研究生年度个人总结范文第1篇

【关键词】大学生；孤独感；研究

【中图分类号】B85 【文献标识码】A

【文章编号】1007-4309（2013）01-0097-3

一、研究方法

1.研究对象

在某大学本科生中采用分层抽样的方法发放260份问卷，回收243份，回收率约为93.46%；其中有效问卷227份，有效率为93.42%；被试年龄为18-25岁，平均年龄22.00±1.62岁。被试具体情况如表1所示。

2.研究工具

孤独感结构问卷。采用李艺敏、蒋艳菊编制的孤独感结构问卷，共70道题目，其中包括3道测谎题目。该问卷包含四个维度，分别为：社会孤独感、人际孤独感、自我孤独感、发展孤独感。该问卷为5级评分，其内部一致性系数为0.912，各因素的内部一致性系数在0.667-0.745之间；问卷的重测信度为0.863，各因素的重测信度均在0.700以上。

3.数据处理

所有数据使用统计软件SPSS16.0进行处理分析。

二、结果

1.大学生孤独感的总体情况

大学生孤独感的总分平均分为181.44，标准差为22.18。其中，最小值112，最大值233。被试具体背景资料如表1所示。

2.大学生孤独感在人口学变量上的统计分析

（1）大学生孤独感在性别上的差异比较

从表2可知，男生在人际孤独感和发展孤独感上非常显著地高于女生。男女生在社会孤独感和自我孤独感上无显著差异。但是男生在孤独感总分上非常显著地高于女生。

（2）大学生孤独感在生源地上的差异比较

从表3可知，生源地对于大学生孤独感体验的影响在孤独感总分和各个维度上均无显著差异。

（3）大学生孤独感在专业类别上的差异比较

从表4可知，专业类别对于大学生孤独感体验的影响在孤独感总分和各个维度上均无显著差异。

（4）大学生孤独感在是否为独生子女上的差异比较

从表5可知，是否为独生子女对于大学生孤独感体验的影响在孤独感总分和各个维度上均无显著差异。

（5）大学生孤独感在年级上的差异比较

从表6可知，不同年级对于大学生孤独感体验的影响在孤独感总分和各个维度上均无显著差异。

三、讨论

1.大学生孤独感的性别差异

大学生孤独感的性别差异研究表明（见表2），男生的孤独感水平和“人际孤独感”均非常显著地高于女生（p

2.大学生孤独感的城乡差异

本次研究结果表明（见表3），大学生孤独感总分在生源地上无显著差异。这一结果与蒋艳菊、李艺敏、李新旺的研究结果是基本一致的。不同点在于蒋艳菊等人的研究认为虽然大学生孤独感总分在生源地上无显著差异，但在人际孤独感这一因素上差异非常显著。本次研究和蒋艳菊等人的研究之所以存在差别，其可能原因有以下几点：随着我国城市化进程的不断加快，城乡之间的区别逐渐变小，城乡居民心理特点也渐趋接近；大学生虽然有部分来自农村，但他们长期生活在城市，加之周围来自城市同伴的影响，使得他们的心理特点与城市学生逐渐接近；样本比例严重失调（见表1），城乡样本数量差距过大，这可能是造成本研究无显著差异的重要原因。

3.大学生孤独感的专业类别差异

本次研究结果表明（见表4），大学生孤独感在理工类和文史类之间无显著差异。由于本次研究只选择了理工类和文史类专业学生作为样本，因此无法了解体育艺术和医学类专业的学生在孤独感的各个维度及总分上是否存在差异，但这一结果与蒋艳菊等人的研究结果基本上是一致的。

4.大学生孤独感在是否为独生子女上的差异

本次研究结果表明（见表5），大学生孤独感在是否为独生子女这一因素上无显著差异。然而由于本次研究只选择了延安大学学生作为被试且样本结构在是否为独生子女这一因素上比例严重失调，不能进行很好的控制，因而可能掩盖了孤独感在是否为独生子女这一因素上存在显著差异的事实。

5.大学生孤独感在年级上的差异

本次研究结果表明（见表6），大学生孤独感在年级这一因素上无显著差异，不同年级的大学生所体验到的孤独感是一样的，这一结果与李艺敏等人的研究有很大的差异。她们的研究结果显示，年级在孤独感的总分和各个维度上的差异显著（p

四、结论

大学生孤独感总分及人际孤独感和发展孤独感两个维度在性别上有显著差别，男生比女生的孤独感体验更为强烈。大学生孤独感在生源地、是否独生子女、专业类别、年级四个变量上无显著差异。

【参考文献】

[1]骆光林，等.大学生孤独心理的调查与分析[J].浙江大学学报（理学版），1999，26（3）.

研究生年度个人总结范文第2篇

基金项目：江西省教育科学规划课题“隐性干预在大学生心理危机辅导中的创新研究”（编号：13YB140），主持人：刘平。

中图分类号：G715 文献标识码：A 文章编号：1001-7518（2017）08-0019-04

近年来高校的扩招以及高等教育收费的改革，大学生面临的学习就业、成长困惑、人际竞争、经济和情感等方面的压力越来越大。面对这些压力，一些心理相对脆弱的大学生容易陷入心理危机，出现过激行为，导致不良后果。因此，加强大学生心理危机相关研究是必然趋势。从我国学者关于大学生心理危机研究的内容来看，集中于大学生心理危机的状况调查及危机管理研究；从研究的方法和研究模式来看，大多采用文献研究法，思辩型的研究占主体，实证研究偏少。总体而言，我国大学生心理危机干预无论是理论还是实践都处于探索阶段。基于此，本文采取样本调查分析的实证研究方式，分别针对大学生心理应激反应、压力源与应激反应的关系以及心理危机诱发因素等各项指标进行调查分析，以便为建立大学生心理危机预警指标模型提供实证综合数据。

一、心理应激反应因素研究

（一）研究目的

通过编制心理危机应激反应问卷，确定大学生心理危机干预预警体系中的应激反应指标。

（二）研究工具

根据笔者高校心理危机干预工作经验、心理学专家建议、专业精神卫生机构临床资料，探寻心理危机反应的高频表现，参照本研究预设构建，在此基础上编制心理危机应激反应预测问卷。问卷包括个体资料和问卷主体两部分。问卷主体共40个项目，每个项目含应激反应自评严重程度和持续时间两个指标，采取5?评分，其中“没有”记1分，“轻度”记2分，“中度”记3分，“较重”记4分，“严重”记5分；持续时间“3天以内”记1分，“3天至一周”记2分，“1-2周”记3分，“2-4周”记4分，“4周以上”记5分。在预测问卷调查结果的基础上进行探索性因素分析，筛选调整项目，形成二次问卷。通过二次施测，最终形成大学生心理危机应激反应问卷，共32个项目，记分方法如上所述。

（三）研究对象

1.预测对象：基于人力、物力、财力考虑，预测阶段采取随机抽样法选取笔者所在城市大专院校1200名大学生作为被试，收回有效问卷828份。

2.二次施测对象：为保证样本准确反映大学生整体特征，二次施测采取随机抽样原则，选取九江3所、南昌3所、西安2所、广州1所本科及高职院校1350名大学生作为被试，共收回有效问卷1266份。

（四）统计工具

采用SPSS 13.0统计软件包进行统计分析。

（五）结果分析

1.区分度分析。区分度是衡量项目质量的主要指标之一，是在编制测验时筛选题目的重要依据。本研究采取相关系数法对预测问卷进行区分度分析，D值均在0.32-0.77之间，所有项目T值均达到显著性水平，表明项目区分度较好。

2.因子分析。本研究通过探索性因子分析方法（EFA），筛选出预测问卷的相关且具有同质性的项目，减少意义重复项目，以使问卷结构更加合理，进一步增强问卷结构效度。本研究统计结果显示，KMO系数为0.749，球形检验卡方系数为1467.33（P值

在探索性因子分析中，根据筛除项目标准：（1）项目负荷值小于0.4；（2）共同度小于0.2；（3）每个项目最大的两个“概括”负荷之差小于0.25，筛除9个项目，最终确定二次问卷的项目组成，研究结果如表1所示。

研究还根据每个因子所含项目的负荷值对大学生心理应激反应因素进行命名，即情绪反应因素、躯体反应因素和认知评价因素。

3.信度检验。本研究采取同质性α信度系数法对大学生心理应激反应问卷的三个因素进行检验，结果如表3所示。

分析结果显示，大学生心理应激反应问卷各个因素同质性信度系数在0.735-0.821之间，总问卷为0.922，说明本问卷具有较好的信度。

4.效度检验。本研究对大学生心理应激反应问卷三个因素分别从结构效度和内容效度两方面进行分析检验，结构效度检验结果如表4所示。

研究数据表明，大学生心理应激反应问卷各因子间及各因子与总分的相关系数在0.633-0.911之间，呈显著性相关。这说明大学生心理应激反应问卷结构效度良好。

本研究邀请相关专家、心理学教师、心理学研究生及部分在校大学生对大学生心理应激反应因素进行探讨，对本问卷内容效度进行分析，最终确定正式问卷含情绪反应、躯体反应、认知评价3个因素和31个项目。

二、压力源指标与应激反应研究

（一）研究目的

调查研究引起大学生心理危机应激反应的压力因素，在此基础上对压力源与心理应激反应引发心理危机做回归分析。

（二）研究工具

本研究采用Holme和Rahe编制的“青少年生活事件量表”进行调查，该量表由27项可能给青少年带来心理反应的负性生活事件构成。适用于青少年生活事件发生频率和应激强度的评定。对每个事件的回答方式应先确定该事件在限定时间内发生与否，若未发生过仅在未发生栏划“√”，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）或极重度（5）。分人际关系压力、学习压力、受惩罚、丧失、健康适应压力、其他压力6个因子进行统计。

（三）研究对象

二次施测全体对象。

（四）结果分析

本研究以心理危机压力源中人际关系压力、学习压力、受惩罚、丧失、健康适应压力、其他压力6个因子以及应激反应中情绪反应、躯体反应、认知评价3个应激反应为自变量，以心理危机为因变量，做回归分析，选取具备统计学意义的自变量作为大学生心理危机预警模型的主要指标。

（五）心理危机压力源预测力研究

通过Beta系数统计分析，心理危机压力源各项因子对于心理危机发生的预测力大小依次为：人际关系压力、学习压力、受惩罚、健康适应压力、丧失、其他压力。其中人际关系压力、学习压力、受惩罚、健康适应压力4个因子在0.05水平上呈显著预测力；通过逐步回归分析法，人际关系压力、学习压力、受惩罚3个压力源因子进入大学生心理危机预警模型的回归方程（预警模型）。3个因子的多元相关系数为0.798，对心理危机的综合解释率为50.12%。其中人际关系压力因子最具预测力，单独解释率为47.45%；心理应激反应各项因子具有显著预测力，全部进入大学生心理危机预警模型的回归方程（预警模型），对于心理危机发生的预测力大小依次为：躯体反应、认知评价、情绪反应。3个因子的多元相关系数为0.823，对心理危机的综合解释率为59.76%。其中躯体反应因子最具预测力，单独解释率为50.91%。以上两个回归方程（预警模型）在0.05水平上拟合??度较高。

因此，本研究中人际关系压力、学习压力、受惩罚被列入大学生心理危机预警模型的压力源指标，其中一种或多种因素可能引发大学生心理危机；躯体反应、认知评价、情绪反应被列入大学生心理危机预警模型的心理应激反应指标，其中一种或多种因素可能引发大学生心理危机。

三、心理危机诱发因素指标的确定

（一）研究目的

通过显著性差异分析，从大学生心理应激反应问卷个人资料中筛选出差异显著的个人因素指标，进入大学生心理危机预警模型。

（二）研究对象

二次施测全体对象。

（三）研究工具

大学生心理危机应激反应正式问卷，此问卷中个体资料包括7项，分别为性别、民族、所在年级、专业类型、家庭经济状况、家庭成员关系、躯体疾病。

（四）研究结果

1.男性大学生（N=609）心理危机应激反应总分为47.72±48.658，女性大学生（N=657）心理危机应激反应总分为44.78±49.195，在0.05水平上无显著性差异。但在情绪反应指标上，女性大学生得分高于男性大学生。

2.汉族大学生（N=1194）心理危机应激反应总分为45.38±47.336，少数民族大学生（N=72）心理危机应激反应总分为53.19±65.87，在0.05水平上无显著性差异。

3.大一学生（N=387）心理危机应激反应总分为41.32士45.33，大二学生（N=312）心理危机应激反应总分为56.95士55.637，大三学生（N=303）心理危机应激反应总分为43.87士46.29，大四学生（N=264）心理危机应激反应总分为53.56士57.125，在0.05水平上呈显著性差异，并且随着年级增加心理应激反应呈“N”型分布。在认知评价和躯体反应指标上大二、大三学生高于大一、大四学生；在情绪反应指标上大四学生得分最高。

4.文科类大学生（N=510）心理危机应激反应总分为44.46±47.246，理工科大学生（N=567）心理危机应激反应总分为46.64±48.878，体艺类大学生（N=189）心理危机应激反应总分为57.16±70.078，在0.05水平上无显著性差异。

5.低收入家庭（家庭年收入低于3万元）大学生（N=286）心理危机应激反应总分为43.42士53.179，中等收入家庭（家庭年收入3-10万元）大学生（N=673）心理危机应激反应总分为44.34士44.283，高收入家庭（家庭年收入高于10万元）大学生（N=307）心理危机应激反应总分为69.60士69.621，在0.05水平上呈显著性差异。中等收入家庭大学生在各个指标及总分得分上明显高于其他两类家庭大学生。

6.家庭关系和谐大学生（N=633）心理危机应激反应总分为43.48士48.330，家庭关系一般的大学生（N=372）心理危机应激反应总分为51.00士46.526，家庭关系不和谐（父母离异、分居等）的大学生（N=261）心理危机应激反应总分为52.30±56.207，在0.05水平上呈显著性差异。家庭关系不和谐的大学生在各个指标和总分得分上明显高于其他两类大学生。

7.身体健康大学生（N=1113）心理危机应激反应总分为44.34士46.701，患有生理疾病大学生（N=153）心理危机应激反应总分为77.73士75.536，在0.05水平上呈显著性差异。患有生理疾病的大学生得分明显高于身体健康的大学生。

根据上述结果，所在年级、家庭经济状况、家庭成员关系、躯体疾病由于差异显著，被选取为心理危机预警模型中危机诱发因素指标。

（五）其他危机诱发因素指标的确定

研究生年度个人总结范文第3篇

摘 要：研究着重关注普通全日制高中生与初中起点六年制本科生这两个群体的生活满意度差异及其影响因素。结果5表明：一、普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度在总体满意度上有显著差异;二、家长学历对于两群体生活满意度总均分、家庭满意度和自由满意度有显著的影响;成长地对于两群体家庭满意度、学校满意度和学业满意度有显著影响;性别对两群体家庭满意度有显著影响。

关键词：初中起点六年制本科;普通全日制高中生;生活满意度

一、引言

生活满意度（life satisfaction）是主观幸福感的认知成分，是个人依照自己选择的标准对自己大部分时间或持续一定时期生活状况的总体性认知评估，是衡量某一社会人们生活质量的重要参数。[1]

从文献检索的情况来看，已有研究主要集中于成人、老年和儿童、青少年的生活满意度的研究，涉及到的客观因素主要有生活事件、人口统计学变量、社会化关系等，主观因素主要有认知因素和价值观、自尊、自我概念以及其他的一些人格因素。[2]青少年时期是人格和世界观形成的重要时期，学校的培养方向以及教学模式对青少年产生了极其重要的影响。普通全日制高中生与初中起点六年制本科生同处于青少年时期，年龄相仿，而接受的教学模式是不同的。教学模式的不同是否会引起青少年生活满意度的差异？哪些因素造成了这样的差异？本研究基于这种考虑，选取普通全日制高中生与初中起点六年制本科生为对象进行比较研究。

二、研究过程与方法

（一）研究对象

选取湖南省长沙市宁乡县第二中学、邵阳市第四中学高一至高三学生以及湖南第一师范学院初中起点六年制本科大一至大三学生进行调查研究。发放问卷312份，有效回收284份，有效回收率为91%。其中包括普通全日制高中生135人，初中起点六年制本科生149人;女性205人，男性93人;城市72人，农村212人;父母离异19人，未离异265人;父母学历小学初中133人，高中103人，大学及以上48人。

（二）研究工具

我国青少年生活满意度量表（China Multidimensional Life Satisfaction Scale for adolescent，CMSLLS）。

（三）研究程序

对所选学校的学生进行整群抽样，以匿名的方式进行测试。测试前，有主试采用相同指导语引导被试正确使用和填写量表，然后进行施测。

（四）数据录入和处理

本研究采用SPSS For Windows 17.0 统计软件进行分析。

三、研究结果和分析

（一）普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度总体特征

1.普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度总状况

本研究对青少年生活满意度及其诸因子进行描述统计后发现所有青少年被试生活满意度总均分为4.61（SD=0.73），居于中等偏上水平（临界值为4分）。进一步的分析结果发现，有18.7%左右的被调查少年对自己的生活状态不甚满意;就生活满意度的各个维度来看，被试的学业满意度最低（M=3.53，SD=1.01），家庭满意度最高（M=5.45，SD=1.07），各维度平均值大小的比较依次是家庭满意度>友谊满意度>自由满意度>学校满意度>环境满意度>学业满意度。此结果与赵小云等[3]研究结果相同。

2.普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度比较

本研究以生活满意度各维度为因变量，两群体为自变量，进行独立样本t检验。结果表明：普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度在总体上存在显著差异;在家庭满意度、学校满意度和环境满意度上存在极其显著的差异。如表1所示。

表1 普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度t检验

维度高中（n=135）本科（n=149）t

友谊5.20±0.765.03±0.921.70

家庭5.28±1.085.61±0.922.60**

学校4.07±1.264.62±1.113.90**

学业3.47±1.053.59±0.971.01

自由4.55±1.014.64±1.100.643

环境4.13±1.094.57±1.013.53**

总体4.50±0.694.72±0.752.50*

注：*p0.05，**p0.01。下同。

（二）普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度影响因素

1.性别对两群体生活满意度的影响。以生活满意度各维度为因变量，所属群体（即高中生和本科生）和性别（即男和女）作为自变量，进行2×2多因素方差分析。结果表明：群体的主效应在友谊满意度、学校满意度和环境满意度上达到极其显著水平;性别主效应在友谊满意度和家庭满意度上达到极其显著的水平;群体和性别的交互相应在家庭满意度上达到极其显著水平。

2.成长地对两群体生活满意度的影响。在生活满意度总均分上，群体的主效应达到了极其显著的水平，成长地的主效应和交互效应没有达到显著水平。对各维度进行进一步的分析，结果为：群体的主效应在总体满意度、家庭满意度和环境满意度上达到极其显著的水平，在学校满意度和学业满意度上达到显著水平;成长地在环境满意度上达到显著水平;群体和成长地的交互相应在学业满意度上达到极其显著水平，在家庭满意度和学校满意度上达到显著水平。结果如表2所示。

表2 群体和成长地在生活满意度上的方差分析（F值）

维度群体（a）成长地（b）a×b

友谊0.630.122.07

家庭10.93**0.024.57*

学校4.97*0.646.58*

学业4.49*0.066.73**

自由1.950.732.36

环境10.20**4.04*0.56

总体7.67**0.011.70

3.父母学历对两群体生活满意度的影响

群体主效应在总体满意度、家庭满意度、学校满意度和环境满意度上达到极其显著的水平;父母学历主效应在自由满意度上达到极其显著的水平，在总体满意度和学业满意度上达到显著水平;群体和父母学历的交互效应在总体满意度、家庭满意度和自由满意度上都达到了显著水平。如表3所示。

表3 群体和父母学历在生活满意度上的方差分析（F值）

维度群体（a）父母学历（b）a×b

友谊1.101.941.51

家庭11.14**2.323.76*

学校8.91**1.690.53

学业1.983.74*2.53

自由1.005.21**3.16*

环境11.03**0.822.95

总体7.57**3.97*3.11*

根据以上的方差分析结果进行事后检验，发现：在生活满意度总均分上，主要是小学初中和大学及以上这两个水平有显著的差异;在自由满意度上，小学初中、高中和大学及以上这三个水平之间都有显著差异;在家庭满意度、学校满意度和学业满意度上，主要是小学初中和大学及以上这两个水平有显著差异;在友谊满意度和环境满意度上，三个水平之间无显著差异。

四、讨论

（一）普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度总体概况及比较

本研究发现被调查青少年的生活满意度处于中等偏上水平。该结论与岳颂华等的研究[3]相一致，说明我国当代青少年对其目前的生活状态总体是满意的。但是在本次调查中，仍存在有18.7%左右的青少年对自己目前的生活状况不甚满意，这值得引起我们的重视与深思。另外，在本次的研究中还发现，被调查青少年在家庭满意度上得分最高，友谊、自由满意度次之，学校、环境满意度较低，学业满意度得分最低。这一研究结果与国内赵小云[4]、谭千保[5]的研究结果相吻合。事实上，青少年普遍具有较高的家庭满意度已被众多研究证实，这可能与中国人强烈的归属意识有关。[6]另外，目前中国的家庭都十分注重孩子的培养，对孩子倾注了大量的关注，可能使得青少年对家庭有着强烈的归属感和安全感。学校和环境的满意度较低，这可能是因为目前学校相对来说有比较多的禁止框架，这些可能让青少年产生不愉快的情绪，降低了满意度。考试可能是降低青少年学业满意度的原因。

初中起点六年制本科生在生活满意度的总均分上显著高于普通全日制高中生，并且在家庭满意度、学校满意度和环境满意度上极其显著的高于普通全日制高中生。六年制本科生在学校满意度和环境满意度上高于高中生，可能是因为所处的学习环境不一样：大学的氛围较中学来说比较宽松，没有过多的框架来束缚他们;而高中生的课程形式比较单一，教师对于学生的要求比较严格，束缚较多。在这样的情况下，本科生的学校满意度和环境满意度要高于高中生。从家庭满意度来看，本科生的家长可能觉得他/她应该是半个社会人了，对孩子的态度会更加的平等，更加的尊重孩子，让他们自己做出选择;而高中生的家长则会受到高考的压力，希望孩子能考上一所好的大学，教育方法则会比较的严厉。

（二）普通高中生和初中起点六年制本科生生活满意度差异的影响因素

研究结果表明，与群体（高中生和本科生）有显著交互效应的自变量是家长学历。家长的学历水平越高，青少年的生活满意度越高。这表明，高中生和本科生的生活满意度不同是受到家长不同学历水平影响的。

家长的学历越高的家长能更好地理解孩子，跟孩子沟通，这样，青少年则会对生活与学习产生更高的满意度。在高中阶段，高中生面临高考，身体和学习上都承受了巨大的压力，此时低学历的家长只能在身体上给予青少年帮助，而在学习上可能并不能减轻青少年的压力。并且，高学历的家长教育方法更加有可能随着青少年不同社会角色的改变而改变，即在高中时能辅导学习，大学时知道给青少年一个更加轻松的氛围。而低学历的家长接受外界新事物的能力可能略低于高学历家长，其教育方法也不能灵活的转变，这样会造成青少年的不满，从而使其生活满意度降低。

五、结论

（一）青少年生活满意度处于中等偏上水平

被调查青少年的生活满意度处于中等偏上水平，被试的学业满意度最低，家庭满意度最高，各维度平均值大小的比较依次是家庭满意度>友谊满意度>自由满意度>学校满意度>环境满意度>学业满意度。

（二）初中起点六年制本科生生活满意度显著高于普通全日制高中生

初中起点六年制本科生生活满意度总均分显著高于普通全日制高中生，家庭满意度、学校满意度和环境满意度极其显著的高于普通全日制高中生。

（三）两群体生活满意度差异影响因素

家长学历对于两群体生活满意度总均分、家庭满意度和自由满意度有显著的影响。（作者单位：江西师范大学心理学院）

参考文献：

[1] 张兴贵，何立国，郑雪.青少年学生生活满意度的结构和量表[J].心理科学，2004，27（5），1257-1260.

[2] 姚本先，石升起，方双虎.生活满意度研究现状与展望[J].学术界，2011（8），159，218-228.

[3] 赵小云，郭成.青少年生活满意度的现状及其对学业自我的影响[J].品德与心理，2010（7），38-41

[4] 岳颂华，张卫，黄红清等.青少年主观幸福感.、心理健康及其应对方式的关系[J].心理发展与教育，2006（3），93-98.

研究生年度个人总结范文第4篇

[关键词] 旅游需求预测；人口学指标；回归分析

[中图分类号] F592 [文献标识码] A [文章编号]

[收稿日期]

[作者简介] 吴凯（1979 - ） ，男，辽宁辽阳人， 东北财经大学旅游与酒店管理学院讲师，管理学博士，主要研究方向：旅游者选择建模、旅游体验研究。

1 导论

1994年-2010年我国出境旅游人数由373万人次发展到5739万人次，国内旅游人次数由5.24亿人次发展到21.03亿人次 ，中国旅游的快速发展吸引了全世界的关注。可是中国旅游需求预测有关的研究并不如中国旅游产业发展的这么迅速，旅游需求预测研究还相对较少。赵西萍等（1996）总结了国外旅游需求预测方法，并展望了旅游需求预测的研究趋势；任来玲、刘朝明（2006）介绍了旅游需求预测方法的分类，对部分预测方法的实证检验进行了评述。值得一提的是Li， G.（2009） 对大中华地区（中国内地、香港、澳门和台湾）180篇与游需求预测有关的中英文研究做了系统回顾，文章沿续了国外旅游需求预测的文献综述传统 （Song， H.， & Li， G.， 2008）——关注了地理焦点、数据类型与频率、需求弹性分析、模型类别、研究趋势等主题。Li， G. （2009） 也从研究方法的多样性、复杂性角度对中英文研究进行了系统比较，进而总结出中国内地旅游需求预测研究的四个特点：（1）更加关注国内旅游需求预测；（2）入境旅游需求预测已经由国家尺度拓展到省市的尺度；（3）一些研究关注特定的事件、会议和展览；（4）对周期性的关注在持续增加。

通过阅读旅游需求预测的有关研究综述，我们发现旅游需求预测模型中纳入人口学变量的研究非常少，仅有Law， R.， & Au， N.（1999）、Sakai， M.， Brown， J.， & Mak， J.（2000）、Law， R.（2001）和Mak， J.， Carlile， L.， & Dai， S.（2005）等几项研究。宋海岩、吴凯和李仲广（2010）对旅游需求预测模型中极少使用人口变量这种现象给出了解释：第一、旅游需求预测模型中并非完全不考虑人口变量的影响，只是通常做法是把变量转换为人均变量形式来体现人口因素的影响；第二、因为人口变量通常与收入变量存在着高度相关性，纳入人口变量在模型估计时会存在多重共线性问题，所以极少使用人口变量；第三、客源国的人口变动短期内可能是很小的，同时这种变动只是对模型有边际上的影响。

但是与国外的情况不同，中国人口结构短期内的变动相对较大——年龄结构、城乡结构的迅速变化已经引起了人们的关注。第六次全国人口普查资料显示（国家统计局，2011）我国的老年人口（60岁及以上）总量增至1.78 亿，人口老龄化水平达到13.26%；劳动年龄人口（ 15～59 岁） 规模扩大到9.40亿，占总人口比重高达70.14%，这表明我国人口年龄结构已经处在人口机会窗口开启最大的时刻；居住在城镇的人口达到6.66亿人，城镇人口占总人口的比重（城市化率）达到49.68%，比2000年的第5次人口普查上升13.46个百分点。可以预见未来的人口变动有三个特征：（1）老年人口规模迅速扩大；（2）劳动年龄人口数量递减（3）城市化程度进一步提高。这将直接影响经济社会发展，也必将影响旅游需求的总量和结构。

日本作为典型的老龄化社会，其经验可供借鉴，Mak， J.， Carlile， L.， & Dai， S.（2005）等总结了日本人口老龄化对出境旅游的三个影响：（1）总人口规模越小通常意味着总人口的一个部分——出境人口数更少；（2）年轻人减少而老年人增多意味着劳动力的萎缩和经济增长放缓；（3）出境游比例随着年龄的增长而下降，人口老龄化会导致出游率的降低。可见人口总量和结构的变化或直接影响旅游需求，或间接影响经济发展进而影响旅游需求。结合中国的情况，一方面我国人口的变化存在促进旅游发展的因素：（1）旅游需要自由时间和自由可支配收入，有退休金收入的老人是一群典型的“有钱也有闲”的人，所以老龄化一定程度上会推动旅游发展， “夕阳红旅游”的快速发展也可以印证这一点；（2）城市化程度的提高也可以推动旅游发展，研究表明城市居民的出游率和人均旅游花费都明显高于农村居民。另一方面我国的人口结构变化也会延缓旅游发展：其一、人口老龄化意味着劳动人口比例降低，整个社会的负担系数提高，这都将减缓经济发展速递，进而影响旅游发展；其二、研究表明老年人口旅游逗留时间更短、旅游距离更近。

本研究的思路是，既然中国的人口变动是不可忽视的、人口变量与收入等经济变量高度相关，那么以人口指标构建旅游预测模型就是一个可行的思路；至于人口指标与经济指标存在多重共线性问题，可以在模型中以人口指标为主，不考虑或转换形式考虑经济方面变量。

2 研究方法

本研究通过《中国统计年鉴》采集了从1995年到2010年16年的统计数据，为了去除变量量纲的影响，全部变量转换为1994年基期为100的指数。本研究的变量可以分为三个类别（1）旅游需求变量，选择国内旅游人次数这一个变量作为因变量，变量名为DTA，单位为百万人次；（2）经济变量，只纳入《中国统计年鉴》中的国内农村居民人均旅游花费和国内城镇居民人均花费，这两个变量再根据城乡人口比例进行加权平均，得到国内旅游人均花费（EXP，元）；（3）人口变量 ，共选择了4个人口有关变量作为自变量，具体为：年底总人口数（PT，万人）、总负担系数（BT，%）、年底城镇人口占总人口的比重（P_TOWN100，%）和人口自然增长率（P_GROWTH，‰）。

根据由一般到简单的建模原则，以国内旅游人次数为因变量，以其它变量为解释变量；然后在模型估计过程中逐渐剔除不显著的变量，最后得到一个简单模型，如方程（1）所示，即国内旅游人次数受到年底总人口数、人口年增长率、城镇人口占总人口的比重和人均旅游花费4个变量的影响。

3 分析结果

3.1 回归分析模型

回归分析结果如方程（1）所示：

DTA=-59.23PT + 2.12P_GROWTH + 12.74P_TOWN100+ 0.33EXP +4500.63 方程（1）

表1方程系数表

解释变量 系数 标准误 T值 P值

PT 年底总人口数 -59.23333 12.46060 -4.753650 0.0006

P_GROWTH 年人口年增长率 2.119724 0.667685 3.174737 0.0088

P_TOWN100 年底城镇人口占总人口的比重 12.73627 1.196487 10.64472 0.0000

EXP 人均旅游花费 0.334209 0.141995 2.353673 0.0382

C 常数项 4500.634 1186.800 3.792242 0.0030

方程的F检验值为439.78，方程在统计上非常显著；方程的确定系数为0.9938，修正的确定系数为0.9915，表示方程拟合优度很好，方程的解释力很强；方程中各变量对应的p值都小于0.05，表示方程各变量的系数都是显著的。

3.2 回归模型的解读

如方程（1）所示，与国内旅游人次数密切相关的4个变量中，“总人口数”、“人口年增长率”和“年末城镇人口占总人口的比重”为3个为典型的人口指标；而“人均旅游花费”则可以被视为1个准人口指标——经济与人口相结合的指标。如图1所示，由于我国实行了计划生育政策，我国人口的自然增长率在持续下降，从1995年的10.55%下降到2010年的4.79%，2006-2010年基本在5%上下；但是我国人口总数仍在增加，从1995年的12.11亿上升到2010年的13.41亿。与此同时我国的城市化进程持续推进，城镇人口占总人口的比重直线上升，从1995年的29.04%上升到2010年的49.95%。

图1 中国内旅游人次数与人口指标对比图（1995-2010）

人口总量增加、城市化进程加速都促进了旅游业的发展，增加了旅游人次数。我国国内出游人数在从1995年的6.29亿人次增加到2010年的21.03亿人次，年均增长8.38%；其中城镇居民出游明显快于农村居民，城镇居民出游人次数由1995年的2.46亿人次增加到2010年的10.65亿人次，年均增长10.26%，农村居民出游人次数由1995年的3.83亿人次增加到2010年的10.38亿人次，年均增长6.87%。

模型中总人口数的系数是负数，旅游人次数为什么会与总人口数呈现负相关呢？这里面有一个居民出游比率的问题，我们可以从两个角度进行解读：其一、我国实行计划生育政策，有效控制了人口的过快增长，对经济发展是有积极正面作用的，人口红利的效应正在凸显，国民可自由支配收入增加会促进旅游的发展，提高居民出游率；其二、在经济、社会各方面因素的作用下，城镇居民的出游率明显高于农村居民，我国城市化的进程提高了城镇居民占总人口的比重，进而提高了全国居民的平均出游率。此处的问题一定程度上反映了人口与经济之间的复杂关系，有待未来进一步的讨论。

4 结束语

中国是一个实行了较为严格的计划生育政策的国家，人口总量规模较大，人口结构持续变化，这无疑会对中国旅游需求产生重要影响。本研究表明可以使用人口统计变量“年底总人口数”、“人口年增长率”、“年底城镇人口占总人口的比重”和“人均旅游花费”较为准确的拟合旅游人次规模的变动，进行旅游需求预测。传统的旅游需求预测模型都非常强调经济变量的作用，通常关注GDP、CPI、汇率等指标，但是在借鉴国外旅游需求预测经验的同时，中国的国情要求旅游需求预测无法回避两个事实：其一、中国实行了计划生育政策，人口结构在持续改变之中；其二、中国作为经济由计划经济体制转型到市场经济体制的发展中国家，城市化进程在持续进行之中——城市、乡村的人口结构在发生变化，而历史数据显示城乡人口在出游率，人均旅游消费等方面是存在较大差异的。这两个事实都一定程度上可以通过人口指标折射出来，本研究模型也证实了这一点。

人口数量、年龄结构、家庭规模、性别结构和城市化等人口指标的波动会影响我国的旅游业的发展，这种影响是深入而系统的：既涉及国内旅游，也涉及出境旅游；既影响旅游需求总量，也影响旅游需求的结构；既影响旅游需求的时间维度（出游时间、逗留时间等），也影响旅游需求的空间维度（目的地类型、旅游流空间分布等），有待未来深入细致的研究，这将对旅游行业管理和旅游企业运营具有重要意义。

主要参考文献

[1]Getz， D. （1986）. Tourism and population change： Long-term impacts of tourism in the Badenoch and Strathspey district of the Scottish highlands. Scottish Geographical Magazine， 102（2）， 113-126.

[2]Li， G. （2009）. Tourism Demand Modeling and Forecasting： A Review of Literature Related to Greater China. Journal of China Tourism Research， 5（1）， 2-40.

[3]Mak， J.， Carlile， L.， & Dai， S. （2005）. Impact of Population Aging on Japanese International Travel to 2025. Journal of Travel Research， 44（2）， 151 –162.

[4]Sakai， M.， Brown， J.， & Mak， J. （2000）. Population Aging and Japanese International Travel in the 21st Century. Journal of Travel Research， 38（3）， 212–220.

[5]Song， H.， & Li， G. （2008）. Tourism demand modelling and forecasting--A review of recent research. Tourism Management， 29（2）， 203–220.

[6]任来玲、刘朝明，“旅游需求预测方法文献述评” [J]，《旅游学刊》，2006年第21卷第8期：90-92.

[7]宋海岩、吴凯和李仲广，《旅游经济学》，中国人民大学出版社，2010年9月第一版

[8]李君轶、马耀峰、杨敏，“我国旅游市场需求预测研究综述” [J]，《商业研究》，2009年第3期：17-22.

作者简介和联系方式：

吴凯（1979 -） ，男，辽宁辽阳人， 东北财经大学旅游与酒店管理学院讲师，管理学博士，主要研究方向：旅游者选择建模、旅游体验研究。

研究生年度个人总结范文第5篇

【关键词】心理幸福感 人口学变量 人格变量 发展趋势

【中图分类号】B849 【文献标识码】A 【文章编号】1674-4810（2014）25-0010-03

幸福是一个古老而又常新的话题，对幸福感的研究也是积极心理学中的一个重要内容。基于不同的理论背景，幸福感分为主观幸福感和心理幸福感两种研究取向。主观幸福感是以个人的主观判断为标准界定的幸福，即主要是指个人依据自己设定的标准对其生活质量所做的整体评价；心理幸福感则从另一个侧面界定和诠释幸福感，它不仅仅注重人们的情感体验，更注重人们的自我发展和成长。国内对于主观幸福感的研究比较多，而对于心理幸福感的研究相对较少。

一 心理幸福感的界定

心理幸福感是建立在Aristotle提出的幸福论或自我实现论的基础上的，认为幸福是人的自我实现。对于心理幸福感的具体界定，研究者们还没有达成共识，不同的心理学家从不同的理论出发，分别建构了自己的理论。Ryff对影响心理幸福感的各种关键因素进行了综合，提出了心理幸福感的一个多维模型，这个模型包括六个维度，分别是自我接受、同他人的积极关系、环境控制、自主性、生活目标、个人成长，这六个方面从理论上和操作上定义了心理幸福感。Ryan和Deci的自我决定理论是另一个将幸福主义或自我实现概念当作幸福感的核心定义，以及试图解决什么是自我实现和自我如何实现的理论。总而言之，心理幸福感的理论基础是人本主义，都强调人的自我实现和自我完善，从人的发展角度理解和诠释幸福。

二 心理幸福感理论

1.Waterman的“个人展现”

Waterman认为，快乐是享乐主义的定义，而幸福感则涉及人们与真实的自我协调一致。他认为幸福有两种，一种是尽情享乐的幸福，是指活动中体验到自己的生活或心理需要得到了满足；另一种是个人表现的幸福，是指个人全心全意地投入活动中时，意识到自己的潜能得以充分发挥，自我得以表现，进而有助于达成自我实现的体验，是实现自我的愉悦。

2.Ryff的六维度模型

Ryff等人认为幸福感不仅是保持愉悦，更重要的是追求真正潜能的实现。通过总结各种心理学理论，他们提出了心理幸福感的六个维度。这六个维度包括：自我接受、个人成长、生活目标、良好关系、环境控制、独立自主。Ryff认为，在这六个维度中，对生活目标的追求和拥有和谐的人际关系是对于人的健康而言最为重要的两个因素，其次是对自我的尊重和掌握。

3.Ryan和Deci的自我决定理论

自我决定理论的定义一方面包括自我实现，另一方面试图指明自我实现的意义及途径。Deci认为，自我决定不仅是个体的一种能力，它还是个体的一种需要。人们拥有一种基本的内在的自我决定的倾向性，这种倾向性引导人们从事他们感兴趣的、有益于能力发展的行为，并且使人们能够灵活地适应社会环境。自我决定理论是通往人类动机和人格的途径，它重视人类的内部资源对于人格发展和行为自我调节的重要性。因此，它研究的是人的内在成长趋向和先天的心理需要。自我决定理论提出了三个基本心理需要：能力需要、关系需要和自主需要。这三种基本需要被自我决定理论认为是幸福感的三个基本因素，它们不仅仅是心理健康的最低要求，同时也是社会环境必须提供给人们以促进其成长和发展的基本条件。

三 心理幸福感测评工具

国外学者的测评工具有Ryff和Keyes等人的心理幸福感量表，Ryff等人根据他们提出的六维度模型提供了心理幸福感的多维度的测量方法，该量表包括自我接受、人格成长、生活目的、良好关系、情境把握和独立自主六个维度。这个量表是目前国外测量心理幸福感最常用的量表。Waterman根据其关于幸福感的理论，编制了个人表现行为问卷（The Personally Expressive Activities Questionnaire，PEAQ），并通过实证方法检验了快乐和个人表现之间的相关。其他一些研究者，如Barry等人强调自主或控制感和社会支持式主观幸福感的重要的决定因素，建议在研究中综合这些指标；Wilson强调社会的支持网络的重要性，Ants等人强调自尊和自我观念的重要性。关于心理幸福感的相关测评指标，目前并没有统一的指标体系，而仍在进一步的完善中。

国内学者的相关研究，苗元江在他的博士论文中编制的综合幸福感问卷中的心理幸福感分问卷是针对大学生的问卷，信效度较好，有一定的应用价值。邢占军在Ryff心理幸福感的基础上生成的中国城市居民心理幸福感量表内部一致性系数达0.94，信度效标效度尚可，有在我国进一步使用的价值。周淑慧在其硕士论文中，针对高中生的特点编制

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* 温州市大学生思想政治教育研究课题资助（编号：WZSZ-2014Z16）

了高中生心理幸福感问卷，该问卷的信、效度指标都较好，可以作为反映高中生心理幸福感的指标。

四 心理幸福感的影响因素

1.人口学变量

在人口学变量上，有年龄、性别、教育水平等因素的研究。在年龄对心理幸福感的影响研究中发现，不同年龄的心理幸福感有一定的差异。Ryff等人将年龄段划分为青年组、中年组和老年组，研究结果表明，中年人在生活目标上的得分显著高于老年人，而在自主性上高于青年人。中年人和老年人较青年人评价自己更有环境控制力；而在个人成长方面，青年人和中年人的得分显著高于老年人。国内学者许淑莲等人的研究，以中国的城市居民为样本，将年龄段划分为青年组、中年组、老年组和老老年组。研究结果表明，自主性方面没有显著的年龄差异，环境控制方面中年组和老年组均高于老老年组；个人成长方面各较年轻组均高于年老组，除中年组高于老年组尚不够显著，其余均显著；人际关系和生活目标方面，较年轻三组均高于老老年组；自我接受方面，中年组和老年组均高于青年组。

在性别因素上，Ryff等人发现，女性“人际关系”和“个人成长”的得分显著高于男性，在其他维度上，两性之间没有显著的差异。邢占军等人的研究结果表明，男性在自主性、个人成长、生活目标和自我接受量表上的得分高于女性，环境掌握的得分没有性别差异，与他人的积极关系方面，女性稍高于男性。而崔春华等人以师范大学生为样本的研究结果表明，女性在总量表及环境控制、人际关系、生活目标、个人成长方面的得分都显著高于男性。周淑慧自编了高中生心理幸福感问卷，测量了高中生的心理幸福感，研究表明高中生心理幸福感存在明显的性别差异，女生在心理幸福感总水平、利他行为、个人成长、环境把握、健康关注层面均显著高于男生。

2.人格因素

Schmutte等人对五大人格因素和六维度的心理幸福感进行了相关研究。研究结果表明，神经质（N）、外向性（E）和尽责性（C）对于多维度的心理幸福感是最为有力和持久的预测因素。神经质性与自我接纳和环境控制有很强的负相关，与生活目标、个人成长和自主性也有一定的相关；外向性与自我接纳、个人成长和积极的人际关系之间也有中等程度的相关；尽责性与自我接纳、环境控制和生活目标有中等程度的相关。高淑燕等人研究了大学生人格特质与心理幸福感的关系，结果表明人格是预测心理幸福感的强有力的预测指标，在五大人格因素问卷中，严谨性与自我接受、生活目的、情境把握具有显著负相关，外倾性与自我接受、良好关系、情境把握具有显著正相关，宜人性除个人成长外，与其他五个维度的正相关均达到显著水平。宜人性能显著地预测心理幸福感。

3.社会支持等其他相关因素

崔春华等人对师范大学生的研究表明，社会支持和心理控制源对心理幸福感有一定的预测作用，社会支持与心理幸福感呈正相关，内在控制性强的个体心理幸福感高于外在控制性个体。王艳芝探讨幼儿教师领悟社会支持、生存质量、安全感与心理幸福感的关系。研究结果表明领悟社会支持、生存质量、安全感与心理幸福感有显著性相关，当领悟社会支持、安全感、生存质量满意度得到提高以后，心理幸福感相应也会得到改善。李春晖等人的研究也得出同样的结论，他们研究“非典”前后大学生主观上体验到的社会支持越多，并且对社会支持的利用程度越高越充分，那么他们的心理幸福感就越高、强。

吴双磊研究了大学生完美主义倾向与心理幸福感的关系，结果表明大学生完美主义倾向与心理幸福感存在显著正相关关系，完美主义倾向中的难以放松倾向、关注自我倾向和高标准倾向三个维度是心理幸福感的有效预测指标。此外，还有比较重要的是情感因素与心理幸福感的关系，Butzel等人发现有情感暴露倾向的人会有较高的幸福感回报，从而证实了情感和谐对幸福感非常重要。

五 研究趋势及其展望

1.本土化研究的必要性

当前关于心理幸福感的概念的界定和实证研究，绝大部分是基于西方的哲学基础和心理学理论提出和发展起来的，但是在我国文化的背景下，中国人幸福感的具体维度和结构未必与西方相一致，我国学者虽然进行了相关的研究，但是研究的框架基本还是按照西方的理论框架进行。因此，关于我国的心理幸福感研究，还需要大量的理论探索和实证研究的检验。

2.心理幸福感与主观幸福感的整合

近年来，对于幸福感的研究呈现出一种整合的趋势，主观幸福感和心理幸福感的整合，为更加全面地认识人们的幸福感提供了新的平台。Ryff等人的一系列研究表明，虽然在不同的研究中有一点细微的不同，但是心理幸福感的各个维度与主观幸福感之间存在着一定程度的相关。但是我们应该看到，两种幸福感整合的同时，其内部的作用机制需要做进一步的探讨。在主观幸福感测量中对生活满意的整体评价，需要涉及生活中的各个方面的认知，其中就有心理幸福感的各个方面。因此，有研究者提出从某种意义上可以认为，心理幸福感的评价是总体生活满意感评价的前提。国内学者金玲玲对主观幸福感和心理幸福感的关系进行了研究，结果表明两种研究取向是相互独立但是又有部分重合的关系。从以往的研究中，我们发现主观幸福感和心理幸福感之间确实是有联系，但是两者之间的作用机制究竟如何，仍需要进一步的研究确定。因此，以两者结合的角度进行研究，是心理幸福感研究的一个新方面。

3.理论研究和应用研究的结合

每一个人都在不断地追求幸福。对于心理幸福感的研究中我们发现，人口学变量、人格因素、社会支持、乐观的心理品质、情感因素等都会影响个人的心理幸福感。在这些因素中，有的是不变因素，有的是可变因素，那么在我们的现实生活中，如何提高幸福指数呢？从理论出发，从影响幸福感的因素出发，试着改变可变因素，也许能提高心理幸福感。这只是我们的一个推理，有待进一步的研究。因此，到目前为止，理论研究很丰富，而关于与实践和应用相结合的研究甚少，未来的研究可以从理论和实践相结合的角度探讨心理幸福感。