序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇人口學論文范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創作。

篇(1)

(一)高中生的性別、學科、是否班干部、年級、民族和情緒智力的關系高中生情緒智力的平均數顯示，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)，少數民族(120.05±14.44)＞漢族(119.59±13.99)，經過對平均數差異t的檢驗發現，高中生的情緒智力在性別、學科、是否班干部、年級、民族等方面沒有顯著的差異。這說明高中生的情緒智力在性別、學科、是否班干部、年級和民族之間的差異是沒有統計學意義的。另外，高中生的性別、學科、是否班干部、年級、民族等可以解釋其情緒智力的總變異量依次為0.0%，0.2%，0.2%，0.2%，0.0%。這就表明學科、是否班干部、年級對高中生情緒智力的貢獻率都是0.2%，而性別和民族則幾乎沒有什么貢獻。

(二)家庭和父親相關的人口學變量與高中生情緒智力的關系1．描述統計和分析本研究搜集的家庭和父親相關的人口學變量的詳細信息見表1。2．家庭和父親相關的變量對高中生情緒智力影響的多元回歸分析與家庭相關的人口學變量對高中生情緒智力影響的多元回歸分析，即做出生次序、常同誰生活、家庭所在地和家庭經濟狀況的虛擬變量對高中生情緒智力的回歸，得出的結果見表2和表3。從表2可見，出生次序、常同誰生活、家庭所在地和家庭經濟狀況整體可以解釋高中生情緒智力2.3%的變化;方差分析的顯著性顯示，顯著度＜0.05，表示回歸模型整體解釋變異達到顯著水平，說明自變量與因變量之間具有顯著的線性關系。從表2中B的估計值欄可以看出，在控制了其他變量之后前者與后者情緒智力的差異或變化值。比如，該列的第二個數據意指在控制了其他條件的情況下，家庭經濟收入中等的高中生的情緒智力比中等以下的高2.316;而“老二＆獨生”一行則解釋為家中排行老二的學生，其情緒智力會比相同條件中的獨生子女低3.491。其中，該列的第一個數據顯示，在中等以下收入家庭，經常同爸爸媽媽一起居住，家在農村，且為獨生子女的高中生的情緒智力平均是116.74。該回歸模型的回歸方程式可以表示。但是，從顯著性一欄可以看出，只有“中等以上＆中等以下”“城市＆農村”“老二＆獨生”3個虛擬變量的回歸系數是顯著的，表明該3個變量與因變量間存在顯著的線性相關關系。同時Beta分布一欄顯示，在10個虛擬變量中，對高中生情緒智力的貢獻從大到小依次是“城市＆農村”“中等以上＆中等以下”“老二＆獨生”“中等＆中等以下”“老大＆獨生”“鄉鎮＆農村”“老四及以上＆獨生”“其他＆爸爸媽媽”“老三＆獨生”“爺爺奶奶(外公外婆)＆爸爸媽媽”。從整體上看，經常與高中生一起生活的家庭成員對高中生情緒智力的貢獻最小。這說明，經常與高中生一起生活的家庭成員是誰，不管是不是父母，對高中生情緒智力的影響都不大;高中生家庭所在地和經濟狀況則相對重要，且對于非獨生子女的家庭，學生的出生次序對其情緒智力的影響作用也不容忽視。父親相關的變量對高中生情緒智力的多元回歸分析，即做父親的職業、年齡、學歷及與父親關系的虛擬變量對高中生情緒智力的回歸，結果見表4和表5。從表4可見，父親的職業、年齡、學歷以及與父親關系的虛擬變量的整體可以解釋高中生情緒智力4.2%的變化。且方差分析的顯著性顯示，顯著度＜0.01，表示回歸模型整體解釋變異達到顯著水平，說明自變量與因變量之間具有顯著的線性關系。該回歸模型的回歸方程式可以表示。回歸結果顯示，“46到55＆46歲以下”、“大專或大學及以上＆初中及以下”二個虛擬變量的回歸系數是顯著的，表明該兩個變量與因變量間存在顯著的線性相關關系。其中“高中或中專＆初中及以下”變量的顯著性(0.067)接近顯著。同時這11個虛擬變量對高中生情緒智力的貢獻從大到小依次是:“大專或大學及以上＆初中及以下”“46到55＆46歲以下”“其他＆企業員工工人”“高中或中專＆初中及以下”“56及以上＆46歲以下”“國家機關事業單位＆企業員工工人”“較好＆很好”“自由職業個體＆企業員工工人”“一般＆很好”“專業技術人員＆企業員工工人”“一般以下＆很好”。從整體來看，學生自我報告的與父親關系狀況對高中生情緒智力的貢獻最小，其次是父親的職業。這說明學生自我報告的與父親關系狀況對高中生情緒智力的影響最小，父親的職業的也不太重要;而父親的學歷和年齡相對很重要。

二、討論

(一)高中生的性別、學科、是否班干部、年級、民族與情緒智力根據t檢驗結果可知，高中生的性別、學科、是否班干部、年級、民族在情緒智力上的差異是沒有統計學意義的。其性別差異的結果與王才康對高一高二以及劉成偉對高中生的研究結果一致。Harrigan等人認為情緒智力沒有性別差異，Ro-othman和Kirsten研究亦表明，性別沒有影響情緒智力。但是也有不同的研究結論，比如張秋艷等人的研究發現中學女生情緒智力非常顯著地高于男生;楊建鋒等人的研究結論恰好相反。國外Schutte等人的研究發現，中學女生情緒智力顯著高于男生;Ghazali研究則發現，男孩情緒智力顯著高于女孩。年級差異的研究結果與耿亮等人的研究一致。民族差異上的研究結果與宛蓉對貴州大學生的研究相一致。綜合對上述數據指標的分析，本研究認為高中生的情緒智力與性別、學科、是否班干部、年級和民族的關系不大，甚至可以忽略不計。

(二)家庭相關的人口學變量與高中生情緒智力總的來看，家庭相關的人口學變量對高中生的情緒智力有一定影響。第一，調查數據表明高中生的情緒智力跟他們是否同父母、祖父母或其他人經常生活在一起幾乎沒有關系，或者說其情緒智力受家庭結構的影響很小甚至沒有影響。這一結論跟Lamb的觀點相契合。他認為青少年廣義的適應不受家庭結構的影響，而情緒智力其實屬于廣義適應的一部分。青少年有了情緒智力就有了最起碼的健康心理的形式;相反，情緒智力不足，許多相應的問題可能會出現。當然，本研究沒有十分具體的家庭結構數據，該結論還有待進一步驗證。第二，家庭的經濟收入狀況和所在地對高中生的情緒智力有顯著影響。經濟收入中等以上家庭的影響明顯高于中等以下。究其原因可能是，經濟相對富裕的家庭中的孩子，可能有更多的機會接觸不一樣的環境，比如外出旅游、公園娛樂、購物、走親訪友等。這就使得他們接觸不同的人際關系多一些，得到了較多的學習和鍛煉機會，其情緒智力也就高一些。第三，家庭所在地是城市的，其影響明顯大于農村。這與張秋艷等人的研究結果一致。城市家庭一般比農村家庭富裕，城市人口密集、知識密集的環境更利于孩子情緒智力的發展。Lifshiz認為教育的氛圍影響情緒智力，城市的教育氛圍好于農村，城市人口的受教育水平整體高于農村，且普遍重視子女的教育。竺培梁在其研究中進一步推測指出，中學生情緒智力城鄉差異遠大于城城差異。第四，不少研究指出家庭中子女的數量對子女的發展是有影響的。國外研究顯示，家庭成員越少，青少年早期的情緒智力越高。國內王才康、劉成偉等人的研究也指出，獨生子女的情緒智力顯著高于非獨生子女。但是研究也顯示，排行老四及以上的高中生的情緒智力反而高于獨生子女。同時，四個變量的預測系數僅有“老二＆獨生”是顯著的。本研究認為，家庭的大小對高中生的情緒智力是有影響的，且對于各個子女的影響可能是不相同的。其中，排行老二的受到了顯著影響，情緒智力相比最低。所以，老二可能往往是我們家庭中容易被忽視的一個盲點，應該提醒我們更加注意加強對老二的關注、關愛和教育。

篇(2)

英文名稱：Chinese Journal of Population Science

主管單位：中國社會科學院

主辦單位：中國社會科學院人口與勞動經濟研究所

出版周期：雙月刊

出版地址：北京市

語

種：中文

開

本：大16開

國際刊號：1000-7881

國內刊號：11-1043/C

郵發代號：82-426

發行范圍：國內外統一發行

創刊時間：1987

期刊收錄：

中國人文社會科學引文數據庫(CHSSCD―2004)

核心期刊：

中文核心期刊(2008)

中文核心期刊(2004)

中文核心期刊(2000)

中文核心期刊(1996)

中文核心期刊(1992)

期刊榮譽：

聯系方式

篇(3)

人們最初關心中國人口問題主要是關心它的數量問題，因為中國是世界上人口最多的國家，快速增長的人口給中國的社會經濟發展帶來了巨大壓力，影響了社會經濟發展的速度，妨礙了人民生活水平的提高。因此，在某種程度上說，中國的人口政策在實際操作過程中偏重人口數量的控制。這種偏重是無可非議的，因為即使在今天中國人口的總和生育率已經下降到更替水平的情況下，由于人口基數龐大，加之人口發展的慣性，使中國仍面臨著巨大的人口數量壓力。然而，正當人們討論如何控制中國的人口數量，為每年新增加的1000多萬人口對中國社會經濟的影響而擔憂時，中國的人口年齡結構也正在悄然地老化。它使中國又面臨另一個挑戰：人口老化問題。

中國不僅是世界上人口數量最多的國家，也是老年人口數量最多的國家。1998年底，中國的總人口已經達到12.48億，60歲及以上的老年人口已經占總人口的9.7％左右。與其他已經成為老年型國家的人口老化歷程相比，中國的人口老化具有兩個突出的特點：一是人口老化速度和老年人口的絕對數增長快；二是人口老化超前于經濟發展水平而提前出現。以第四次人口普查的數據為基礎按中位方案所進行的中國人口預測的結果表明，中國人口的年齡結構正在迅速地老化，年齡結構正在由成年型轉變為老年型，但各個時期的老化速度有很大的差異。中國的人口老化過程大致可分為三個階段：第一階段為1990～2000年，中國人口由成年型向老年型轉變；第二階段為2000～2020年，這時中國將變成典型的老年型人口的國家；第三階段為2020～2050年，這一階段將是中國人口老化的嚴重階段。令人擔憂的是，在中國人口總體老化的同時，老年人口內部也在不斷老化。據人口學家預測，下世紀上半葉高齡老人每年平均增長速度是51‰，而65歲以上老年人每年平均增長速度為29‰，總人口在達到峰值前每年平均增長速度可能只有7‰。毫無疑問，高齡老人是增長速度最快的人群，而老齡工作的重點和難點在高齡老人，因為大多數60～70歲的老年人尚有生活自理?芰Γ?0歲以上的老年人最需要照料，帶病生存甚至臥床不起的概率最高。龐大的“中老年”和“老老年”人口無疑會給家庭和社會帶來沉重的負擔。

如果分地區考察人口年齡結構的老化問題，這一問題則更為迫切。中國人口年齡結構老化總的格局是農村地區快于城市地區，漢族地區快于少數民族地區，東部地區快于中部和西部地區。到1998年底，已經有近一半的省區60歲及以上老年人口占本地區總人口的比例已經超過或基本接近10%，率先成為中國首批老年型省區。從中國人口老化的地區差異上看，中國人口目前已經自東向西開始老化，而且速度將越來越快，在不久的將來，這一“灰色浪潮”就將席卷全國。從這一點上看，中國的人口并非到2000年前后才突然地成為老年型人口，老年人口問題也并非到下個世紀的某一天才突然嚴重起來。人口老化本身是個動態的過程，它對社會經濟的影響也是動態的。就中國的整體情況而言，目前人口老化的社會經濟影響還沒有顯性化，但就局部地區的情況而言，形勢已經相當嚴峻。如1993年上海人口開始負增長，目前上海最主要的人口問題并非生育水平問題，人們更關心的是人口結構問題，尤其是人口的老化問題。

正如人們關心人口數量一樣，人們之所以關心人口年齡結構的老化問題，從根本上說是出自對人口與發展之間關系的關注。第二次世界大戰以前，人們考慮的主要是人口總量變動與發展之間的關系，而對人口結構特別是年齡結構的變動與發展之間的關系沒有予以充分的重視。第二次世界大戰后，隨著科學技術的高速發展和人口老化的出現，人們逐漸認識到人口年齡結構變動比人口總量變動對發展的影響更大，因為人口年齡結構的老化同人口數量的增長一樣，會給整個社會經濟發展帶來巨大的影響，而且這種變化對社會經濟的影響遠比人口數量的增長給社會經濟帶來的影響要復雜得多。如果我們只考察人口總量和社會經濟發展之間的關系，實際上是將所有不同年齡的人都視為具有相同特征的“同質”的人，這樣的考察方法會抹煞不同年齡的人不同的社會經濟含義。事實上，不同年齡的人具有不同的社會經濟特征，是“異質”的人。中國目前約有1.2億老年人口和3.2億未成年人口，從數量上看，同作為消費人口的老年人口和未成年人口，二者的負擔孰輕孰重，一目了然。但如果我們考慮到這兩個不同年齡組的不同的社會經濟特征，我們就會發現，老年人口和未成年人口并不是簡單的1:3的關系，中國贍養其目前的1億老年人口也并不一定比撫養其?騁諼闖贍耆絲詡虻R虼耍疾炷炅浣峁溝謀浠肷緇峋梅⒄怪淶墓叵凳且恢指畈憒蔚難芯浚崾刮頤悄芨既返匕鹽杖絲詒潿蛻緇峋梅⒄怪淶墓叵怠?nbsp;世界及中國人口年齡結構正在老化的事實，要求人口學界、經濟學界和社會學界對人口老化的原因、過程、特征、社會經濟后果進行分析研究，并在扎實的理論研究的基礎上，尋求解決人口老化所帶來的后果問題的對策。國外對人口老化問題的大量研究始于第二次世界大戰以后。1956年，聯合國出版的《人口老化及其社會經濟后果》總結了以往對人口老化問題研究的成果，標志著對人口老化問題的研究進入了一個新的時期。此后，由于西方國家人口老化問題日益嚴重，加之人口理論的發展和研究方法的進步，使人口老化問題的研究不斷深入，有關人口老化問題的文獻也在不斷地豐富。同國外關于人口老化的研究相比，中國在這方面的研究起步更晚，這主要是因為中國人口學研究的復興是從70年代末期才開始，當時中國的人口年齡結構才剛剛進入成年型，人們關注的重點不在人口老化上，即人口老化問題不是人口學領域優先考慮的課題。只是隨著中國人口學研究的深入發展和人口老化速度加快的客觀事實才使越來越多的學者開始關心人口老化問題。

近幾年來，中國很多部門和機構對人口老化問題進行了一些研究，積累了一批文獻和數據。然而，當我們仔細回顧這些數據和文獻后，我們會發現，對中國人口老化問題的研究目前多偏重于考察人口老化的人口學效應和社會學效應，也就是說對中國人口老化的現狀、特征、原因、過程，以及人口老化的人口學和社會學的后果的論述較多。但弱點是，對現實情況的描述多，而理論上的創新少。

隨著中國人口年齡結構老化這一不可避免的客觀現實的到來，對人口老化與社會經濟發展之間的關系的研究已經迫在眉睫，搞清這種關系對于制定中國下一世紀的社會經濟發展戰略具有非常重要的意義。對正處在社會主義市場經濟建設階段的中國來說，正確認識中國人口老化發生的原因、運動的過程、發展的趨勢以及將會產生的社會經濟后果至關重要。中國在制定下一世紀的產業政策、分配政策、交換政策、消費政策和社會保障政策時，必須考慮到未來中國人口老化的客觀事實。只有這樣，才能使中國的社會經濟全面、穩定、協調、健康地發展。

二、幾個基本概念的界定

（一）老年人、未成年人和成年人的年齡界線

“老年人”是指達到或超過老年年齡界線的人，這里的關鍵在于老年年齡界線，因為確定這一界線是統計老年人口的前提條件。在不同的時期、不同的國家或地區對老年年齡界線的定義是不同的。1900年桑巴德在其《人口年齡分類和死亡率研究》一書中將人口按年齡劃分成不同的類型，實際上，他是將50歲作為老年年齡的下線；1956年，聯合國發表的《人口老化及其社會經濟后果》中將65歲定義為老年年齡的下線；而1982年在維也納召開的“世界老齡問題大會”又將老年年齡界線定義為60歲。國際上之所以將老年年齡界線從1956年的65歲增改為60歲，這是因為1956年聯合國發表的報告主要是針對發達國家出現的人口老化問題，而當時發展中國家還談不上人口老化問題，將65歲定義為老年年齡界線是根據當時發達國家人均預期壽命的情況而設定的。而到了80年代初，人口老化已經不僅是發達國家的問題，發展中國家同樣面臨人口老化問題，而發展中國家的人均預期壽命比發達國家的人均預期壽命低得多。因此，考慮到全世界的人均預期壽命的情況，將老年年齡的界線定義為60歲。隨著社會經濟水平的發展和人們預期壽命的不斷延長，老年年齡的標準應是不斷變化的。一般說來，發達國家老年年齡的起點應高于發展中國家老年年齡的起點。中國屬于發展中國家，盡管人均預期壽命高于發展中國家的平均水平，但還是比發達國家的人均預期壽命水平低很多，因此，將60歲作為中國老年年齡的界線是合理的選擇。

不同的時期和不同的國家或地區，對未成年人的年齡界線也是不同的，界線范圍在15～20歲不等。一般說來，發達國家未成年人的年齡界線高于發展中國家未成年人的年齡界線。國際上一般將15歲定義為未成年人界線，即0～14歲的人口均為未成年人口。

在給出老年人和未成年人的年齡界線后，我們就很容易確定成年人的年齡界線了，即成年人的年齡界線是15～59歲。（二）人口年齡結構的年輕型、成年型和老年型的劃分

同老年人、未成年人和成年人的年齡界線的定義一樣，人口年齡結構類型的劃分也是因時期和地區而有所不同的。1956年，在聯合國發表的《人口老化及其社會經濟后果》中，將人口年齡結構的類型劃分如下：

年輕型成年型老年型65歲及以上

老年人口的比例4％以下4%～7％7％以上

而后，隨著世界人口特別是發達國家人口的進一步老化，國外又提出一些新的劃分方法。例如，1975年美國人口咨詢局的劃分方法如下：

年齡結構類型年輕型成年型老年型0～14歲人口40％以上30%～40％30％以下

65歲及以上人口5％以下5%～10％10％以上

老少比15％以下15%～30％30％以上

年齡中位數20歲以下20～30歲30歲以上

而1982年在維也納召開的“世界老齡問題大會”將老年年齡界線定義為60歲后，各國又采用了如下的劃分方法：

年輕型成年型老年型

60歲及60歲以

上老年人口的比例5％以下5-10％10％以上

對人口年齡結構的年輕型、成年型和老年型的劃分是主觀的，而不是客觀的。隨著社會經濟水平的發展和人們預期壽命的不斷延長，特別是隨著老年年齡標準的不斷變化，對人口年齡結構類型的劃分也是要相應改變的。一般說來，對老年型人口的定義通常以60及60歲以上老年人口的比例在10%以上，或65歲及以上老年人口的比例在7%以上的人口稱為老年型人口。（三）人口老化和人口老化問題

對一個國家或地區的人口來說，由于人口的出生、死亡和遷移等多種因素的作用，人口的年齡結構是在不斷變化的，即未成年人口、成年人口和老年人口在總人口中的比例構成是不斷變化的。在總人口中，如果老年人口的比例不斷提高，而其他年齡組人口的比例不斷下降，我們就稱這一動態過程為人口老化；反之，如果老年人口的比例不斷下降，而其他年齡組人口的比例不斷上升，我們就稱這一動態過程為人口年輕化。對一個國家或地區來說，人口可能出現老化，也可能出現年輕化，人口的老化與年輕化是可逆的；而對個人來說，從他或她一出生就開始進入了老化的過程，這是不可逆的。人口老化問題是指在總人口中，老年人口的比例不斷提高，而其他年齡組人口的比例不斷下降的動態過程給社會經濟帶來的調整問題。由于在人口老化的過程中，各個年齡組的人口都在發生變動，所以人口老化問題不僅有老年人口給社會經濟帶來的調整問題，而且有成年人和未成年人給社會經濟帶來的調整問題，而老年人口問題是指老年人口這一特殊的群體給社會經濟帶來的問題。一個國家或地區的人口不論是老齡化還是年輕化，都會存在老年人口問題，即存在老年人口問題不一定存在人口老化問題，而存在人口老化問題則一定存在老年人口問題。 三、關于人口老化研究的主要觀點綜述

國外早期對于人口老化問題的研究多數是對老年人口特征的探討，主要是回答老年人口面臨的實際問題。然而，對實際問題的研究離不開一些基本的理論假設。不同的學者在特定的條件下提出不同的理論假設，而這些理論假設又為后人所演變發展，進而形成了一些人口老化理論。國外對人口老化問題的大量研究始于第二次世界大戰以后。1956年，聯合國出版的《人口老化及其社會經濟后果》總結了以往對人口老化問題研究的成果，標志著對人口老化問題的研究進入了一個新的時期。此后，由于西方國家人口老化問題日益嚴重，加之人口理論的發展和研究方法的進步，使人口老化問題的研究不斷深入，人口老化問題的文獻也在不斷地豐富。1969年，在二十四屆聯大上，馬耳他率先提出了老齡問題，呼吁國際社會和各國政府關注老年人口迅速增長的趨勢及隨之出現的一些問題。

國外關于人口老化問題的研究和老年事業的經驗為研究中國人口老化問題提供了借鑒的成果。但中國的人口有其自己的特殊性，中國人口老化問題的背景既有別于其他的發展中國家，更與發達國家的情況不同。因此，國外的經驗雖然可以借鑒，但終究難以適應中國的國情。我們的問題要靠我們自己去解決，中國人口老化的科學研究要靠我們自己去探索。

1982年，在奧地利維也納召開的老齡問題世界大會揭開了中國的老年事業的序幕。隨著中國人口學研究的深入發展和人口老化速度加起快的客觀事實使越來越多的學者開始關心人口老化問題。近些年來，中國相關部門和機構對人口老化問題進行了一些研究，積累了一批文獻和數據。其中比較有代表性的著作有北京大學人口所張純元主編的《中國老年人口研究》、中國社會科學院人口所田雪原等主編的《中國老年人口》、《中國老年人口經濟》、《中國老年人口社會》、吉林大學人口研究所曲海波的《中國人口老齡化問題研究》、武漢大學人口所徐云鵬等主編的《人口老化和老年人口問題研究》、中國社會科學院經濟所熊必俊主編的《老年學與老齡問題》、中國人民大學杜鵬的《中國人口老齡化過程研究》、中國人口信息研究中心于學軍的《中國人口老化的經濟學研究》，復旦大學王愛珠的《老年經濟學》，天津學者的《1988年中國九大城市老年人狀況抽樣調查》和上海學者的《上海農村養老保險制度改革》等。這些著作從不同的角度對中國人口老化問題進行了全面的研究。此外，大量的有關調查數據為人口老化問題的研究提供了準確的依據，如中國社會科學人口所組織的“中國1987年60歲以上老年人口抽樣調查資料”、1992年中國老齡科學研究中心組織的“中國老年人供養體系調查數據”等。所有這些文獻和數據都為進一步研究中國人口老化問題打下了良好的基礎。

（一）關于下世紀上半葉中國人口老化趨勢的預測

人口老化的理論和實際證明，人口老化的速度和程度主要取決于人口的生育水平和死亡水平，但在人口老化的不同階段，生育水平和死亡水平對人口老化的作用是不同的。在人口老化的前期，生育水平占主導作用；而在人口老化的后期，死亡水平占主導作用。無論如何，生育水平和死亡水平是人口預測的兩個最重要的參數。基于中國70年代和80年代生育水平下降的趨勢，當初人們在進行人口預測時，普遍傾向于中國人口生育水平會急速下降的樂觀估計，估計到2000年，中國的總和生育率會下降到1.8，甚至于1.5的低水平。很普遍的一種預測方案的參數假定是：總和生育率從1981年的2.63到2000年的1.8，隨后不變直到2050年；人口平均出生預期壽命從1981年的67.88歲上升到2050年的80.20歲。事實上，近年來，中國的生育率并未沿70年代末的趨勢繼續大幅度地下降，而是在80年代出現了波動徘徊的局面。1980年中國的總和生育率曾下降到2.24的較低水平，而后回升到1982年的2.86的較高水平；1985年再度下降到2.20，1987年又回升到2.59；1987年以后至今，總和生育率的下降的速度較快。對國家計生委規統司1992年10月進行的“38萬人口抽樣調查”的結果，國內外爭議較大，大多數人認為此結果偏低，極少數人則認為實際的結果可能會?汀H嗣嵌閱殼白芎蛻實乃街謁搗詛。偷牡偷?.3左右，高的高到2.3左右。因此，無論是學術界還是實際工作部門對此莫衷一是，無所適從，給人口規劃和社會經濟發展計劃工作造成了一定的困難，也造成了學術界的混亂。

表1各種中國人口預測方案的平均出生預期壽命的參數比較________________________________________________

預測單位或個人平均出生預期壽命

________________________________________________

(1)聯合國(中方案)1990～1995=70.0

2010～2015=73.5

2020～2025=75.0

(2)世界銀行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)杜鵬(高方案死亡率)2000=│

女72.4

男73.2

2030=│

女77.0

男69.4(8)于學軍（中方案死亡率)2000=│

女72.5

男76.7

2050=│

女80.0

________________________________________________

資料來源:(1)UnitedNations,"WorldPopulationProspects,1950～2025",version1990.

(2)世界銀行，《1984年世界人口預測》。

(3)宋健等，《人口預測和人口控制》，人民出版社，1982年。

(4)《人民日報》，1986年7月30日。

(5)曾毅，1994年。

(6)王慧炯，楊光輝，1984年，《邁向2000年的中國經濟》，氣象出版社，北京。

(7)杜鵬，1994年，《中國人口老齡化過程研究》，中國人民大學出版社，北京。

(8)于學軍，1995年，《中國人口老化的經濟學研究》，中國人口出版社，北京。

綜合考察國家計生委規統司1992年10月作的“38萬人口抽樣調查”的結果和1993年國家計生委對河北、湖北等地的抽查結果（見“當前計劃生育工作中的喜與憂：由幾則信息引發的思考”，國家計劃生育委員會辦公廳，《計劃生育情況》增刊（9）期）以及國家統計局1990～1998年人口變動抽樣調查數據的結果，我們認為，目前中國的總和生育率在1.9左右是合理的估計。就中國的全國平均水平而言，中國的生育率水平不大可能降低并長期保持在西班牙、西德，甚至日本現在這樣低的生育率水平。因為即使像美國這樣發達的國家，其育齡婦女的總和生育率仍然為2.1，而且一個國家或地區的總和生育率長期處在一個較低的水平上同樣會帶來許多問題。這一點，我們可以從發達國家的經驗教訓中得到一定的啟示。比如，人口老化程度過高，勞動力短缺，社會保障負擔過重等問題。因此，2020年倘若中國的總和生育率果真能低到1.5的低水平，政府則應采取干預政策，抑制總和生育率的進一步下降。

1973～1975年“全國人口三年腫瘤死亡回顧調查”資料表明：當時中國的男性的平均出生預期壽命為63.6歲，女性為66.3歲（中國計劃生育年鑒1993）。1982年中國第三次人口普查時，中國男性的平均出生預期壽命為66.4歲，女性為69.4歲，男女合計為67.9歲（姚新武，尹華1994）。1985年，國家統計局人口抽樣調查資料則表明，當時中國人口平均出生預期壽為68.9歲，其中男性為67.0歲，女性為71．0歲（中國計劃生育年鑒1993）。1998年，中國人口平均出生預期壽命上升到71歲，其中男性為69歲，女性為73歲。目前，中國的平均出生預期壽命已經遠遠超過了世界和發展中國家的平均水平，但與發達國家相比，中國的平均出生預期壽命尚有一定的差距。1998年，世界人口平均出生預期壽命為66歲，其中男性為64歲，女性為68歲。不包括中國在內的發展中國家的人口平均出生預期壽命為61歲，其中男性為59歲，女性為62歲；而發達國家人口平均出生預期壽命為75歲，其中男性為71歲，女性為79歲（PRB1994）。

從1973～1975年到1982年，中國的平均出生預期壽命提高了近3歲，平均每年提高近0.5歲。從1982年到1985年的3年間，中國的平均出生預期壽命提高了1歲，平均每年提高0.33歲左右。而從1985年到1998年的13年間，中國的平均出生預期壽命提高了2歲多，平均每年提高近0.16歲。毫無疑問，隨著中國社會經濟發展水平的提高，特別是衛生和營養保健狀況的不斷改善，中國的平均出生預期壽命還會有所提高。但是，平均出生預期壽命的提高的速度是“邊際遞減”的，即當平均出生預期壽命較低時，一定的社會經濟條件的改善會使平均出生預期壽命有較大幅度的提高。而當平均出生預期壽命較高時，相似的社會經濟條件只能使平均出生預期壽命有相對較小幅度的提高，在達到一定階段后，平均出生預期壽命甚至可能出現停滯不前的狀態。中國人口的平均出生預期壽命的提高的歷程證明了這一點：從每年提高0.5歲下降到每年提高0.33歲，進而又下降到每年提高0.16歲。

需要注意的是，盡管中國人口的人均出生預期壽命會逐漸提高，但隨著人口年齡結構的老化，人口粗死亡率會逐漸提高，每年老年人口死亡的絕對數會逐漸增多。目前，中國每年60歲及以上老年人口死亡人數為550萬左右，而到2030年，這一數字將上升為1130萬左右（世界銀行1993）。

表2是中外單位或個人對中國下一世紀前半期老年人口規模的預測結果。

表2中外單位或個人對中國下一世紀前半期老年人口規模的預測單位：億

預測單位或個人2000年2025年2050年

_____________________________________

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

(1)聯合國(中方案)1.270.852.701.85----

(2)世界銀行1.370.953.202.103.612.91

(3)中國老齡委員會1.320.922.731.883.3～4.22.84

(4)宋健等--0.94--2.21--4.05

(5)杜鵬(方案一)1.280.872.801.834.123.07

(6)于學軍1.290.882.731.883.842.90___________________________________________________________________資料來源:(1)UnitedNations,"WorldPopulationProspects,1950-2025",version1990.

(2)世界銀行，《1984年世界人口預測》。

(3)中國老齡委，《中國老年人口發展預測》，1986年全國老年學術討論會參考材料之二。

(4)宋健等，《人口預測和人口控制》，人民出版社，1982年.

(5)杜鵬，1994年，《中國人口老齡化過程研究》，中國人民大學出版社，北京。

(6)于學軍，1995年,《中國人口老化的經濟學研究》，中國人口出版社，北京。

從表2我們可以看到：中外單位或學者對中國未來老年人口數量的規模的發展預測是非常接近的。這主要是因為中國下世紀前半期老年人口數量的規模的發展取決于現存人口的死亡率和預期壽命，而與今后出生的人口數量沒有關系。在上述的各種預測中，聯合國的預測略低一些，而在宋健等人的《人口預測和人口控制》中，對下世紀老年人的預測又相對較高，但無論如何，從以上的各種預測結果中，我們可以作這樣的判斷，即到2000年，中國60歲及以上的老年人口將達到1.3億左右，65歲及以上的老年人口將達到0.9億左右。

需要說明的是，預測畢竟是預測，任何自認為是以合情合理的假設條件為依據的預測都難以斷言其所預測的內容會成為現實。對發展中的中國來說尤其如此，正如我們所看到的，中國經濟的發展和人口的變動受政府政策的影響較大，我們不能肯定中國政府在某個時刻不會改變其經濟政策和人口政策。倘若如此，結果會迥然不同。更重要的是，中國目前尚缺乏權威、精確的人口和經濟方面的統計數據，這為我們的預測在一開始就造成了障礙。因此，我們的預測大致只能說明一般的趨勢，而不能將其視為對未來的客觀描述。（二）對人口老化問題研究主要觀點

中國人民大學鄔滄萍認為，從中國人口老齡化的特點看，中國人口老齡化是在經濟不發達的背景下發生的，中國未來人口老齡化的發展并非名列世界前茅。中國老年人口有40年的高速增長期，人口老齡化速度將超過一些發達國家。中國人口轉變快，但人口增長尚未得到完全控制，中國人口老齡化進程受人口政策的影響甚大。經過多年的潛心研究，鄔滄萍提出的最新觀點是：中國的人口老齡化問題主要是老年人口的數量問題，而非老年人口在總人口的比例高低，因為無論比例多高或多低都是相對的，而數量是絕對的。據此，他指出，人們要從新的視角審視計劃生育在老齡化過程中的作用。中國社會科學院田雪原認為老年人口學研究的重點在于老年人口變動，而老年人口變動同人口年齡結構老齡化緊緊連在一起。在對中國人口老齡化的原因和過程進行分析之后，他認為中國人口老齡化的特點表現在：一是人口老齡化的速度比較快，達到的水平比較高；二是老齡化發展在時間上具有階段和累進的性質；三是老齡化在空間分布上不平衡。北京大學袁方對中國人口老齡化過程中老年人在家庭和社會中的地位和作用進行了深入研究。認為人口老齡化將對社會經濟發展產生重大影響，解決中國老齡問題要依靠國家、社會、集體和家庭相結合的方式。

中國老齡科學研究中心徐勤認為人口轉變速度將決定人口老齡化強度。人口轉變是人類歷史發展的客觀必然，任何人口隨著社會的發展或遲或早總要發生，只是由于各人口出生率和死亡率的變化速度不同，導致人口轉變的速度不同，從而人口老齡化的強度也不同。一些發展中國家比發達國家人口轉變速度快得多，因而在人口轉變的后期將出現老年人口比重急劇增長的時期。中國人民大學喬曉春通過對人口老化模型研究認為，在分析人口老化影響因素時不能只看到出生率、死亡率，而看不到現實人口年齡結構對人口老化的巨大作用。從現實看，年齡結構對人口老化的作用可能比出生率和死亡率的作用還要大（雖然歷史上年齡結構最終也是由出生率和死亡率決定的）。過去往往只重視出生率、死亡率對人口老化的影響，而忽視了現實存在著的年齡結構的作用。

史菁的研究認為，運用穩定人口模型研究中國人口老齡化過程是不恰當的，因為中國人口處于急劇轉變之中。以往根據穩定人口理論分析得出的結論是：死亡率在人口老齡化過程中對老年人口比例的增長的作用是不重要的，可以忽略，在人口老化過程中起主要作用的是生育率的下降。然而通過對9個方案人口動態模似的結果分析，史菁卻得到了這樣的結論：死亡率下降的影響是不可忽略的，它的作用與生育率下降的作用同樣重要。由于生育率的下降并不是促使人口老化的唯一因素，中國的人口老化不能簡單地歸因于計劃生育政策。

曲海波以中國1964年人口年齡結構為基礎，運用人口預測方法對中國人口老齡化的影響因素進行了分析，結論是生育率的下降是中國人口老齡化的根本原因，死亡率下降并沒有使中國人口老齡化，反而使其年輕化。他還認為人口年齡結構發展的慣性也是年齡結構變化的一個原因。

杜鵬在《中國人口老齡化過程研究》一書中認為，對中國人口老齡化過程進一步研究的必要性和可能性表現在：（1）對中國人口老齡化的發展過程重新加以認識，這對認識中國人口老齡化的趨勢和特點以及制定今后的人口政策、社會福利制度等都有著重要的意義。1990年第四次人口普查的數據資料為這方面的深入研究提供了可能性，它除了能使我們分析過去40年中國人口年齡結構的變化之外，以1990年人口數據為基礎所作的人口預測也使我們得以對未來的人口老齡化趨勢重新進行估計。（2）中國人口年齡結構變化和人口老齡化的主要影響因素是生育率、死亡率和年齡結構，但是這些因素在過去40年的人口發展中各起了多大作用還沒有從數量上加以全面分析；這些因素在不同時期的作用是否一樣？差異有多大？這些問題都有待進行量化分析才能回答。我們可以利用第四次人口普查數據用比較預測方法對過去40年和未來40年的人口年齡結構變動影響因素進行比較分析來回答上述問題。（3）在人口老齡化過程中，老年人口本身也在不斷地更替，新進入老年人口的隊伍逐漸取代了原有的老年人口。因此，即使在兩個不同時期老年人口占總人口的比例并未改變，甚至老年人口數也一樣的情況下，都不能避免老年人口自身的更替。由于這種更替的存在?絲誒狹浠討欣夏耆絲詰奶氐慵壩紗瞬畝隕緇峋玫撓跋於薊嵊興浠饈僑絲誒狹浠討幸醞幢還惴喝鮮兜牧硪桓鮒匾矯妗U飫锝擻玫諶⑺拇穩絲諂詹槭荻災泄夏耆絲詰母婀婺：透媛式蟹治觥＃?）人口老齡化過程并不只是總人口的老齡化過程，在這一過程中，老年人口自身也在不斷老齡化。對這一特點的了解是隨著老年人口的迅速增加和人口老齡化程度的加劇而出現的，但還未被廣泛認識（杜鵬1994）。

于學軍認為，無論采取那種方案對中國未來的人口發展趨勢進行預測，都會得出一個共同的結論：中國在下個世紀將面臨人口老化的巨大挑戰。面對下一世紀人口年齡結構老化的挑戰，我們既不能采取不承認的態度，視而不見或有意回避，也不能一提人口年齡結構老化就“談虎色變”，盲目悲觀，凡是不尊重客觀規律的態度都是不可取的。我們應以科學的態度對待人口年齡結構老化問題，以積極的態度迎接人口年齡結構老化的挑戰，積極采取對策，充分利用人口老化前期總撫養比較低的有利形勢，大力發展社會經濟，建立起完善的社會保障制度。同時，我們又要認真研究人口年齡結構老化的消極后果，盡量避免或減緩人口年齡結構老化對中國社會經濟的消極影響。因此，從戰略的高度認識中國的人口年齡結構老化問題，從宏觀上看清人口年齡結構老化的趨勢，及早地制定人口發展和經濟發展相協調的總體戰略規劃，統籌兼顧，綜合治理十分必要。特別要注意的是，各個年齡組的人口群體是撫養和被撫養的關系，所以，在考察人口老化的過程和解決老年人口問題時，要全面系統地考察整個人口年齡結構的變化趨勢。老年人口是整個人口的一部分，老年人口的比例變化必然引起其他年齡組人口的變化。因此，老年人口不是孤立的群體，必須與未成年人口和勞動力人口聯系起來進行綜合考察。在制定政策時，要考慮到不同年齡組人口群體的不同需求和作用（于學軍，1995年）。

以上列舉了部分對中國人口老齡化問題進行研究分析的代表性文獻，這些研究對認識中國人口老齡化的影響因素和在分析中所要注意的問題都有重要的發現和建議，為以后的中國人口老齡化過程研究奠定了基礎。但是由于中國人口老齡化還處于起步階段，對其過程及影響的認識需要有一個不斷深化的過程；此外，人口發展往往并不能按已有的人口預測的方式變化，隨著新的人口數據的取得和人口老齡化分析技術的發展，使我們有可能對中國人口老齡化的過程和特點重新進行認識，對人口老齡化的影響因素進行量化分析，從而在已有研究成果的基礎上進一步深入研究。（三）人口老化對社會經濟的積極影響和消極影響始于60年代中后期的中國人口老化過程，是人口轉變過程中的必然產物。如上所述，人們之所以關心中國人口老化的過程，是因為會產生所謂的人口老化問題，而人口老化是會否構成人口老化問題，以及人口老化給社會經濟的發展帶來的影響是積極的還是消極的，可能是人們最為關心的。在過去的20多年中，中國的學者從不同角度對人口老化可能產生的影響進行了深入的研究，并產生了一些學術上的爭鳴，其中比較有代表性的是中國人口信息研究中心的馬贏通和中國人民大學人口研究所的喬曉春之間的交流。

馬贏通（1987）指出，多年來，人口老化被作為社會經濟發展中的消極因素來論述，研究的重點是探求人口老化的對策。這無論對認識未來人口與社會經濟發展的前景，還是對深入開展計劃生育，控制人口增長都是不利的。他認為，從各方面的相關分析看，人口老化是好事而決不是壞事。人口老化是人口發展的必經階段，主觀上抗拒是無濟于事的，人們在其面前的選擇，不存在任何形式的超脫。只有按規律辦事，促進其發展，才能促進社會經濟的發展。馬贏通指出，如果不實行計劃生育，必然形成少兒人口遠大于現時少兒人口和老年人口同時上升的“兩頭沉”的現象，而人口老化過程起到了減輕一頭負擔的作用。因此，只有通過計劃生育降低生育水平，加速人口老化，才能促進社會經濟發展，這無論在理論上還是實踐上都將有利于中國四化建設的全局。

喬曉春（1988）不同意馬贏通的上述觀點。他指出，人口老化并不是指老年人口數量的增加。老年人口數量的增加與近年來的計劃生育沒有關系，但人口老化系數的變化與計劃生育確實有關系。這一點是任何人也回避不了的。他認為，人口老化、計劃生育、社會經濟發展之間的關系是：出生人口數量減少及老年人口數量增加會導致人口老化；由于作為人口老化系數分子的老年人口數量是相對確定值，而出生人口為未定值，控制人口增長只能使出生人口減少，從而加速人口老化；計劃生育有利于社會經濟發展，雖然人口老化也是由于計劃生育引起的，但從邏輯關系上看，不能直接推出加速人口老化會促進社會經濟發展。喬曉春進一步指出，出生人口的減少直接促進了社會經濟發展，同時也導致了人口老化，但由此并不能引出人口老化與社會經濟發展之間的直接關系，人口老化與促進社會經濟發展之間沒有直接的和必然的聯系。

馬贏通和喬曉春之間的學術交流是在“百花齊放，百家爭鳴“方針下的討論，既交流了學術思想，也深化了學術研究。筆者認為，馬贏通和喬曉春分別從不同的角度，探討了既有區別、又有聯系的兩個問題：老年人口問題和人口老化問題。他們之間的辯論沒有使用同一個概念和標準，討論的結果自然不會達成共識。

在隨后的十多年間，中國的學者沒有間斷對這一問題的探討。田雪原（1987）認為，中國人口從屬年齡比的大幅度降低，為國民經濟發展提供了人口方面的有利條件，未來二、三十年是人口年齡結構變動的“黃金時代”，總的來說利大于弊。曲海波（1988）指出，人口老化是社會經濟發展的產物。反過來，人口老化又對社會經濟的運行產生相應的影響。人口既是生產者又是消費者，人口作為生產者是有條件的，而作為消費者是無條件的。人口老化是人口年齡結構變化的一種表現形式，必然涉及經濟發展的各個方面，從而使社會經濟的各個領域發生這樣或那樣的變化。于學軍在《中國人口老化的經濟學研究》（1995）一書中認為，伴隨中國人口轉變過程中出現的人口老化是必然的，但是人口老化是否構成人口老化問題，以至于整個國家的人口問題要看它的發展程度和速度是否對社會經濟的發展造成影響而定。因此，人口老化給社會經濟的發展帶來的影響是積極的還是消極的，要區分不同的階段來看。從長期的趨勢上看，中國的人口老化給社會經濟的發展帶來的消極影響多于積極的影響。但如果分階段看這一問題的話，我們會發現，中國的人口老化問題大致以下世紀20年代為過渡期，在此之前，由于人口年齡結構的變動會給中國的社會經濟發展提供許多有利的條件，這一階段是利大于弊；而在此之后，由于人口老化速度加快，程度加深，許多“利”將逐漸轉化為“弊”，這一階段是弊大于利。需要說明的是，利與弊不是絕對的，在一定條件下，利與弊是可以互相轉化的。只要我們能利用這二、三十年的有利時機，在大力發展國民經濟的同時，注意人口老化的動向，采取相應的對策，及時調整社會經濟結構，建立和完善社會保障制度，我們就可能將人口老化給社會經濟發展的消極影響限制在最小的范圍內。

四、未來中國人口老化的研究

我們對中國人口老化原因和過程的研究已經比較充分了。過去，我們的研究主要以宏觀為主，視野主要局限于人口學和社會學領域；今后，我們應進行一些微觀的理論研究和實證研究，并將我們的視野放遠于更多的交叉學科之中。我們應將人口老化問題提高到可持續發展的戰略高度，從多角度審視人口老化問題。我們都預感到人口老化會對中國的社會關系、經濟發展、文化傳統、價值觀念、道德規范等各方面產生影響，人們想知道這些影響是什么？為什么會產生這些影響？在這些影響中，哪些是積極的，哪些是消極的？如何引導積極的影響而減緩消極的影響？只有把這些問題說清楚，讓人們意識到人口老化問題不僅是老年人口問題，而是與每一個人都息息相關的問題時，人們才會關注和重視人口老化問題。

在進行人口老化問題研究時，我們應該借鑒發達國家或地區的研究成果，因為他們已經進入老齡化社會幾十年甚至幾百年，為解決老齡化問題進行了大量的研究和探索，有嚴格的理論基礎和豐富的實踐經驗。理解和掌握這些理論和經驗會使我們少走彎路，節省很多時間。但遺憾的是，對他們成熟的理論和經驗，我們知道的還很少。

參考文獻

北京市老齡委編.1990.北京老年人口論文集.北京燕山出版社

陳衛.1994.城市化、國內遷移和人口老化.中國生育率下降過程中的新人口問題及其對策學術討論會論文

杜亞軍.1988.人口年齡結構的變動與就業問題.人口研究，(3)

.1985.社會學的探索.天津人民出版社

韓良誠.1992.中國人口老齡化與養老保險制度改革.中國行政管理，(8)

黑田俊.1993.亞洲人口年齡結構變化與社會經濟發展的關系.人口學刊,(3)

胡逢云.1994.社會統籌與個人賬戶相結合－－上海市改革養老保險制度的探索.經濟日報,(8.2)

胡偉略.1990.關于中國老年人口經濟收入問題的城鄉比較分析.中國老年人口文選.經濟管理出版社

胡偉略.1993.中國家庭的社會保障和人口控制.家庭經濟與生育國際學術研討會論文

胡偉略.1994.論家庭保障的社會化.人民日報,(10.5)

黃勇.1992.中國人口老化的若干思考.益陽師專學報,(2)

李榮時.1993.計劃生育與社會保障.大思路－90年代中國人口形勢與對策.科學普及出版社

李澍卿.1987.中國社會養老的現狀與趨勢.人口與經濟，(3)

劉錚.1984.人口理論問題.中國社會科學出版社呂榮侃.1991.中國老齡人口再就業問題.人口研究，(2)杜鵬.1994.中國人口老齡化過程研究.中國人民大學出版社

馬贏通.1987.加速人口老齡化促進經濟社會發展.中國人口科學,(2)

穆光宗.1994.老年人需要精神贍養.中國生育率下降后果與對策研究組咨詢報告第四號胡立群.1994.大力改革中國城鎮養老保險制度.老齡論壇,(1)日本社會發展研究所.1991.日本社會保障成本1990(英文版)曲海波.1988.論老年人口學的基本范疇及其理論框架.中國人口科學，(1)

喬曉春.1988.對加速人口老齡化促進經濟社會發展一文的幾點看法.中國人口科學,(2)

喬曉春.1994.對中國生育率下降過程中的人口老化與老年人口問題的認識.第六次全國人口科學討論會論文選

曲海波.1990.中國人口老齡化問題研究.吉林大學出版社

田雪原,胡偉略.1991.中國老年人口經濟.中國經濟出版社

田雪原等.1992.獨生子女與父母養老保險的理論和實踐.四川大學出版社

王樹新.1991.論開發利用輕齡老年人口資源.中國人口科學,(4)

王文英.1987.關于人口老齡化若干問題的探討.人口與經濟，(2)

王蕓.1993.退休制度與退化年齡.老齡問題研究,(7)

鄔滄萍.1987.調整人口年齡結構是計劃生育的社會職能.中國人口科學，(2)

鄔滄萍.1986.以戰略眼光對待老齡問題.北京市老齡問題委員會編.首都老齡戰略問題研究

鄔滄萍,徐勤.1990.對中國人口老齡化趨勢和特點的新認識及對戰略對策的新思考.中國人口科學，(2)

香玲.1993.西方部分國家社會養老保障措施考察.中國國情研究，($$$$

肖振禹，郭平.1994.人口流動與老齡化.中國生育率下降過程中的新人口問題及其對策學術討論會論文

熊必俊.1986.人口老齡化的宏觀經濟影響與對策初探.北京市老齡問題委員會編.首都老齡戰略問題研究

熊必俊.1987.國外的老年社會保障與退休制度.老齡問題研究資料，(78)

熊必俊.1987.老年經濟學初探..老齡問題研究資料，(83)

徐勤.1994.中青年在家照料老人的調查與研究.中國生育率下降過程中的新人口問題及其對策學術討論會論文

于學軍.1994.老齡化·祖父子·四二一.中國青年報，(9.3)于學軍.1995.中國人口老化的經濟學研究.中國人口出版社

于學軍.1995.中國人口老化對經濟發展的影響：是積極的？還是消極的？.人口研究，(4)。

于學軍.1995.中國人口老化與代際交換.人口學刊，(6)

于學軍.1996.中國人口老化對消費需求的宏觀影響.人口學刊，(5)

于學軍.1996.中國人口老化與儲蓄.人口與經濟，(3)

于學軍.1999.中國老年人口健康研究.中國人口科學,(4)

袁方.1987.中國老年人與家庭贍養.家庭結構與人口老化國際研討會論文

袁方.1988.論人口老化對策.北京老年人口論文集.北京燕山出版社

曾毅.1994.從海南的實踐看社會養老保險制度的改革.第六次全國人口科學討論會論文選

曾毅.1994.關于中、長期人口預測的課題研究報告.北京大學人口研究所中長期人口預測課題組內部報告

張純元.1987.中國農村的養老事業.人口與發展.中國人民大學出版社張純元，1990年，“論人口消費結構”，載于《人口情報與研究》，1990年第1－2期，天津。

張純元.1991.中國老年人口研究.北京大學出版社曾毅.1993.農村儲備積累式養老保險勢在必行.人口與計劃生育,(6)

張翠珍.1993.市場經濟條件下的中國養老保險制度改革.市場經濟與人口學術研討會論文

張東輝.1987.西方國家的人口老化與退休金危機.山東人口，(2)

張宜霖.1992.試析推遲退休年齡.人口，(2)

中國老齡問題全國委員會.1983.老齡問題研究－－老齡問題世界大會資料輯錄.中國對外翻譯出版公司

周弘.1989.歐洲社會保障的歷史演變.中國社會科學，(1)

朱傳一.1990.從國外趨勢看中國老年社會保障工作的發展方向.中國人口科學，(2)

ArnoldS.Brown.1990.TheSocialProcessesofAging&OldAge.Prentice-Hall.Inc.

DavidA.Wise.1989.TheEconomicsofAging.TheUniversityofChicagoPress

Modigliani.1975.TheLifeCycleHypothesisofSavingTwentyYearsLater.inM.Parkined.ContemporaryIssuesinEconomics.ManchesterUniversityPress.

PRB,.1994.WorldPopulationDataSheet

篇(4)

[論文關鍵詞]圖書館員 工作滿意度　快樂指數 組織承諾

本文以特殊群體——圖書館從業人員為研究對象，綜合探測影響其工作滿意度的各種主客觀因素，并試圖建立可以預測其工作滿意度的回歸方程，從而為圖書館員工作滿意度的界定和測量提供科學的工具。

1研究設計、回歸模型結構及方法

1．1研究設計

圖書館員工作滿意度受多方面因素影響，這些因素既應包括圖書館員基本的個體特征，如工作時間、收入水平等，又受到每個圖書館員對生活和工作的基本態度的影響，因此，表征其生活態度的主觀幸福感與表征其離職傾向的組織承諾可能對圖書館員工作滿意度有重要作用。基于此，本研究試圖將這些影響因素統一納入對工作滿意度的影響模型中，并從中篩選出那些能夠對圖書館員工作滿意度起獨立顯著作用的因子。

1．2模型結構

在本研究的回歸模型中，包括了以下四類信息：

(1)圖書館員工作滿意度信息：從6個子維度對圖書館員工作滿意度信息進行收集與評估，最后加權得出一個工作滿意度總指數，作為本研究希望考察的因變量。

(2)圖書館員基本人口學信息，包括：性別、年齡、職稱、職務、學歷、進館年限、圖書館類型、工作地區、之前是否從事其他行業以及月收入。

(3)圖書館員快樂指數信息：從成長發展體驗、心態平衡體驗、自我接受體驗、目標價值體驗、身體健康體驗、社會信心體驗、家庭氛圍體驗和知足充裕體驗8個子維度對圖書館員快樂指數進行評估。

(4)圖書館員組織承諾信息：從情感承諾、繼續承諾、規范承諾3個子維度評估圖書館員對圖書館行業及其所在館的忠誠度與離職意愿，個體對組織的忠誠度越高，則其離職意愿越低。

1．3研究方法

采用spss13．0，將收集到的數據進行歸類整理，然后采用強迫入選法，將人口學信息、快樂指數及組織承諾分為三類變量，納入多元線性回歸方程。其中由于人口學變量為定類或定序變量，均以虛擬變量方式納入多元回歸過程。

2結果分析

2．1極端個案篩選

第一次強迫入選法共納入42個自變量，其中虛擬變量31個；從三組變量中篩選出16個beta系數達到顯著性水平的自變量，強迫入選進第二次回歸方程，得到11個beta系數達到顯著性水平的自變量；采用強迫人選法進行第三次回歸，l1個自變量的beta系數均滿足了顯著性水平。最后納入回歸方程的自變量依次是：人口學變量——職稱館員、月薪一千元以下；快樂指數——成長發展體驗、心態平衡體驗、自我接受體驗、目標價值體驗、社會信心體驗、家庭氛圍體驗和知足充裕體驗；組織承諾——情感承諾、繼續承諾。

由于回歸散點圖顯示存在明顯偏離的特異數據，故以殘差大于3個標準差為標準，選出5個特異個案(見表1)，不納入最終回歸統計。

2．2模型分析

對刪除特異個案的數據進行回歸分析，得到的11個自變量同上。

圖為回歸方程標準化誤差的頻數直方圖，從圖中可以看出，誤差頻數分布基本符合正態曲線，滿足多元回歸模型的誤差正態分布假設。

表2為擬和過程表。其中數據說明，最終模型是因變量與自變量之間的復相關系數R一0．749，反映了因變量與自變量之間具有比較明顯的線性關系。確定系數R—0．561，反映了被選人的自變量作為因變量圖書館員工作滿意度的預測因子具有較高的解釋力。由于該模型中樣本數為因子數的數十倍，故修正的R2差異很小，可忽略不計。回歸估計的標準誤差S=0．40980，樣本回歸效果不錯。而且，從第一個模型到最后一個模型的建立過程中，每一次納入新變量后，F增量都達到顯著水平(P

由表3可看出，最終模型回歸均方達到18．872殘差均方僅為0．168，統計量F一112．372，且達到P

由下頁表4可得出回歸方程的各個系數，即多元回歸方程可表達為：

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為常數項；X1為情感承諾實際得分；X2為繼續承諾實際得分；X3與X4為虛擬變量，0、1兩點計分，滿足條件者記1分，不滿足條件者記0分，X3為職稱是館員，X4為月收入一千元以下；X5為成長發展體驗實際得分；X6為心態平衡體驗實際得分；X7為自我接受體驗；X8為目標價值體驗；X9為社會信心體驗；X10為家庭氛圍體驗；X11為知足充裕體驗。)

模型回歸系數表明，根據標準化系數值，可以看出以上11個因素對圖書館員工作滿意度的影響，這些影響因素按從大到小的順序排列分別是：心態平衡體驗(0．354)、情感承諾(0．316)、社會信心體驗(0．246)、知足充裕體驗(0．192)、繼續承諾(-0．117)、自我接受體驗(一0．081)、成長發展體驗(-0．079)、目標價值體驗(0．078)、職稱館員(0．058)、家庭氛圍體驗(-0．057)、月收人一千元以下(0．050)。標準化系數值大于0．15的有四個因素：心態平衡體驗、情感承諾、社會信心體驗、知足充裕體驗，說明這四個因素對圖書館員工作滿意度影響最為顯著，它們的變化帶來工作滿意度較大范圍的波動，也就是說，這四個因素是圖書館員工作滿意度高低的關鍵因素。

在進人方程的各因子中，情感承諾與快樂指數的心態平衡體驗、目標價值體驗、社會信心體驗及知足充裕體驗共5個因子與圖書館員工作滿意度成正比關系。而組織承諾中繼續承諾因子，快樂指數中成長發展體驗、自我接受體驗與家庭氛圍體驗共4個因子卻與圖書館員工作滿意度成反比，在控制其它變量的條件下，它們的增高反而會帶來工作滿意度的降低。兩個人口學變量作用力基本相當，滿足職稱為館員或滿足月收人一千元以下都會降低個體對本職工作的滿意度水平。

容限度為多重共線性檢驗指標之一，表示各個自變量能夠提供的獨立信息與自身方差的比例，一般0．1為常規底限；方差膨脹因子為容限度的倒數，是多重共線性檢驗的另一指標，一般以10(倍)為上限。上表中的此兩類數據都在可接受范圍內，顯示回歸方程不存在明顯的共線性問題。

此外，從各自變量偏誤差散點圖看出，各自變量分別與因變量滿足線性關系、均方差性，且基本沒有特異值存在(圖略)。

3結果討論與建議

3．1圖書館員工作滿意度方程意義解釋

通過多元回歸分析，我們最終建立起了以圖書館員工作滿意度為因變量，以11個涉及快樂指數、組織承諾及人口學信息的因子為自變量的多元回歸方程。由于為回歸準備的人口學變量池所含因子較為豐富，所以該方程能很好地表征各類型圖書館員的對本職工作的主觀滿意程度。現舉例說明：

隨機抽取id編號為119的個案，該圖書館員情感承諾、繼續承諾、成長發展體驗、心態平衡體驗、自我接受體驗、目標價值體驗、社會信心體驗、家庭氛圍體驗、知足充裕體驗得分分別為：4．O0、3．67、2．O0、3．O0、3．O0、3．O0、2．75、3．67、3．33；且職稱為館員(滿足館員職稱，x。計分為1)、月收人2～3千(不滿足月收人一千元以下，x計分為0)，那么該圖書館員工作滿意度方程就為：

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

此測量分值與他本人在調查問卷中的實際得分3．72956相比，誤差為0．05，說明此方程是成立的；再與常模均值3．4877相比，高出約0．242，表示該圖書館員滿意度程度中等偏低。

其它人口學因子，包括性別、婚姻、年齡、職務、學歷、進館年限、館型、工作地區以及是否從事過其它行業共9個因素則不對圖書館員工作滿意度起獨立線性作用，也就是說，當方程現有自變量受到控制時，男性或者女性、未婚或者已婚、年齡職務及學歷高低、進館年限長短、所在館型及地區，以及之前是否從事過其它行業的圖書館員的工作滿意度沒有顯著差異。

3．2人口學因子對圖書館員工作滿意度的作用

月收人一千以下的圖書館工作人員，占本次調研樣本的11．7，他們對工作的滿意程度顯著低于其他收人人群。月收人從某種意義上是對員工工作狀況的即時反饋與激勵，較低的月收人，倘若處于一個公平分配的環境之下，就在很大程度上反映了本員工不良工作的情況，而客觀的工作表現與主觀的工作態度勢必存有較大聯系，由此亦可從其不良的工作表現間接推知其工作滿意程度水平的低下；另一種假設是較低的月收人源自不公平的資源分配制度，則會直接影響工作滿意度的子維度，如降低公平滿意度、獲得滿意度等的水平，從而影響工作滿意度的總指數。

職稱為館員的占樣本總數的41．5，模型顯示，龐大的館員群體較其他群體而言，總的來說，對本職工作更不滿意。對于這一點，可從以下方面來考慮：首先，館員職稱本身的特殊性，助理館員到館員的晉升要易于館員到副研究館員的晉升，這種難度梯次表現在對個人學歷、工作年限以及科研成果等各方面的要求上。因而，一方面，助理館員較之館員更容易預見到自己下一步的晉升；另一方面，大量圖書館工作人員停留在館員層級上，彼此問的比較與競爭最為激烈，這大概是館員身份導致工作滿意度水平降低的主要原因。其次，非館員職稱不僅包括助理館員，還涉及副研究館員、研究館員和其他副研究館員、研究館員本身所擁有的職稱優越感使得其對工作的滿意度自然高于館員群體，而“其他所包含的其他職稱系列或非職稱系列也擁有館員群體所不具備的對圖書館工作自我滿足的心理優勢。

3．3與圖書館員工作滿意度成正比的5變量意義

與圖書館員工作滿意度成正比關系的因子依次為(括弧內為標準化Beta系數)：心態平衡體驗(0．354)、情感承諾(0．316)、社會信心體驗(0．246)知足充裕體驗(0．192)、目標價值體驗(0．078)；結構為：1個組織承諾因子和4個快樂指數因子。情感承諾對工作滿意度的影響較大。當一個圖書館員與本職工作和工作環境建立起較強情感紐帶時，他的工作滿意度水平就會相應增高。這就是說當圖書館工作能給員工帶來強烈的成就感和使命感時，員工對工作的滿意度水平就會顯著提高；或工作的人事環境能很好地滿足員工的社交需求，使他們能對該集體產生依賴感和歸屬感時，個體的工作滿意度水平也會大幅提高。

心態平衡、社會信心、知足充裕和目標價值體驗同屬快樂指數子維度。心態平衡體驗是回歸方程中作用最大的因子，該因子由反向計分題構成，表示能夠坦然接受自己的生活現狀，坦然面對自己的生活經歷，不怨天尤人，對別人的生活能夠持一種平穩心態。其構成及意義與構成工作滿意度的各因子中解釋力較強的獲得滿意度非常相近，均表示在面對不公平的逆境時豁達處之的心態。社會信心體驗由正向計分題構成，表達對行業發展的信任態度，總的來說，對行業前景越看好的員工，對目前工作就越感滿意。與之類似的知足充裕體驗和工作滿意度子維度解釋力最強的公平滿意度，也表現出較為匹配的意義和結構，均由正向計分題構成，表示對當下物質條件的合理肯定。目標價值感雖然由反向計分題構成，但卻表達了工作滿意度中工作價值感的意義，目標價值感高的圖書館員傾向于認為自己的生活充實有意義，這一點表現在工作上，即是認可并喜歡本職工作，愿意享受工作帶來的愉悅感和自豪感。

3．4與圖書館員工作滿意度成反比關系的4變量

篇(5)

關鍵詞:更年期;信息化;管理;數據庫

慢性疾病是老齡化社會主要的健康問題，健康問題是人口老齡化帶來的最大社會問題之一。老齡化人群中女性占有較高的比例，我國50歲以上女性已達1.2億，預計在2030年將增加到2.8億以上［1］。更年期是女性慢性疾病啟動的窗口期，因此，健康管理具有重要的意義。2013年上海戶籍人口平均期望壽命82.47歲，而女性期望壽命達到84.79歲。女性絕經后的生命時間增加，以平均絕經年齡51歲估計，女性有1/3的生命在絕經后度過，絕經后婦女的醫療健康保健成為公共衛生的重要內容。與絕經相關的精神障礙、代謝性疾病是導致全球性死亡率、發病率和醫療費用升高的主要原因之一。因此，國家科技部“十一五”規劃及上海市中長期行動計劃中，都將圍絕經期疾病列為重大防治疾病。本研究針對更年期健康及需求的特點，對更年期專病門診的患者開展了基于信息化的管理模式探索。

1資料與方法

1.1研究對象

選取2011年1月－2015年12月在我院更年期專題門診就診的為研究對象，年齡40～60歲。納入標準:無嚴重心肝腎等重要臟器疾病者;本市常住人口或能按時隨訪者;愿意接受研究者。本研究通過醫院倫理委員會同意。

1.2管理數據庫的構建和信息組成

采用Accese軟件構建更年期數據庫。更年期數據的信息包括:①人口學特征:年齡、身高、體重、BMI、婚姻狀況、職業狀況、生育狀況、月經狀況(初潮和絕經年齡)、經濟狀況、受教育程度、家族史和既往史、絕經狀態等;②專項信息:主要量表、專科檢查等;③輔助檢查;④治療方案;⑤隨訪內容。

1.3數據庫管理流程

見圖1．1.4管理數據庫的功能1.4.1具有完備的信息查詢功能只需輸入關鍵詞，包括就診日期、患者姓名、患者健康檔案編號等即可查到復診病人的信息;能夠按照專項研究的目的查到相關的數據進行總結，例如骨密度、血脂指標、治療藥物名稱等。1.4.2提供全面的數據統計服務能夠對各類數據進行分類統計，如年齡、生育狀態、絕經狀態等。1.5質量評估數據庫信息輸入質量以完整性和準確性作為評估標準;由輸入者每天輸入后核對保存，再由核對者核對，以百分率表示。完整性、準確性分別達到95%以上為完整和準確。1.6統計學分析采用SPSS20.0統計軟件進行統計學分析，計數資料采用頻數、構成比及率表示。計數資料組間比較采用卡方(χ2)檢驗，P＜0.05為差異有統計學意義。

2結果

2.1基本數據分析2011年1月－2015年12月更年期專病門診就診人次10120人，就診人數2328人，納入管理人數1173人，占就診人數的50.39%。建檔率、建檔完整性、建檔準確性及各項目質量分析見表1、表2、表3。2.2數據庫關鍵信息輸入質量分析按照數據庫項目分析數據質量顯示，量表的完整性和準確性達到100%;而隨訪數據完整性和準確率均較低，其中準確性表現在隨訪時間隨意性較大。2.3數據庫功能分析自數據庫啟用以來，對相關功能進行調整、更改5次32條;集中在數據輸入錯誤信息的識別、漏項的提醒等。存在數據匯總方面的缺陷有待進一步改進。2.4數據庫利用成效分析該數據庫建立以來共被利用18次，完成論文12篇。2.5患者對健康管理的接受度分析從就診人數和建檔人數分析，專病門診對更年期婦女的健康管理接受度逐步提高，尤其是專家接診的患者更容易接受。

3討論

3.1基于信息化更年期健康管理的意義

更年期是中老年女性慢性疾病防治的“窗口期”，健康管理和健康檔案的建立對提高健康水平具有重要的臨床價值。信息化技術的進展為實現健康管理提供技術保障。目前大醫院大部分已經利用信息化技術實現管理數字化、醫療智能化、運營精細化和辦公自動化的目標。基于信息化的慢病健康管理也取得了良好的社會效益［2－3］。由于更年期人群基數大，健康問題持續時間超過30年，建立基于信息化的健康管理檔案，提高更年期女性生活質量，對減低絕經后女性慢性病的發生具有重要的顯示意義。

3.2更年期數據庫信息管理的開發和應用

實踐表明，建立完整、統一的管理數據庫，方法簡便、技術可行，能夠有效地提高對更年期女性健康管理的信息化管理水平，并為科研、教學提供了充足的信息支持。只有不斷地學習計算機和網絡技術，將其應用到臨床工作中，才能更好地發揮更年期信息管理的作用。從本研究的數據可以發現基于信息化的更年期健康管理模式和數據庫的建檔、利用均被患者和醫方接受［4－5］。建檔率、數據的完整性和準確性都在不斷提升。但隨訪數據的完整性和準確性有待提高。本中心的另一項研究［6］顯示，患者對絕經激素治療的依從性仍然較低，這應該是隨訪數據較低的主要因素。進一步關注更年期女性的健康保健工作還有待加強。

3.3提高數據庫質量

數據庫質量的提高關鍵是信息技術的開發和利用。例如智能糾錯。在自主研發的更年期健康管理系統中還有智能糾錯功能，例如該婦女被認定為絕經后婦女，則不應該出現于就診時間12月以內的末次月經。此外更年期健康管理作為一個長期的工作，按照分級診療的原則，應與相關的基層醫療機構實現信息互通，建立以共享為基礎的管理平臺。

3.4移動產品的引入

篇(6)

論文關鍵詞：MMT，治療效果，影響因素

 

美沙酮維持治療（Methadone Maintenance Treatment,簡稱MMT ) ，主要通過長期限量給吸毒者口服美沙酮，抑制他們對的渴求[1]，同時，通過提供的心理治療、健康和就業咨詢等社會支持服務，使依賴者提高或恢復他們各自的生理和社會功能，達到減少非法的使用、控制疾病傳播、減少相關社會危害的目的[2]。本研究通過調查自貢市MMT門診病人美沙酮治療、社會功能恢復等信息，分析探討影響MMT效果的因素，旨在為今后對MMT門診病人開展更有針對性的干預工作提供科學依據。

1 資料與方法

1.1 研究對象

病人來源于2009年8月11日至14日MMT，在自貢市美沙酮維持治療門診登記并接受替代治療的病人，其中符合排除標準或不愿參加者剔除，共248人。

1.1.1 納入標準

1）參加美沙酮維持治療一個月以上，已經進入劑量穩定期的在治病人；

2）年齡在20周歲能上能下，且有獨立的民事行為能力；

3）本地居民或在本地居住超過6個月的外地戶籍居民；

4）知情同意并承諾有意向接受美沙酮治療一年以上。

1.1.2 排除標準

1）無法完成知情同意或知情不同意者；

2）短期轉入本門診的服藥人員和長期轉出本門診的服藥人員；

3）目前伴有嚴重精神疾病、智力缺陷、語言障礙者等；

1.2研究方法：應用課題統一制定的《服藥人員基線調查表》進行一對一問卷調查，同時收集MMT門診記錄中的病人基本資料。

1.3 統計分析：利用課題提供的軟件建立數據庫，以雙輸錄入法確保數據質量，使用SPSS17.0進行數據處理。

2 結果

2.1首次退出治療保持天數

研究對象在MMT門診服藥的天數最短為1天，最長為1476天，中位數57.5天。

2.2單因素分析

以首次退出治療保持天數作為衡量MMT維持治療效果的指標，將研究對象的有關社會人口學特征、吸毒史、維持治療情況及社會功能恢復等32個變量進行單因素分析（表1），按P＜0.10標準，篩選出婚姻狀況即是否有固定性伴，目前治療劑量，家人對治療所持態度及退出時的藥量4個有統計學意義的變量。

表1 美沙酮維持治療效果的影響因素單因素分析結果

 

變量

系數

S．E

標準系數

T

P

性別

15.964

40.481

0.025

0.394

0.694

年齡

2.593

2.411

0.068

1.076

0.283

民族

137.756

189.097

0.046

0.728

0.467

職業

-27.814

39.297

-0.045

-0.708

0.479

過去6個月的生活費來源

53.397

42.719

0.079

1.250

0.213

婚姻狀況

69.342

33.612

0.130

2.063

0.040

過去30天偷吸次數

44.716

33.832

0.084

1.322

0.187

過去30天注射吸毒次數

42.794

35.023

0.078

1.222

0.233

配偶是否吸毒

-38.878

43.489

-0.057

-0.894

0.372

對美沙酮維持治療的認識

28.989

66.979

0.028

0.433

0.666

治療期間偷吸吸毒的風險

-65.488

43.359

-0.096

-1.510

0.132

目前治療劑量是否合適

88.535

52.385

0.107

篇(7)

關鍵詞 正念；主觀幸福感；心理幸福感

分類號 B842.2

1 引言

佛教意圖幫助信徒離苦得樂，心理學旨在通過提高正性情感或降低負性情感以得幸福，兩者何其相似。正因如此，通過佛學與心理學的結合，正念療法誕生。正念是一種有意識地關注當下并對當下不作評判的覺知狀態。幸福感的解釋則多種多樣，運用最廣泛的是主觀幸福感和心理幸福感兩個概念。主觀幸福感（SWB）是指個體對自身生活總體質量的主觀評價。心理幸福感（PWB）是指外界對個體自我實現的客觀評價。將兩者相結合來評判一個人的幸福感更為合理。

二十世紀七十年代，正念便已成為西方心理治療的主流療法之一。隨著正念運用的增多，關于正念與幸福感的實證研究也越來越豐富。Ryan和Deci（2002）使用正念注意覺知量表（MAAS）研究正念與主觀幸福感的關系，發現正念水平高的個體正性情感更多，負性情感更少，生活滿意度更高。Collard， Avny和Boniwell（2008）通過實證研究驗證了內觀認知療法（MBCT）中的正念練習對正念水平及主觀幸福感的影響，發現練習能夠提高參與者的正念水平、生活滿意度，降低參與者的負性情緒，最終導致主觀幸福感提升。Falkenstrm（2010）研究內觀禪修中的正念冥想時發現，參加者五因素正念度量表（FFMQ）的得分在禪修后相對未參加者提高不顯著，但幸福感提升是顯著的。James和Ruth（2008）研究了正念的家庭練習時間和正念水平與幸福感的關系，采用五因素正念度量表（FFMQ）測量正念水平，心理幸福感量表（SPWB）測量幸福感，通過相關分析發現正念練習時間與正念量表中的多數因子、幸福感的變化呈顯著的相關關系。然而，一些研究發現正念并不能有效改善幸福感，如，Shauna，Kirk，Carl和Thomas（2007）統計發現每周總的正念練習時間并不能預測壓力狀況和主觀幸福感的變化。

目前國內已經完成一些關于正念對幸福感的影響研究。鄧玉琴（2009）經過八周正念訓練得到了積極情緒增強和消極情緒減少的結果，且在三個月后的追蹤仍有效；另外有人得出正念訓練可以提高人們的主觀幸福感（趙曉晨，2011；劉興華，徐慰，王玉正，2013）；還有研究發現正念訓練可以顯著提高α波，使人的情緒變得平和，但改變在消極情緒上顯著，而在積極情緒方面不顯著（任俊，黃璐，張振，2012）。國內關于正念與幸福感之間的研究主要涉及主觀幸福感以及兩者與共變因子之間的關系，但尚未有正念對心理幸福感的實證研究。

2 對象與方法

2.1 對象

被試由線上、線下兩種方式的宣傳招募而來。選取38名南昌大學大三學生為同質樣本，隨機分配19人為訓練組，另外19人為對照組。訓練組由于出勤率低剔除4名被試，對照組因為問卷漏填、信息不全等問題也剔除了5名被試。經過篩選，得到的有效被試為：訓練組15名，對照組14名。

2.2 工具

五因素正念度量表（FFMQ）是由Baer，Smith，Hopkins，Krietemeyer和Toney五人于2006年合力編制的，他們通過對前人的五個正念度量表中的112個項目進行因素分析，得出五個相對獨立的因子，分別是：觀察、描述、有覺知地行動、不判斷、不反應。量表總共39個項目，使用五級計分。該量表的Cronbach’s α系數分別是：觀察0.83、描述0.91、有覺知地行動0.87、不判斷0.87、不反應0.75。

《心理技術與應用》 2015年第12期 （總第28期）苗元江 梁小玲 苗 心 汪靜瑩 正念訓練對受訓者幸福感的影響研究綜合幸福問卷（MHQ）由苗元江于2003年編制而成，使用七級計分，共計51個項目。該問卷包括兩個維度：主觀幸福感和心理幸福感。共計九個因子：生活滿意度、正性情感、負性情感、生命活力、健康關注、利他行為、自我價值、友好關系和人格成長。前三個因子屬于主觀幸福感，后六個因子屬于心理幸福感。其中負性情感采用反向計分。問卷九個因子的信度在0.674至0.906之間。

2.3 程序

被試被隨機分配至訓練組和對照組。訓練組進行每周一次、共8次的正念訓練，對照組不做訓練。兩組均在訓練前后采用FFMQ和MHQ進行現場測試。訓練的內容以正念減壓訓練（MBSR）中的技術為參考，具體安排如表1所示。將收集到的數據用SPSS17.0進行分析：使用單因素方差分析或獨立樣本t檢驗對不同人口學變量進行差異檢驗；采用獨立樣本t檢驗對實驗組和對照組之間的差異進行檢測。表1 每周訓練內容與家庭作業

3 結果

在訓練之前，進行前測以判斷訓練組與對照組是否為同質樣本。前測數據經由獨立樣本t檢驗顯示：兩組的FFMQ總分t=1.673、p=0.106；MHQ總分t=0.759、p=0.454；主觀幸福感t=-0.252 、p=0.803；心理幸福感t=1.093、p=0.284。數據顯示兩組被試在正念水平和幸福感上均無顯著差異，即兩組被試屬于同質樣本。

3.1 人口學變量上的差異

研究設置了年齡、性別、生源地、獨生子女與否、家庭經濟狀況和人際關系狀況六項人口學變量。六個變量中年齡和獨生子女與否在兩個量表及其各個因子上皆無顯著差異。

性別之間的差異體現在FFMQ的因子描述（p< 0.01）和MHQ總分及其維度心理幸福感和因子健康關注、生活滿意度中（p< 0.05），女生的表現均好于男生。

不同生源地之間的差異僅出現在FFMQ的因子不反應中，來自鄉鎮的被試比來自城市的被試在不反應因子上表現更突出（p< 0.05）。

家庭經濟狀況對被試的影響僅表現在MHQ的因子健康關注中，家境較好的被試與家境一般（p< 0.01）和家境較差（p< 0.05）的被試之間對健康的關注存在顯著差異，而家境一般與家境較差的被試之間無顯著差異。

人際關系狀況會影響FFMQ的因子不判斷，人際關系良好的被試要比人際關系一般的被試的不判斷水平要高（p< 0.05）。

3.2 前后測組內比較

在兩組的組內比較中，雖然訓練組后測的FFMQ總分、MHQ總分、SWB和PWB都高于前測，但僅有FFMQ總分顯示出顯著差異（p< 0.01）。訓練組的顯著變化還發生在因子正性情感（p< 0.05）和健康關注（p< 0.05）上。對照組各個項目和因子均未有顯著差異。

3.3 前后測組間比較

為了知曉訓練是否產生顯著的影響，對訓練組和對照組的前后測差值（后測成績-前測成績）進行獨立樣本t檢驗。結果兩組僅在正念水平上出現了顯著差異（p< 0.01），各個幸福感上未發生顯著變化，但在因子正性情感（p< 0.01）上出現了顯著差異，訓練組明顯高于對照組。

4 討論

人口學變量的結果顯示：不同性別被試在MHQ總分、心理幸福感、健康關注、生活滿意和描述上存在顯著差異，在描述這一因子中，女生的表現（得分均值）比男生好，這一結果可能源于女生的語言能力要優于男生的緣故（彭聃齡，2012）；不同生源地被試在不反應上存在顯著差異，鄉鎮的被試表現得比城市被試更明顯，這一差異可能是由于農村的大學生在性格上比來自城市的大學生更內向、拘謹導致（張旭東，李志，1988）；不同家庭經濟狀況的被試在健康關注上存在顯著差異，結果顯示家境較好與家境較差的被試都比家境一般的被試更關注自身健康，這種狀況可能是因為家境好的個體對健康投入更多且更愛惜自己的身體，而家境差的個體由于缺少醫療資源更擔心自己的不健康會給家庭帶來負擔；人際關系狀況變量在不判斷上存在顯著差異，人際關系良好的被試比人際關系一般的被試的表現更好，這種差異可能因為人際關系較好的人更不在意評價對自身的影響；不同年齡和獨生子女與否在各個因子上無顯著差異。

與以往的研究（Shauna， Kirk， Carl， & Thomas， 2011）一致的是，訓練組的FFMQ得分增幅顯著高于對照組，說明正念訓練能夠有效改善受訓者的正念水平。

由于訓練組的MHQ、SWB和PWB得分與對照組沒有顯著差異，故本研究認為正念訓練對主觀幸福感和心理幸福感的改善不顯著，即正念訓練不能改變主觀幸福感和心理幸福感。這一結果與Shauna等人（2007）和Shamini等人（2007）的研究類似。雖然正念訓練沒能提升被試的幸福感，但訓練組的正性情感在訓練之后顯著高于對照組，說明正念訓練能夠有效提高受訓者的正性情感。

本研究的樣本量較小，影響了研究結論的推廣性。在正念減壓訓練中，家庭作業的重要性不容忽視。雖然本研究被試的主觀報告顯示他們在非訓練的時間里有堅持完成家庭作業，但由于缺乏有效的監督，無法判定被試的家庭作業是否有質有量地完成，這一點也會影響實驗結果。本研究采用完全隨機前后測設計，雖然控制了大多數影響內部效度的因素，但無法排除個體差異。在未來的研究中可采用隨機區組設計，排除個體差異。在訓練方案上也可以同時考察MBCT和MBSR等不同正念訓練所產生的效果差異。

5 結論

（1）正念訓練能夠有效改善受訓者的正念水平。

（2）正念訓練不能提高受訓者的主觀幸福感和心理幸福感，但能夠有效提高受訓者的正性情感。

參考文獻

鄧玉琴. （2009）. 心智覺知訓練對大學生心理健康水平的干預效果. 碩士學位論文， 首都師范大學.

劉興華， 徐慰， 王玉正. （2013）. 正念訓練提升自愿者幸福感的6周隨機對照試驗. 中國心理衛生雜志， 8， 587-601.

彭聃齡. （2012）. 普通心理學. 北京： 北京師范大學出版社.

任俊， 黃璐， 張振. （2012）. 新冥想使人變得平和――人們對正、負性情緒圖片的情緒反應可因冥想訓練而降低. 心理學報， 44， 1339-1348.