中国的社会经济发展带来了巨大压力，影响了社会经济发展的速度，妨碍了人民生活水平的提高。因此，在某种程度上说，中国的人口政策在实际操作过程中偏重人口数量的控制。这种偏重是无可非议的，因为即使在今天中国人口的总和生育率已经下降到更替水平的情况下，由于人口基数庞大，加之人口发展的惯性，使中国仍面临着巨大的人口数量压力。然而，正当人们讨论如何控制中国的人口数量，为每年新增加的1000多万人口对中国社会经济的影响而担忧时，中国的人口年龄结构也正在悄然地老化。它使中国又面临另一个挑战：人口老化问题。

中国不仅是世界上人口数量最多的国家，也是老年人口数量最多的国家。1998年底，中国的总人口已经达到12.48亿，60岁及以上的老年人口已经占总人口的9.7％左右。与其他已经成为老年型国家的人口老化历程相比，中国的人口老化具有两个突出的特点：一是人口老化速度和老年人口的绝对数增长快；二是人口老化超前于经济发展水平而提前出现。以第四次人口普查的数据为基础按中位方案所进行的中国人口预测的结果表明，中国人口的年龄结构正在迅速地老化，年龄结构正在由成年型转变为老年型，但各个时期的老化速度有很大的差异。中国的人口老化过程大致可分为三个阶段：第一阶段为1990～2000年，中国人口由成年型向老年型转变；第二阶段为2000～2020年，这时中国将变成典型的老年型人口的国家；第三阶段为2020～2050年，这一阶段将是中国人口老化的严重阶段。令人担忧的是，在中国人口总体老化的同时，老年人口内部也在不断老化。据人口学家预测，下世纪上半叶高龄老人每年平均增长速度是51‰，而65岁以上老年人每年平均增长速度为29‰，总人口在达到峰值前每年平均增长速度可能只有7‰。毫无疑问，高龄老人是增长速度最快的人群，而老龄工作的重点和难点在高龄老人，因为大多数60～70岁的老年人尚有生活自理?芰Γ?0岁以上的老年人最需要照料，带病生存甚至卧床不起的概率最高。庞大的“中老年”和“老老年”人口无疑会给家庭和社会带来沉重的负担。

如果分地区考察人口年龄结构的老化问题，这一问题则更为迫切。中国人口年龄结构老化总的格局是农村地区快于城市地区，汉族地区快于少数民族地区，东部地区快于中部和西部地区。到1998年底，已经有近一半的省区60岁及以上老年人口占本地区总人口的比例已经超过或基本接近10%，率先成为中国首批老年型省区。从中国人口老化的地区差异上看，中国人口目前已经自东向西开始老化，而且速度将越来越快，在不久的将来，这一“灰色浪潮”就将席卷全国。从这一点上看，中国的人口并非到2000年前后才突然地成为老年型人口，老年人口问题也并非到下个世纪的某一天才突然严重起来。人口老化本身是个动态的过程，它对社会经济的影响也是动态的。就中国的整体情况而言，目前人口老化的社会经济影响还没有显性化，但就局部地区的情况而言，形势已经相当严峻。如1993年上海人口开始负增长，目前上海最主要的人口问题并非生育水平问题，人们更关心的是人口结构问题，尤其是人口的老化问题。

正如人们关心人口数量一样，人们之所以关心人口年龄结构的老化问题，从根本上说是出自对人口与发展之间关系的关注。第二次世界大战以前，人们考虑的主要是人口总量变动与发展之间的关系，而对人口结构特别是年龄结构的变动与发展之间的关系没有予以充分的重视。第二次世界大战后，随着科学技术的高速发展和人口老化的出现，人们逐渐认识到人口年龄结构变动比人口总量变动对发展的影响更大，因为人口年龄结构的老化同人口数量的增长一样，会给整个社会经济发展带来巨大的影响，而且这种变化对社会经济的影响远比人口数量的增长给社会经济带来的影响要复杂得多。如果我们只考察人口总量和社会经济发展之间的关系，实际上是将所有不同年龄的人都视为具有相同特征的“同质”的人，这样的考察方法会抹煞不同年龄的人不同的社会经济含义。事实上，不同年龄的人具有不同的社会经济特征，是“异质”的人。中国目前约有1.2亿老年人口和3.2亿未成年人口，从数量上看，同作为消费人口的老年人口和未成年人口，二者的负担孰轻孰重，一目了然。但如果我们考虑到这两个不同年龄组的不同的社会经济特征，我们就会发现，老年人口和未成年人口并不是简单的1:3的关系，中国赡养其目前的1亿老年人口也并不一定比抚养其?骋谖闯赡耆丝诩虻R虼耍疾炷炅浣峁沟谋浠肷缁峋梅⒄怪涞墓叵凳且恢指畈愦蔚难芯浚崾刮颐悄芨既返匕盐杖丝诒涠蜕缁峋梅⒄怪涞墓叵怠?nbsp;世界及中国人口年龄结构正在老化的事实，要求人口学界、经济学界和社会学界对人口老化的原因、过程、特征、社会经济后果进行分析研究，并在扎实的理论研究的基础上，寻求解决人口老化所带来的后果问题的对策。国外对人口老化问题的大量研究始于第二次世界大战以后。1956年，联合国出版的《人口老化及其社会经济后果》总结了以往对人口老化问题研究的成果，标志着对人口老化问题的研究进入了一个新的时期。此后，由于西方国家人口老化问题日益严重，加之人口理论的发展和研究方法的进步，使人口老化问题的研究不断深入，有关人口老化问题的文献也在不断地丰富。同国外关于人口老化的研究相比，中国在这方面的研究起步更晚，这主要是因为中国人口学研究的复兴是从70年代末期才开始，当时中国的人口年龄结构才刚刚进入成年型，人们关注的重点不在人口老化上，即人口老化问题不是人口学领域优先考虑的课题。只是随着中国人口学研究的深入发展和人口老化速度加快的客观事实才使越来越多的学者开始关心人口老化问题。

近几年来，中国很多部门和机构对人口老化问题进行了一些研究，积累了一批文献和数据。然而，当我们仔细回顾这些数据和文献后，我们会发现，对中国人口老化问题的研究目前多偏重于考察人口老化的人口学效应和社会学效应，也就是说对中国人口老化的现状、特征、原因、过程，以及人口老化的人口学和社会学的后果的论述较多。但弱点是，对现实情况的描述多，而理论上的创新少。

随着中国人口年龄结构老化这一不可避免的客观现实的到来，对人口老化与社会经济发展之间的关系的研究已经迫在眉睫，搞清这种关系对于制定中国下一世纪的社会经济发展战略具有非常重要的意义。对正处在社会主义市场经济建设阶段的中国来说，正确认识中国人口老化发生的原因、运动的过程、发展的趋势以及将会产生的社会经济后果至关重要。中国在制定下一世纪的产业政策、分配政策、交换政策、消费政策和社会保障政策时，必须考虑到未来中国人口老化的客观事实。只有这样，才能使中国的社会经济全面、稳定、协调、健康地发展。

二、几个基本概念的界定

（一）老年人、未成年人和成年人的年龄界线

“老年人”是指达到或超过老年年龄界线的人，这里的关键在于老年年龄界线，因为确定这一界线是统计老年人口的前提条件。在不同的时期、不同的国家或地区对老年年龄界线的定义是不同的。1900年桑巴德在其《人口年龄分类和死亡率研究》一书中将人口按年龄划分成不同的类型，实际上，他是将50岁作为老年年龄的下线；1956年，联合国发表的《人口老化及其社会经济后果》中将65岁定义为老年年龄的下线；而1982年在维也纳召开的“世界老龄问题大会”又将老年年龄界线定义为60岁。国际上之所以将老年年龄界线从1956年的65岁增改为60岁，这是因为1956年联合国发表的报告主要是针对发达国家出现的人口老化问题，而当时发展中国家还谈不上人口老化问题，将65岁定义为老年年龄界线是根据当时发达国家人均预期寿命的情况而设定的。而到了80年代初，人口老化已经不仅是发达国家的问题，发展中国家同样面临人口老化问题，而发展中国家的人均预期寿命比发达国家的人均预期寿命低得多。因此，考虑到全世界的人均预期寿命的情况，将老年年龄的界线定义为60岁。随着社会经济水平的发展和人们预期寿命的不断延长，老年年龄的标准应是不断变化的。一般说来，发达国家老年年龄的起点应高于发展中国家老年年龄的起点。中国属于发展中国家，尽管人均预期寿命高于发展中国家的平均水平，但还是比发达国家的人均预期寿命水平低很多，因此，将60岁作为中国老年年龄的界线是合理的选择。

不同的时期和不同的国家或地区，对未成年人的年龄界线也是不同的，界线范围在15～20岁不等。一般说来，发达国家未成年人的年龄界线高于发展中国家未成年人的年龄界线。国际上一般将15岁定义为未成年人界线，即0～14岁的人口均为未成年人口。

在给出老年人和未成年人的年龄界线后，我们就很容易确定成年人的年龄界线了，即成年人的年龄界线是15～59岁。（二）人口年龄结构的年轻型、成年型和老年型的划分

同老年人、未成年人和成年人的年龄界线的定义一样，人口年龄结构类型的划分也是因时期和地区而有所不同的。1956年，在联合国发表的《人口老化及其社会经济后果》中，将人口年龄结构的类型划分如下：

年轻型成年型老年型65岁及以上

老年人口的比例4％以下4%～7％7％以上

而后，随着世界人口特别是发达国家人口的进一步老化，国外又提出一些新的划分方法。例如，1975年美国人口咨询局的划分方法如下：

年龄结构类型年轻型成年型老年型0～14岁人口40％以上30%～40％30％以下

65岁及以上人口5％以下5%～10％10％以上

老少比15％以下15%～30％30％以上

年龄中位数20岁以下20～30岁30岁以上

而1982年在维也纳召开的“世界老龄问题大会”将老年年龄界线定义为60岁后，各国又采用了如下的划分方法：

年轻型成年型老年型

60岁及60岁以

上老年人口的比例5％以下5-10％10％以上

对人口年龄结构的年轻型、成年型和老年型的划分是主观的，而不是客观的。随着社会经济水平的发展和人们预期寿命的不断延长，特别是随着老年年龄标准的不断变化，对人口年龄结构类型的划分也是要相应改变的。一般说来，对老年型人口的定义通常以60及60岁以上老年人口的比例在10%以上，或65岁及以上老年人口的比例在7%以上的人口称为老年型人口。（三）人口老化和人口老化问题

对一个国家或地区的人口来说，由于人口的出生、死亡和迁移等多种因素的作用，人口的年龄结构是在不断变化的，即未成年人口、成年人口和老年人口在总人口中的比例构成是不断变化的。在总人口中，如果老年人口的比例不断提高，而其他年龄组人口的比例不断下降，我们就称这一动态过程为人口老化；反之，如果老年人口的比例不断下降，而其他年龄组人口的比例不断上升，我们就称这一动态过程为人口年轻化。对一个国家或地区来说，人口可能出现老化，也可能出现年轻化，人口的老化与年轻化是可逆的；而对个人来说，从他或她一出生就开始进入了老化的过程，这是不可逆的。人口老化问题是指在总人口中，老年人口的比例不断提高，而其他年龄组人口的比例不断下降的动态过程给社会经济带来的调整问题。由于在人口老化的过程中，各个年龄组的人口都在发生变动，所以人口老化问题不仅有老年人口给社会经济带来的调整问题，而且有成年人和未成年人给社会经济带来的调整问题，而老年人口问题是指老年人口这一特殊的群体给社会经济带来的问题。一个国家或地区的人口不论是老龄化还是年轻化，都会存在老年人口问题，即存在老年人口问题不一定存在人口老化问题，而存在人口老化问题则一定存在老年人口问题。 三、关于人口老化研究的主要观点综述

国外早期对于人口老化问题的研究多数是对老年人口特征的探讨，主要是回答老年人口面临的实际问题。然而，对实际问题的研究离不开一些基本的理论假设。不同的学者在特定的条件下提出不同的理论假设，而这些理论假设又为后人所演变发展，进而形成了一些人口老化理论。国外对人口老化问题的大量研究始于第二次世界大战以后。1956年，联合国出版的《人口老化及其社会经济后果》总结了以往对人口老化问题研究的成果，标志着对人口老化问题的研究进入了一个新的时期。此后，由于西方国家人口老化问题日益严重，加之人口理论的发展和研究方法的进步，使人口老化问题的研究不断深入，人口老化问题的文献也在不断地丰富。1969年，在二十四届联大上，马耳他率先提出了老龄问题，呼吁国际社会和各国政府关注老年人口迅速增长的趋势及随之出现的一些问题。

国外关于人口老化问题的研究和老年事业的经验为研究中国人口老化问题提供了借鉴的成果。但中国的人口有其自己的特殊性，中国人口老化问题的背景既有别于其他的发展中国家，更与发达国家的情况不同。因此，国外的经验虽然可以借鉴，但终究难以适应中国的国情。我们的问题要靠我们自己去解决，中国人口老化的科学研究要靠我们自己去探索。

1982年，在奥地利维也纳召开的老龄问题世界大会揭开了中国的老年事业的序幕。随着中国人口学研究的深入发展和人口老化速度加起快的客观事实使越来越多的学者开始关心人口老化问题。近些年来，中国相关部门和机构对人口老化问题进行了一些研究，积累了一批文献和数据。其中比较有代表性的著作有北京大学人口所张纯元主编的《中国老年人口研究》、中国社会科学院人口所田雪原等主编的《中国老年人口》、《中国老年人口经济》、《中国老年人口社会》、吉林大学人口研究所曲海波的《中国人口老龄化问题研究》、武汉大学人口所徐云鹏等主编的《人口老化和老年人口问题研究》、中国社会科学院经济所熊必俊主编的《老年学与老龄问题》、中国人民大学杜鹏的《中国人口老龄化过程研究》、中国人口信息研究中心于学军的《中国人口老化的经济学研究》，复旦大学王爱珠的《老年经济学》，天津学者的《1988年中国九大城市老年人状况抽样调查》和上海学者的《上海农村养老保险制度改革》等。这些著作从不同的角度对中国人口老化问题进行了全面的研究。此外，大量的有关调查数据为人口老化问题的研究提供了准确的依据，如中国社会科学人口所组织的“中国1987年60岁以上老年人口抽样调查资料”、1992年中国老龄科学研究中心组织的“中国老年人供养体系调查数据”等。所有这些文献和数据都为进一步研究中国人口老化问题打下了良好的基础。

（一）关于下世纪上半叶中国人口老化趋势的预测

人口老化的理论和实际证明，人口老化的速度和程度主要取决于人口的生育水平和死亡水平，但在人口老化的不同阶段，生育水平和死亡水平对人口老化的作用是不同的。在人口老化的前期，生育水平占主导作用；而在人口老化的后期，死亡水平占主导作用。无论如何，生育水平和死亡水平是人口预测的两个最重要的参数。基于中国70年代和80年代生育水平下降的趋势，当初人们在进行人口预测时，普遍倾向于中国人口生育水平会急速下降的乐观估计，估计到2000年，中国的总和生育率会下降到1.8，甚至于1.5的低水平。很普遍的一种预测方案的参数假定是：总和生育率从1981年的2.63到2000年的1.8，随后不变直到2050年；人口平均出生预期寿命从1981年的67.88岁上升到2050年的80.20岁。事实上，近年来，中国的生育率并未沿70年代末的趋势继续大幅度地下降，而是在80年代出现了波动徘徊的局面。1980年中国的总和生育率曾下降到2.24的较低水平，而后回升到1982年的2.86的较高水平；1985年再度下降到2.20，1987年又回升到2.59；1987年以后至今，总和生育率的下降的速度较快。对国家计生委规统司1992年10月进行的“38万人口抽样调查”的结果，国内外争议较大，大多数人认为此结果偏低，极少数人则认为实际的结果可能会?汀H嗣嵌阅壳白芎蜕实乃街谒捣诅。偷牡偷?.3左右，高的高到2.3左右。因此，无论是学术界还是实际工作部门对此莫衷一是，无所适从，给人口规划和社会经济发展计划工作造成了一定的困难，也造成了学术界的混乱。

表1各种中国人口预测方案的平均出生预期寿命的参数比较________________________________________________

预测单位或个人平均出生预期寿命

________________________________________________

(1)联合国(中方案)1990～1995=70.0

2010～2015=73.5

2020～2025=75.0

(2)世界银行1980～2005=69.4

2005～2030=74.1

2030～2055=78.3

(3)宋健等1980～1985=68.9

2030～2035=76.3

(4)七一0所1982=68.0

2100=81.0

男70.5(5)曾毅(中方案死亡率)2000=│

女74.0

男77.4

2050=│

女80.3

(6)王慧炯等2000=80.0

男69.0(7)杜鹏(高方案死亡率)2000=│

女72.4

男73.2

2030=│

女77.0

男69.4(8)于学军（中方案死亡率)2000=│

女72.5

男76.7

2050=│

女80.0

________________________________________________

资料来源:(1)UnitedNations,"WorldPopulationProspects,1950～2025",version1990.

(2)世界银行，《1984年世界人口预测》。

(3)宋健等，《人口预测和人口控制》，人民出版社，1982年。

(4)《人民日报》，1986年7月30日。

(5)曾毅，1994年。

(6)王慧炯，杨光辉，1984年，《迈向2000年的中国经济》，气象出版社，北京。

(7)杜鹏，1994年，《中国人口老龄化过程研究》，中国人民大学出版社，北京。

(8)于学军，1995年，《中国人口老化的经济学研究》，中国人口出版社，北京。

综合考察国家计生委规统司1992年10月作的“38万人口抽样调查”的结果和1993年国家计生委对河北、湖北等地的抽查结果（见“当前计划生育工作中的喜与忧：由几则信息引发的思考”，国家计划生育委员会办公厅，《计划生育情况》增刊（9）期）以及国家统计局1990～1998年人口变动抽样调查数据的结果，我们认为，目前中国的总和生育率在1.9左右是合理的估计。就中国的全国平均水平而言，中国的生育率水平不大可能降低并长期保持在西班牙、西德，甚至日本现在这样低的生育率水平。因为即使像美国这样发达的国家，其育龄妇女的总和生育率仍然为2.1，而且一个国家或地区的总和生育率长期处在一个较低的水平上同样会带来许多问题。这一点，我们可以从发达国家的经验教训中得到一定的启示。比如，人口老化程度过高，劳动力短缺，社会保障负担过重等问题。因此，2020年倘若中国的总和生育率果真能低到1.5的低水平，政府则应采取干预政策，抑制总和生育率的进一步下降。

1973～1975年“全国人口三年肿瘤死亡回顾调查”资料表明：当时中国的男性的平均出生预期寿命为63.6岁，女性为66.3岁（中国计划生育年鉴1993）。1982年中国第三次人口普查时，中国男性的平均出生预期寿命为66.4岁，女性为69.4岁，男女合计为67.9岁（姚新武，尹华1994）。1985年，国家统计局人口抽样调查资料则表明，当时中国人口平均出生预期寿为68.9岁，其中男性为67.0岁，女性为71．0岁（中国计划生育年鉴1993）。1998年，中国人口平均出生预期寿命上升到71岁，其中男性为69岁，女性为73岁。目前，中国的平均出生预期寿命已经远远超过了世界和发展中国家的平均水平，但与发达国家相比，中国的平均出生预期寿命尚有一定的差距。1998年，世界人口平均出生预期寿命为66岁，其中男性为64岁，女性为68岁。不包括中国在内的发展中国家的人口平均出生预期寿命为61岁，其中男性为59岁，女性为62岁；而发达国家人口平均出生预期寿命为75岁，其中男性为71岁，女性为79岁（PRB1994）。

从1973～1975年到1982年，中国的平均出生预期寿命提高了近3岁，平均每年提高近0.5岁。从1982年到1985年的3年间，中国的平均出生预期寿命提高了1岁，平均每年提高0.33岁左右。而从1985年到1998年的13年间，中国的平均出生预期寿命提高了2岁多，平均每年提高近0.16岁。毫无疑问，随着中国社会经济发展水平的提高，特别是卫生和营养保健状况的不断改善，中国的平均出生预期寿命还会有所提高。但是，平均出生预期寿命的提高的速度是“边际递减”的，即当平均出生预期寿命较低时，一定的社会经济条件的改善会使平均出生预期寿命有较大幅度的提高。而当平均出生预期寿命较高时，相似的社会经济条件只能使平均出生预期寿命有相对较小幅度的提高，在达到一定阶段后，平均出生预期寿命甚至可能出现停滞不前的状态。中国人口的平均出生预期寿命的提高的历程证明了这一点：从每年提高0.5岁下降到每年提高0.33岁，进而又下降到每年提高0.16岁。

需要注意的是，尽管中国人口的人均出生预期寿命会逐渐提高，但随着人口年龄结构的老化，人口粗死亡率会逐渐提高，每年老年人口死亡的绝对数会逐渐增多。目前，中国每年60岁及以上老年人口死亡人数为550万左右，而到2030年，这一数字将上升为1130万左右（世界银行1993）。

表2是中外单位或个人对中国下一世纪前半期老年人口规模的预测结果。

表2中外单位或个人对中国下一世纪前半期老年人口规模的预测单位：亿

预测单位或个人2000年2025年2050年

_____________________________________

60+65+60+65+60+65+

(1)联合国(中方案)1.270.852.701.85----

(2)世界银行1.370.953.202.103.612.91

(3)中国老龄委员会1.320.922.731.883.3～4.22.84

(4)宋健等--0.94--2.21--4.05

(5)杜鹏(方案一)1.280.872.801.834.123.07

(6)于学军1.290.882.731.883.842.90___________________________________________________________________资料来源:(1)UnitedNations,"WorldPopulationProspects,1950-2025",version1990.

(2)世界银行，《1984年世界人口预测》。

(3)中国老龄委，《中国老年人口发展预测》，1986年全国老年学术讨论会参考材料之二。

(4)宋健等，《人口预测和人口控制》，人民出版社，1982年.

(5)杜鹏，1994年，《中国人口老龄化过程研究》，中国人民大学出版社，北京。

(6)于学军，1995年,《中国人口老化的经济学研究》，中国人口出版社，北京。

从表2我们可以看到：中外单位或学者对中国未来老年人口数量的规模的发展预测是非常接近的。这主要是因为中国下世纪前半期老年人口数量的规模的发展取决于现存人口的死亡率和预期寿命，而与今后出生的人口数量没有关系。在上述的各种预测中，联合国的预测略低一些，而在宋健等人的《人口预测和人口控制》中，对下世纪老年人的预测又相对较高，但无论如何，从以上的各种预测结果中，我们可以作这样的判断，即到2000年，中国60岁及以上的老年人口将达到1.3亿左右，65岁及以上的老年人口将达到0.9亿左右。

需要说明的是，预测毕竟是预测，任何自认为是以合情合理的假设条件为依据的预测都难以断言其所预测的内容会成为现实。对发展中的中国来说尤其如此，正如我们所看到的，中国经济的发展和人口的变动受政府政策的影响较大，我们不能肯定中国政府在某个时刻不会改变其经济政策和人口政策。倘若如此，结果会迥然不同。更重要的是，中国目前尚缺乏权威、精确的人口和经济方面的统计数据，这为我们的预测在一开始就造成了障碍。因此，我们的预测大致只能说明一般的趋势，而不能将其视为对未来的客观描述。（二）对人口老化问题研究主要观点

中国人民大学邬沧萍认为，从中国人口老龄化的特点看，中国人口老龄化是在经济不发达的背景下发生的，中国未来人口老龄化的发展并非名列世界前茅。中国老年人口有40年的高速增长期，人口老龄化速度将超过一些发达国家。中国人口转变快，但人口增长尚未得到完全控制，中国人口老龄化进程受人口政策的影响甚大。经过多年的潜心研究，邬沧萍提出的最新观点是：中国的人口老龄化问题主要是老年人口的数量问题，而非老年人口在总人口的比例高低，因为无论比例多高或多低都是相对的，而数量是绝对的。据此，他指出，人们要从新的视角审视计划生育在老龄化过程中的作用。中国社会科学院田雪原认为老年人口学研究的重点在于老年人口变动，而老年人口变动同人口年龄结构老龄化紧紧连在一起。在对中国人口老龄化的原因和过程进行分析之后，他认为中国人口老龄化的特点表现在：一是人口老龄化的速度比较快，达到的水平比较高；二是老龄化发展在时间上具有阶段和累进的性质；三是老龄化在空间分布上不平衡。北京大学袁方对中国人口老龄化过程中老年人在家庭和社会中的地位和作用进行了深入研究。认为人口老龄化将对社会经济发展产生重大影响，解决中国老龄问题要依靠国家、社会、集体和家庭相结合的方式。

中国老龄科学研究中心徐勤认为人口转变速度将决定人口老龄化强度。人口转变是人类历史发展的客观必然，任何人口随着社会的发展或迟或早总要发生，只是由于各人口出生率和死亡率的变化速度不同，导致人口转变的速度不同，从而人口老龄化的强度也不同。一些发展中国家比发达国家人口转变速度快得多，因而在人口转变的后期将出现老年人口比重急剧增长的时期。中国人民大学乔晓春通过对人口老化模型研究认为，在分析人口老化影响因素时不能只看到出生率、死亡率，而看不到现实人口年龄结构对人口老化的巨大作用。从现实看，年龄结构对人口老化的作用可能比出生率和死亡率的作用还要大（虽然历史上年龄结构最终也是由出生率和死亡率决定的）。过去往往只重视出生率、死亡率对人口老化的影响，而忽视了现实存在着的年龄结构的作用。

史菁的研究认为，运用稳定人口模型研究中国人口老龄化过程是不恰当的，因为中国人口处于急剧转变之中。以往根据稳定人口理论分析得出的结论是：死亡率在人口老龄化过程中对老年人口比例的增长的作用是不重要的，可以忽略，在人口老化过程中起主要作用的是生育率的下降。然而通过对9个方案人口动态模似的结果分析，史菁却得到了这样的结论：死亡率下降的影响是不可忽略的，它的作用与生育率下降的作用同样重要。由于生育率的下降并不是促使人口老化的唯一因素，中国的人口老化不能简单地归因于计划生育政策。

曲海波以中国1964年人口年龄结构为基础，运用人口预测方法对中国人口老龄化的影响因素进行了分析，结论是生育率的下降是中国人口老龄化的根本原因，死亡率下降并没有使中国人口老龄化，反而使其年轻化。他还认为人口年龄结构发展的惯性也是年龄结构变化的一个原因。

杜鹏在《中国人口老龄化过程研究》一书中认为，对中国人口老龄化过程进一步研究的必要性和可能性表现在：（1）对中国人口老龄化的发展过程重新加以认识，这对认识中国人口老龄化的趋势和特点以及制定今后的人口政策、社会福利制度等都有着重要的意义。1990年第四次人口普查的数据资料为这方面的深入研究提供了可能性，它除了能使我们分析过去40年中国人口年龄结构的变化之外，以1990年人口数据为基础所作的人口预测也使我们得以对未来的人口老龄化趋势重新进行估计。（2）中国人口年龄结构变化和人口老龄化的主要影响因素是生育率、死亡率和年龄结构，但是这些因素在过去40年的人口发展中各起了多大作用还没有从数量上加以全面分析；这些因素在不同时期的作用是否一样？差异有多大？这些问题都有待进行量化分析才能回答。我们可以利用第四次人口普查数据用比较预测方法对过去40年和未来40年的人口年龄结构变动影响因素进行比较分析来回答上述问题。（3）在人口老龄化过程中，老年人口本身也在不断地更替，新进入老年人口的队伍逐渐取代了原有的老年人口。因此，即使在两个不同时期老年人口占总人口的比例并未改变，甚至老年人口数也一样的情况下，都不能避免老年人口自身的更替。由于这种更替的存在?丝诶狭浠讨欣夏耆丝诘奶氐慵坝纱瞬亩陨缁峋玫挠跋於蓟嵊兴浠馐侨丝诶狭浠讨幸酝幢还惴喝鲜兜牧硪桓鲋匾矫妗U饫锝擞玫谌⑺拇稳丝谄詹槭荻灾泄夏耆丝诘母婀婺：透媛式蟹治觥＃?）人口老龄化过程并不只是总人口的老龄化过程，在这一过程中，老年人口自身也在不断老龄化。对这一特点的了解是随着老年人口的迅速增加和人口老龄化程度的加剧而出现的，但还未被广泛认识（杜鹏1994）。

于学军认为，无论采取那种方案对中国未来的人口发展趋势进行预测，都会得出一个共同的结论：中国在下个世纪将面临人口老化的巨大挑战。面对下一世纪人口年龄结构老化的挑战，我们既不能采取不承认的态度，视而不见或有意回避，也不能一提人口年龄结构老化就“谈虎色变”，盲目悲观，凡是不尊重客观规律的态度都是不可取的。我们应以科学的态度对待人口年龄结构老化问题，以积极的态度迎接人口年龄结构老化的挑战，积极采取对策，充分利用人口老化前期总抚养比较低的有利形势，大力发展社会经济，建立起完善的社会保障制度。同时，我们又要认真研究人口年龄结构老化的消极后果，尽量避免或减缓人口年龄结构老化对中国社会经济的消极影响。因此，从战略的高度认识中国的人口年龄结构老化问题，从宏观上看清人口年龄结构老化的趋势，及早地制定人口发展和经济发展相协调的总体战略规划，统筹兼顾，综合治理十分必要。特别要注意的是，各个年龄组的人口群体是抚养和被抚养的关系，所以，在考察人口老化的过程和解决老年人口问题时，要全面系统地考察整个人口年龄结构的变化趋势。老年人口是整个人口的一部分，老年人口的比例变化必然引起其他年龄组人口的变化。因此，老年人口不是孤立的群体，必须与未成年人口和劳动力人口联系起来进行综合考察。在制定政策时，要考虑到不同年龄组人口群体的不同需求和作用（于学军，1995年）。

以上列举了部分对中国人口老龄化问题进行研究分析的代表性文献，这些研究对认识中国人口老龄化的影响因素和在分析中所要注意的问题都有重要的发现和建议，为以后的中国人口老龄化过程研究奠定了基础。但是由于中国人口老龄化还处于起步阶段，对其过程及影响的认识需要有一个不断深化的过程；此外，人口发展往往并不能按已有的人口预测的方式变化，随着新的人口数据的取得和人口老龄化分析技术的发展，使我们有可能对中国人口老龄化的过程和特点重新进行认识，对人口老龄化的影响因素进行量化分析，从而在已有研究成果的基础上进一步深入研究。（三）人口老化对社会经济的积极影响和消极影响始于60年代中后期的中国人口老化过程，是人口转变过程中的必然产物。如上所述，人们之所以关心中国人口老化的过程，是因为会产生所谓的人口老化问题，而人口老化是会否构成人口老化问题，以及人口老化给社会经济的发展带来的影响是积极的还是消极的，可能是人们最为关心的。在过去的20多年中，中国的学者从不同角度对人口老化可能产生的影响进行了深入的研究，并产生了一些学术上的争鸣，其中比较有代表性的是中国人口信息研究中心的马赢通和中国人民大学人口研究所的乔晓春之间的交流。

马赢通（1987）指出，多年来，人口老化被作为社会经济发展中的消极因素来论述，研究的重点是探求人口老化的对策。这无论对认识未来人口与社会经济发展的前景，还是对深入开展计划生育，控制人口增长都是不利的。他认为，从各方面的相关分析看，人口老化是好事而决不是坏事。人口老化是人口发展的必经阶段，主观上抗拒是无济于事的，人们在其面前的选择，不存在任何形式的超脱。只有按规律办事，促进其发展，才能促进社会经济的发展。马赢通指出，如果不实行计划生育，必然形成少儿人口远大于现时少儿人口和老年人口同时上升的“两头沉”的现象，而人口老化过程起到了减轻一头负担的作用。因此，只有通过计划生育降低生育水平，加速人口老化，才能促进社会经济发展，这无论在理论上还是实践上都将有利于中国四化建设的全局。

乔晓春（1988）不同意马赢通的上述观点。他指出，人口老化并不是指老年人口数量的增加。老年人口数量的增加与近年来的计划生育没有关系，但人口老化系数的变化与计划生育确实有关系。这一点是任何人也回避不了的。他认为，人口老化、计划生育、社会经济发展之间的关系是：出生人口数量减少及老年人口数量增加会导致人口老化；由于作为人口老化系数分子的老年人口数量是相对确定值，而出生人口为未定值，控制人口增长只能使出生人口减少，从而加速人口老化；计划生育有利于社会经济发展，虽然人口老化也是由于计划生育引起的，但从逻辑关系上看，不能直接推出加速人口老化会促进社会经济发展。乔晓春进一步指出，出生人口的减少直接促进了社会经济发展，同时也导致了人口老化，但由此并不能引出人口老化与社会经济发展之间的直接关系，人口老化与促进社会经济发展之间没有直接的和必然的联系。

马赢通和乔晓春之间的学术交流是在“百花齐放，百家争鸣“方针下的讨论，既交流了学术思想，也深化了学术研究。笔者认为，马赢通和乔晓春分别从不同的角度，探讨了既有区别、又有联系的两个问题：老年人口问题和人口老化问题。他们之间的辩论没有使用同一个概念和标准，讨论的结果自然不会达成共识。

在随后的十多年间，中国的学者没有间断对这一问题的探讨。田雪原（1987）认为，中国人口从属年龄比的大幅度降低，为国民经济发展提供了人口方面的有利条件，未来二、三十年是人口年龄结构变动的“黄金时代”，总的来说利大于弊。曲海波（1988）指出，人口老化是社会经济发展的产物。反过来，人口老化又对社会经济的运行产生相应的影响。人口既是生产者又是消费者，人口作为生产者是有条件的，而作为消费者是无条件的。人口老化是人口年龄结构变化的一种表现形式，必然涉及经济发展的各个方面，从而使社会经济的各个领域发生这样或那样的变化。于学军在《中国人口老化的经济学研究》（1995）一书中认为，伴随中国人口转变过程中出现的人口老化是必然的，但是人口老化是否构成人口老化问题，以至于整个国家的人口问题要看它的发展程度和速度是否对社会经济的发展造成影响而定。因此，人口老化给社会经济的发展带来的影响是积极的还是消极的，要区分不同的阶段来看。从长期的趋势上看，中国的人口老化给社会经济的发展带来的消极影响多于积极的影响。但如果分阶段看这一问题的话，我们会发现，中国的人口老化问题大致以下世纪20年代为过渡期，在此之前，由于人口年龄结构的变动会给中国的社会经济发展提供许多有利的条件，这一阶段是利大于弊；而在此之后，由于人口老化速度加快，程度加深，许多“利”将逐渐转化为“弊”，这一阶段是弊大于利。需要说明的是，利与弊不是绝对的，在一定条件下，利与弊是可以互相转化的。只要我们能利用这二、三十年的有利时机，在大力发展国民经济的同时，注意人口老化的动向，采取相应的对策，及时调整社会经济结构，建立和完善社会保障制度，我们就可能将人口老化给社会经济发展的消极影响限制在最小的范围内。

四、未来中国人口老化的研究

我们对中国人口老化原因和过程的研究已经比较充分了。过去，我们的研究主要以宏观为主，视野主要局限于人口学和社会学领域；今后，我们应进行一些微观的理论研究和实证研究，并将我们的视野放远于更多的交叉学科之中。我们应将人口老化问题提高到可持续发展的战略高度，从多角度审视人口老化问题。我们都预感到人口老化会对中国的社会关系、经济发展、文化传统、价值观念、道德规范等各方面产生影响，人们想知道这些影响是什么？为什么会产生这些影响？在这些影响中，哪些是积极的，哪些是消极的？如何引导积极的影响而减缓消极的影响？只有把这些问题说清楚，让人们意识到人口老化问题不仅是老年人口问题，而是与每一个人都息息相关的问题时，人们才会关注和重视人口老化问题。

在进行人口老化问题研究时，我们应该借鉴发达国家或地区的研究成果，因为他们已经进入老龄化社会几十年甚至几百年，为解决老龄化问题进行了大量的研究和探索，有严格的理论基础和丰富的实践经验。理解和掌握这些理论和经验会使我们少走弯路，节省很多时间。但遗憾的是，对他们成熟的理论和经验，我们知道的还很少。

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篇(4)

[论文关键词]图书馆员 工作满意度　快乐指数 组织承诺

本文以特殊群体——图书馆从业人员为研究对象，综合探测影响其工作满意度的各种主客观因素，并试图建立可以预测其工作满意度的回归方程，从而为图书馆员工作满意度的界定和测量提供科学的工具。

1研究设计、回归模型结构及方法

1．1研究设计

图书馆员工作满意度受多方面因素影响，这些因素既应包括图书馆员基本的个体特征，如工作时间、收入水平等，又受到每个图书馆员对生活和工作的基本态度的影响，因此，表征其生活态度的主观幸福感与表征其离职倾向的组织承诺可能对图书馆员工作满意度有重要作用。基于此，本研究试图将这些影响因素统一纳入对工作满意度的影响模型中，并从中筛选出那些能够对图书馆员工作满意度起独立显著作用的因子。

1．2模型结构

在本研究的回归模型中，包括了以下四类信息：

(1)图书馆员工作满意度信息：从6个子维度对图书馆员工作满意度信息进行收集与评估，最后加权得出一个工作满意度总指数，作为本研究希望考察的因变量。

(2)图书馆员基本人口学信息，包括：性别、年龄、职称、职务、学历、进馆年限、图书馆类型、工作地区、之前是否从事其他行业以及月收入。

(3)图书馆员快乐指数信息：从成长发展体验、心态平衡体验、自我接受体验、目标价值体验、身体健康体验、社会信心体验、家庭氛围体验和知足充裕体验8个子维度对图书馆员快乐指数进行评估。

(4)图书馆员组织承诺信息：从情感承诺、继续承诺、规范承诺3个子维度评估图书馆员对图书馆行业及其所在馆的忠诚度与离职意愿，个体对组织的忠诚度越高，则其离职意愿越低。

1．3研究方法

采用spss13．0，将收集到的数据进行归类整理，然后采用强迫入选法，将人口学信息、快乐指数及组织承诺分为三类变量，纳入多元线性回归方程。其中由于人口学变量为定类或定序变量，均以虚拟变量方式纳入多元回归过程。

2结果分析

2．1极端个案筛选

第一次强迫入选法共纳入42个自变量，其中虚拟变量31个；从三组变量中筛选出16个beta系数达到显著性水平的自变量，强迫入选进第二次回归方程，得到11个beta系数达到显著性水平的自变量；采用强迫人选法进行第三次回归，l1个自变量的beta系数均满足了显著性水平。最后纳入回归方程的自变量依次是：人口学变量——职称馆员、月薪一千元以下；快乐指数——成长发展体验、心态平衡体验、自我接受体验、目标价值体验、社会信心体验、家庭氛围体验和知足充裕体验；组织承诺——情感承诺、继续承诺。

由于回归散点图显示存在明显偏离的特异数据，故以残差大于3个标准差为标准，选出5个特异个案(见表1)，不纳入最终回归统计。

2．2模型分析

对删除特异个案的数据进行回归分析，得到的11个自变量同上。

图为回归方程标准化误差的频数直方图，从图中可以看出，误差频数分布基本符合正态曲线，满足多元回归模型的误差正态分布假设。

表2为拟和过程表。其中数据说明，最终模型是因变量与自变量之间的复相关系数R一0．749，反映了因变量与自变量之间具有比较明显的线性关系。确定系数R—0．561，反映了被选人的自变量作为因变量图书馆员工作满意度的预测因子具有较高的解释力。由于该模型中样本数为因子数的数十倍，故修正的R2差异很小，可忽略不计。回归估计的标准误差S=0．40980，样本回归效果不错。而且，从第一个模型到最后一个模型的建立过程中，每一次纳入新变量后，F增量都达到显著水平(P

由表3可看出，最终模型回归均方达到18．872残差均方仅为0．168，统计量F一112．372，且达到P

由下页表4可得出回归方程的各个系数，即多元回归方程可表达为：

Y=1．965+0．2O6Xl一0．071X2+0．O72X3+ 0．098X4—0．061X5+0．193X6—0．063X7+0．043X8+0．164X。一0．041Xlo+0．129Xll

(注：其中：1．965为常数项；X1为情感承诺实际得分；X2为继续承诺实际得分；X3与X4为虚拟变量，0、1两点计分，满足条件者记1分，不满足条件者记0分，X3为职称是馆员，X4为月收入一千元以下；X5为成长发展体验实际得分；X6为心态平衡体验实际得分；X7为自我接受体验；X8为目标价值体验；X9为社会信心体验；X10为家庭氛围体验；X11为知足充裕体验。)

模型回归系数表明，根据标准化系数值，可以看出以上11个因素对图书馆员工作满意度的影响，这些影响因素按从大到小的顺序排列分别是：心态平衡体验(0．354)、情感承诺(0．316)、社会信心体验(0．246)、知足充裕体验(0．192)、继续承诺(-0．117)、自我接受体验(一0．081)、成长发展体验(-0．079)、目标价值体验(0．078)、职称馆员(0．058)、家庭氛围体验(-0．057)、月收人一千元以下(0．050)。标准化系数值大于0．15的有四个因素：心态平衡体验、情感承诺、社会信心体验、知足充裕体验，说明这四个因素对图书馆员工作满意度影响最为显著，它们的变化带来工作满意度较大范围的波动，也就是说，这四个因素是图书馆员工作满意度高低的关键因素。

在进人方程的各因子中，情感承诺与快乐指数的心态平衡体验、目标价值体验、社会信心体验及知足充裕体验共5个因子与图书馆员工作满意度成正比关系。而组织承诺中继续承诺因子，快乐指数中成长发展体验、自我接受体验与家庭氛围体验共4个因子却与图书馆员工作满意度成反比，在控制其它变量的条件下，它们的增高反而会带来工作满意度的降低。两个人口学变量作用力基本相当，满足职称为馆员或满足月收人一千元以下都会降低个体对本职工作的满意度水平。

容限度为多重共线性检验指标之一，表示各个自变量能够提供的独立信息与自身方差的比例，一般0．1为常规底限；方差膨胀因子为容限度的倒数，是多重共线性检验的另一指标，一般以10(倍)为上限。上表中的此两类数据都在可接受范围内，显示回归方程不存在明显的共线性问题。

此外，从各自变量偏误差散点图看出，各自变量分别与因变量满足线性关系、均方差性，且基本没有特异值存在(图略)。

3结果讨论与建议

3．1图书馆员工作满意度方程意义解释

通过多元回归分析，我们最终建立起了以图书馆员工作满意度为因变量，以11个涉及快乐指数、组织承诺及人口学信息的因子为自变量的多元回归方程。由于为回归准备的人口学变量池所含因子较为丰富，所以该方程能很好地表征各类型图书馆员的对本职工作的主观满意程度。现举例说明：

随机抽取id编号为119的个案，该图书馆员情感承诺、继续承诺、成长发展体验、心态平衡体验、自我接受体验、目标价值体验、社会信心体验、家庭氛围体验、知足充裕体验得分分别为：4．O0、3．67、2．O0、3．O0、3．O0、3．O0、2．75、3．67、3．33；且职称为馆员(满足馆员职称，x。计分为1)、月收人2～3千(不满足月收人一千元以下，x计分为0)，那么该图书馆员工作满意度方程就为：

Y一1．965+0．206Xl一0．071X2+0．072X3+0．098X4—0．061X5+0．193X6—0．063X7+0．043X8+0．164X9—0．041Xlo+0．129Xll一1．965+0．206×4．00—0．071×3．67+0．072×1+0．098×0—0．061×2．00+0．193×3．00—0．063×3．00+0．043×3．00+0．164×2．75—0．041×3．67+0．129×3．33—3．72753

此测量分值与他本人在调查问卷中的实际得分3．72956相比，误差为0．05，说明此方程是成立的；再与常模均值3．4877相比，高出约0．242，表示该图书馆员满意度程度中等偏低。

其它人口学因子，包括性别、婚姻、年龄、职务、学历、进馆年限、馆型、工作地区以及是否从事过其它行业共9个因素则不对图书馆员工作满意度起独立线性作用，也就是说，当方程现有自变量受到控制时，男性或者女性、未婚或者已婚、年龄职务及学历高低、进馆年限长短、所在馆型及地区，以及之前是否从事过其它行业的图书馆员的工作满意度没有显著差异。

3．2人口学因子对图书馆员工作满意度的作用

月收人一千以下的图书馆工作人员，占本次调研样本的11．7，他们对工作的满意程度显著低于其他收人人群。月收人从某种意义上是对员工工作状况的即时反馈与激励，较低的月收人，倘若处于一个公平分配的环境之下，就在很大程度上反映了本员工不良工作的情况，而客观的工作表现与主观的工作态度势必存有较大联系，由此亦可从其不良的工作表现间接推知其工作满意程度水平的低下；另一种假设是较低的月收人源自不公平的资源分配制度，则会直接影响工作满意度的子维度，如降低公平满意度、获得满意度等的水平，从而影响工作满意度的总指数。

职称为馆员的占样本总数的41．5，模型显示，庞大的馆员群体较其他群体而言，总的来说，对本职工作更不满意。对于这一点，可从以下方面来考虑：首先，馆员职称本身的特殊性，助理馆员到馆员的晋升要易于馆员到副研究馆员的晋升，这种难度梯次表现在对个人学历、工作年限以及科研成果等各方面的要求上。因而，一方面，助理馆员较之馆员更容易预见到自己下一步的晋升；另一方面，大量图书馆工作人员停留在馆员层级上，彼此问的比较与竞争最为激烈，这大概是馆员身份导致工作满意度水平降低的主要原因。其次，非馆员职称不仅包括助理馆员，还涉及副研究馆员、研究馆员和其他副研究馆员、研究馆员本身所拥有的职称优越感使得其对工作的满意度自然高于馆员群体，而“其他所包含的其他职称系列或非职称系列也拥有馆员群体所不具备的对图书馆工作自我满足的心理优势。

3．3与图书馆员工作满意度成正比的5变量意义

与图书馆员工作满意度成正比关系的因子依次为(括弧内为标准化Beta系数)：心态平衡体验(0．354)、情感承诺(0．316)、社会信心体验(0．246)知足充裕体验(0．192)、目标价值体验(0．078)；结构为：1个组织承诺因子和4个快乐指数因子。情感承诺对工作满意度的影响较大。当一个图书馆员与本职工作和工作环境建立起较强情感纽带时，他的工作满意度水平就会相应增高。这就是说当图书馆工作能给员工带来强烈的成就感和使命感时，员工对工作的满意度水平就会显著提高；或工作的人事环境能很好地满足员工的社交需求，使他们能对该集体产生依赖感和归属感时，个体的工作满意度水平也会大幅提高。

心态平衡、社会信心、知足充裕和目标价值体验同属快乐指数子维度。心态平衡体验是回归方程中作用最大的因子，该因子由反向计分题构成，表示能够坦然接受自己的生活现状，坦然面对自己的生活经历，不怨天尤人，对别人的生活能够持一种平稳心态。其构成及意义与构成工作满意度的各因子中解释力较强的获得满意度非常相近，均表示在面对不公平的逆境时豁达处之的心态。社会信心体验由正向计分题构成，表达对行业发展的信任态度，总的来说，对行业前景越看好的员工，对目前工作就越感满意。与之类似的知足充裕体验和工作满意度子维度解释力最强的公平满意度，也表现出较为匹配的意义和结构，均由正向计分题构成，表示对当下物质条件的合理肯定。目标价值感虽然由反向计分题构成，但却表达了工作满意度中工作价值感的意义，目标价值感高的图书馆员倾向于认为自己的生活充实有意义，这一点表现在工作上，即是认可并喜欢本职工作，愿意享受工作带来的愉悦感和自豪感。

3．4与图书馆员工作满意度成反比关系的4变量

篇(5)

关键词:更年期;信息化;管理;数据库

慢性疾病是老龄化社会主要的健康问题，健康问题是人口老龄化带来的最大社会问题之一。老龄化人群中女性占有较高的比例，我国50岁以上女性已达1.2亿，预计在2030年将增加到2.8亿以上［1］。更年期是女性慢性疾病启动的窗口期，因此，健康管理具有重要的意义。2013年上海户籍人口平均期望寿命82.47岁，而女性期望寿命达到84.79岁。女性绝经后的生命时间增加，以平均绝经年龄51岁估计，女性有1/3的生命在绝经后度过，绝经后妇女的医疗健康保健成为公共卫生的重要内容。与绝经相关的精神障碍、代谢性疾病是导致全球性死亡率、发病率和医疗费用升高的主要原因之一。因此，国家科技部“十一五”规划及上海市中长期行动计划中，都将围绝经期疾病列为重大防治疾病。本研究针对更年期健康及需求的特点，对更年期专病门诊的患者开展了基于信息化的管理模式探索。

1资料与方法

1.1研究对象

选取2011年1月－2015年12月在我院更年期专题门诊就诊的为研究对象，年龄40～60岁。纳入标准:无严重心肝肾等重要脏器疾病者;本市常住人口或能按时随访者;愿意接受研究者。本研究通过医院伦理委员会同意。

1.2管理数据库的构建和信息组成

采用Accese软件构建更年期数据库。更年期数据的信息包括:①人口学特征:年龄、身高、体重、BMI、婚姻状况、职业状况、生育状况、月经状况(初潮和绝经年龄)、经济状况、受教育程度、家族史和既往史、绝经状态等;②专项信息:主要量表、专科检查等;③辅助检查;④治疗方案;⑤随访内容。

1.3数据库管理流程

见图1．1.4管理数据库的功能1.4.1具有完备的信息查询功能只需输入关键词，包括就诊日期、患者姓名、患者健康档案编号等即可查到复诊病人的信息;能够按照专项研究的目的查到相关的数据进行总结，例如骨密度、血脂指标、治疗药物名称等。1.4.2提供全面的数据统计服务能够对各类数据进行分类统计，如年龄、生育状态、绝经状态等。1.5质量评估数据库信息输入质量以完整性和准确性作为评估标准;由输入者每天输入后核对保存，再由核对者核对，以百分率表示。完整性、准确性分别达到95%以上为完整和准确。1.6统计学分析采用SPSS20.0统计软件进行统计学分析，计数资料采用频数、构成比及率表示。计数资料组间比较采用卡方(χ2)检验，P＜0.05为差异有统计学意义。

2结果

2.1基本数据分析2011年1月－2015年12月更年期专病门诊就诊人次10120人，就诊人数2328人，纳入管理人数1173人，占就诊人数的50.39%。建档率、建档完整性、建档准确性及各项目质量分析见表1、表2、表3。2.2数据库关键信息输入质量分析按照数据库项目分析数据质量显示，量表的完整性和准确性达到100%;而随访数据完整性和准确率均较低，其中准确性表现在随访时间随意性较大。2.3数据库功能分析自数据库启用以来，对相关功能进行调整、更改5次32条;集中在数据输入错误信息的识别、漏项的提醒等。存在数据汇总方面的缺陷有待进一步改进。2.4数据库利用成效分析该数据库建立以来共被利用18次，完成论文12篇。2.5患者对健康管理的接受度分析从就诊人数和建档人数分析，专病门诊对更年期妇女的健康管理接受度逐步提高，尤其是专家接诊的患者更容易接受。

3讨论

3.1基于信息化更年期健康管理的意义

更年期是中老年女性慢性疾病防治的“窗口期”，健康管理和健康档案的建立对提高健康水平具有重要的临床价值。信息化技术的进展为实现健康管理提供技术保障。目前大医院大部分已经利用信息化技术实现管理数字化、医疗智能化、运营精细化和办公自动化的目标。基于信息化的慢病健康管理也取得了良好的社会效益［2－3］。由于更年期人群基数大，健康问题持续时间超过30年，建立基于信息化的健康管理档案，提高更年期女性生活质量，对减低绝经后女性慢性病的发生具有重要的显示意义。

3.2更年期数据库信息管理的开发和应用

实践表明，建立完整、统一的管理数据库，方法简便、技术可行，能够有效地提高对更年期女性健康管理的信息化管理水平，并为科研、教学提供了充足的信息支持。只有不断地学习计算机和网络技术，将其应用到临床工作中，才能更好地发挥更年期信息管理的作用。从本研究的数据可以发现基于信息化的更年期健康管理模式和数据库的建档、利用均被患者和医方接受［4－5］。建档率、数据的完整性和准确性都在不断提升。但随访数据的完整性和准确性有待提高。本中心的另一项研究［6］显示，患者对绝经激素治疗的依从性仍然较低，这应该是随访数据较低的主要因素。进一步关注更年期女性的健康保健工作还有待加强。

3.3提高数据库质量

数据库质量的提高关键是信息技术的开发和利用。例如智能纠错。在自主研发的更年期健康管理系统中还有智能纠错功能，例如该妇女被认定为绝经后妇女，则不应该出现于就诊时间12月以内的末次月经。此外更年期健康管理作为一个长期的工作，按照分级诊疗的原则，应与相关的基层医疗机构实现信息互通，建立以共享为基础的管理平台。

3.4移动产品的引入

篇(6)

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

篇(7)

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。

参考文献

邓玉琴. （2009）. 心智觉知训练对大学生心理健康水平的干预效果. 硕士学位论文， 首都师范大学.

刘兴华， 徐慰， 王玉正. （2013）. 正念训练提升自愿者幸福感的6周随机对照试验. 中国心理卫生杂志， 8， 587-601.

彭聃龄. （2012）. 普通心理学. 北京： 北京师范大学出版社.

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.