時間：2022-12-24 07:48:03
序論：在您撰寫人口學論文時，參考他人的優(yōu)秀作品可以開闊視野，小編為您整理的7篇范文，希望這些建議能夠激發(fā)您的創(chuàng)作熱情，引導您走向新的創(chuàng)作高度。
1.前測研究工具及問卷檢驗分析。本研究采用的調(diào)查工具為研究者自編的《中職教師專業(yè)工作生活質(zhì)量個體自我評價問卷表》，因此，需要對問卷進行信效度檢驗。研究者選取了中職學校國培班61名專業(yè)課教師進行前測，剔除無效問卷8份，問卷有效率為86.89%。經(jīng)過高低分組分析，最后保留了50個項目，通過探索性因素分析組成了專業(yè)教學工作、專業(yè)實踐活動、職教理論學習、學校文化建設與職業(yè)壓力、繼續(xù)教育專業(yè)學習五個維度。采用李克特5點記分法，從“非常不滿意”到“非常滿意”分別計1～5分。運用SPSS17.0工具檢驗，五個維度的內(nèi)部一致性信度分別為0.90、0.94、0.91、0.94、0.91，均達到了0.90以上，可見前測問卷具有較高的信度。對前測問卷進行題總相關分析，相關系數(shù)及顯著性水平如表1所示：從表1可知，各題與其相應維度相關的顯著性均小于0.01，表明各題與其相應維度均有顯著相關，說明各題與其相應維度所測內(nèi)容一致，各題對量表所測的內(nèi)容有著實質(zhì)性的貢獻，各維度各題具有較高的效度。從相關系數(shù)的值來看，維度一至維度五各題與與其相應維度最小的相關系數(shù)分別大于0.65、0.54、0.72、0.72、0.72，表明各題與與其相應維度均有較高的相關性，可見前測問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。2.后測問卷檢驗分析。經(jīng)前測分析得到五個自我評價維度，維度一由1.6.14.15.21.30.31.32.37.38.43.48構(gòu)成；維度二由2.7.13.16.29.33.39.44.47.49構(gòu)成；維度三由3.8.12.17.23.28.34.40構(gòu)成；維度四由4.9.11.18.22.24.26.27.40.41.45.50構(gòu)成；維度五由10.19.20.25.36.42.46構(gòu)成。該量表為五級評分(從非常不滿意到非常滿意)。運用SPSS17.0工具檢驗，本問卷內(nèi)部一致性系數(shù)為0.98，其中五個維度的內(nèi)部一致性信度分別為0.92、0.93、0.85、0.90、0.90，均達到了0.85以上，可以看出后測問卷具有較高的信度。對后測問卷進行題總相關分析，相關系數(shù)及顯著性水平如表2所示。從表2可知，各題與其相應維度相關的顯著性均小于0.01，即顯著水平較高，說明各題與其相應維度所測內(nèi)容一致，各維度各題具有較高的結(jié)構(gòu)效度。從相關系數(shù)的值來看，維度一至維度各題與與其相應維度最小的相關系數(shù)分別大于0.63、0.67、0.63、0.57、0.76，表明各題與與其相應維度均有較高的相關性，可見后測問卷具有良好的結(jié)構(gòu)效度。
二、高職專業(yè)課教師人口學變量與問卷檢驗分析
（一）高職專業(yè)課教師人口學變量分析1.抽樣對象區(qū)域分布簡析。高職院校專業(yè)課教師問卷在我國華北、華東、東北、西北四大地理區(qū)域展開，在華北地區(qū)北京市抽樣266份，占20.98%，在東北地區(qū)黑龍江省抽樣448份，占35.33%，在華東地區(qū)共抽樣517份，其中江蘇省抽樣286份，占22.55%，山東省抽樣231份，占18.22%，在西北地區(qū)新疆維吾爾自治區(qū)抽樣37份，占2.92%。高職專業(yè)課教師問卷抽樣對象的覆蓋面比較廣，具有一定的代表性，能夠反映出當代我國高職院校專業(yè)課教師隊伍的基本狀況。抽樣對象區(qū)域分布如圖8所示。2.抽樣學校性質(zhì)與等級分布簡析。課題組對不同辦學性質(zhì)的高職院校專業(yè)課教師實施了抽樣問卷調(diào)查。其中，企辦校抽樣問卷13份，占1.03%，民辦校抽樣問卷109份，占8.60%，國辦校抽樣問卷1146份，占90.37%，顯然國辦高職院校占主體。國家級、省級示范校和普通校，分別占抽樣學校專業(yè)課教師的27.52%、26.74%和45.74%。抽樣調(diào)查能夠反映不同性質(zhì)、不同等級高職院校專業(yè)課教師的意愿，抽樣學校性質(zhì)、等級分布如圖9所示。3.抽樣對象性別、年齡、教齡分布簡析。抽樣學校專業(yè)課教師男女比例分別為37.85%和62.15%，女性教師高于男性教師，能夠反映不同性別教師的意愿，抽樣對象性別分布如圖10所示。抽樣院校專業(yè)課教師年齡分布為：30歲以下占12.78%，31歲-40歲占50.39%，41歲-50歲占30.76%，50歲以上占6.07%。按年齡段所占比例大小依次為，31歲-40歲、41歲-50歲、30歲以下、50歲以上。抽樣對象覆蓋了高職院校專業(yè)課教師的各個年齡段，因此，本次抽樣調(diào)查能夠反映出不同年齡階段教師的觀點。抽樣院校專業(yè)課教師年齡分布如圖11所示。抽樣院校專業(yè)課教師教齡分布為，1-3年教齡占8.04%，4-6年教齡占11.67%，7-9年教齡占17.04%，10-14年教齡占22.00%，15-19年教齡占13.57%，按教齡段所占比例大小依次為20年以上、10-14年、7-9年、15-19年、4-6年、1-3年，專業(yè)課教師中擁有10年以上教齡的占63.25%，擁有20年以上教齡占27.68%。抽樣院校專業(yè)課教師隊伍具有較長時間的專業(yè)工作生活經(jīng)歷，形成了十分豐富的教學工作實踐經(jīng)驗，對自身的教學工作生活質(zhì)量的優(yōu)劣必然有深切的感知，也會對自身所從事的教學工作生活質(zhì)量形成正確的認知，并能夠?qū)ψ陨淼膶I(yè)化發(fā)展所需要的各種資源和條件做出客觀公正的自我評價。抽樣對象教齡分布如圖12所示。4.抽樣對象學歷、職稱狀況簡析。抽樣對象具有研究生、本科、專科以下學歷的分別占50.39%、46.61%、3.00%，具有本科以上學歷的占97.00%，抽樣對象學歷層次結(jié)構(gòu)與高職院校專任教師隊伍整體的學歷層次結(jié)構(gòu)相符，本次抽樣調(diào)查能夠反映出具有不同學歷教師的意愿。抽樣對象學歷分布如圖13（左）所示。抽樣對象具有高級、中級、初級職稱的分別占36.91%、50.16%和12.93%，抽樣調(diào)查覆蓋了各級職稱的專業(yè)課教師，能夠反映出具有不同職稱教師的意愿。抽樣對象職稱分布如圖13（右）所示。5.抽樣對象職業(yè)資格證書、雙師型教師狀況簡析。抽樣對象中，持有各種職業(yè)資格證書（含技術等級證書）的占89.83%，可見，大多數(shù)專業(yè)課教師持有相關專業(yè)的職業(yè)資格證書或技術等級證書，抽樣對象職業(yè)資格證書分布如圖14（左）所示。抽樣對象中，雙師型教師占59.31%，這說明，大部分專業(yè)課教師具備雙師素質(zhì)，抽樣對象雙師型教師分布如圖14（右）所示。
(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(shù)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(shù)民族(120.05±14.44)＞漢族(119.59±13.99)，經(jīng)過對平均數(shù)差異t的檢驗發(fā)現(xiàn)，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(tǒng)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(tǒng)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(jīng)濟狀況的虛擬變量對高中生情緒智力的回歸，得出的結(jié)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(jīng)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(shù)據(jù)意指在控制了其他條件的情況下，家庭經(jīng)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(shù)據(jù)顯示，在中等以下收入家庭，經(jīng)常同爸爸媽媽一起居住，家在農(nóng)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(nóng)村”“老二＆獨生”3個虛擬變量的回歸系數(shù)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(nóng)村”“中等以上＆中等以下”“老二＆獨生”“中等＆中等以下”“老大＆獨生”“鄉(xiāng)鎮(zhèn)＆農(nóng)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(jīng)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(jīng)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(jīng)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?qū)ζ淝榫w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(yè)、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(jié)果見表4和表5。從表4可見，父親的職業(yè)、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(jié)果顯示，“46到55＆46歲以下”、“大?；虼髮W及以上＆初中及以下”二個虛擬變量的回歸系數(shù)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(yè)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(yè)單位＆企業(yè)員工工人”“較好＆很好”“自由職業(yè)個體＆企業(yè)員工工人”“一般＆很好”“專業(yè)技術人員＆企業(yè)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(yè)。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(yè)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(jù)t檢驗結(jié)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(tǒng)計學意義的。其性別差異的結(jié)果與王才康對高一高二以及劉成偉對高中生的研究結(jié)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(jié)論，比如張秋艷等人的研究發(fā)現(xiàn)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(jié)論恰好相反。國外Schutte等人的研究發(fā)現(xiàn)，中學女生情緒智力顯著高于男生;Ghazali研究則發(fā)現(xiàn)，男孩情緒智力顯著高于女孩。年級差異的研究結(jié)果與耿亮等人的研究一致。民族差異上的研究結(jié)果與宛蓉對貴州大學生的研究相一致。綜合對上述數(shù)據(jù)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(diào)查數(shù)據(jù)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(jīng)常生活在一起幾乎沒有關系，或者說其情緒智力受家庭結(jié)構(gòu)的影響很小甚至沒有影響。這一結(jié)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(jié)構(gòu)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(xiàn)。當然，本研究沒有十分具體的家庭結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，該結(jié)論還有待進一步驗證。第二，家庭的經(jīng)濟收入狀況和所在地對高中生的情緒智力有顯著影響。經(jīng)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(jīng)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(huán)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(nóng)村。這與張秋艷等人的研究結(jié)果一致。城市家庭一般比農(nóng)村家庭富裕，城市人口密集、知識密集的環(huán)境更利于孩子情緒智力的發(fā)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(nóng)村，城市人口的受教育水平整體高于農(nóng)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(xiāng)差異遠大于城城差異。第四，不少研究指出家庭中子女的數(shù)量對子女的發(fā)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(nèi)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(shù)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。
1．1研究對象
按分層隨機取樣的方式，考慮年齡、性別、婚姻、月收入和地域等方面的平衡，共抽取浙江省杭州、金華、臺州、湖州、舟山等城鎮(zhèn)居民被試共2000人進行問卷調(diào)查，回收問卷1665份，去除缺失信息問卷134份，共得到有效問卷1531份。有效率為91．95％。其中調(diào)查對象的基本情況如下：
1．1．1性別總樣本中男性665人，占43．4％，女性866人，占56．6％。
1．1．2婚姻總樣本中已婚1096人，占71．6％，未婚435人，占28．4％。
1．1．3年齡主要根據(jù)戈登對生活時期劃分：其中16～25歲之間人數(shù)419人，占27．4％；26～35歲之間88人，占5．7％；36～45歲之間718人，占49．6％；46～55歲之間167人，占10．9％；55歲以上的人數(shù)139人，占9．1％。1．1．4總樣本月收入的分布比較均衡，1000元以下523人，占34．2％；1000～2000元354人，占23．1％；2000～3000元343人，占22．4％；3000元以上311人，占20．3％。1．1．5城市按行政區(qū)域劃分，城市1（金華）為844人，占總?cè)藬?shù)55．1％；城市2（臺州）為90人，占總?cè)藬?shù)5．8％；城市3（舟山）為203人，占總?cè)藬?shù)13．3％；城市4（杭州）為229人，占總?cè)藬?shù)15％；城市5（湖州）為195人，占總?cè)藬?shù)12．7％。
1．2測量問卷體育休閑機會認知為人們對參與體育休閑可能性大小的判斷。根據(jù)趙臣對體育休閑機會認知的闡述，體育休閑機會認知變量主要通過時間認知（我有更多的時間去進行體育休閑活動）、場所認知和信息認知三個指標進行測量［14］。問卷采用Liket自評式7點問卷計分，0＝完全不同意，過渡到6＝完全同意，就具體問題而言，得分越高說明機會認知程度越高。
1．3數(shù)據(jù)處理本研究采用SPSSforWindows15．0軟件對數(shù)據(jù)進行處理和分析，主要的分析方法為方差分析。
2結(jié)果與分析
依據(jù)休閑與生活質(zhì)量的社會心理學概念模式，體育休閑機會認知在影響生活質(zhì)量的所有過程中，還受制于社會人口狀況，即與人口學因素有關。為了考察體育休閑機會認知是否存在人口學特征差異，本研究將樣本被試的變量整體進行性別、年齡、婚姻、月收入和不同城市等因素組合的雙因素方差分析。
2．1體育休閑機會認知變量性別與年齡的雙因素分析首先，對體育休閑機會認知變量進行了性別與年齡的差異分析，表1為變量在性別與年齡方面的平均值與標準差。兩因素析因方差分析顯示，性別與年齡在體育休閑機會認知的主效應均顯著（F＝9．532，P＝0．002；F＝4．278，P＝0．002），并且它們的交互效應也表現(xiàn)出顯著性特點（F＝3．563，P＝0．007）。說明不同性別和年齡的體育休閑機會認知存在著顯著差異，而且它們的交互作用對體育休閑機會認知的影響也存在著顯著差異。也就是說，不同性別在不同年齡階段的體育休閑機會認知是各不相同的?？傮w上，男性的體育休閑機會認知高于女性；55歲以上的被試與其他年齡段相比，有較高的體育休閑機會認知程度，35～45歲年齡段要低于其他年齡段。但55歲以上的女性被試的體育休閑機會認知程度要高于同齡的男性。分析認為，從家庭結(jié)構(gòu)來看，男主外、女主內(nèi)的傳統(tǒng)家庭角色分工仍然是主流，雖然職業(yè)女性也外出工作，但女性價值的體現(xiàn)通常是通過對家庭的經(jīng)營來實現(xiàn)的，而男性的價值通常是以工作（事業(yè)）來實現(xiàn)的。這造成了女性更多地把自己的活動空間與家庭綁在一起［13］。由于傳統(tǒng)的思想和家庭角色，中青年女性通常更多地受到工作、家庭和子女教育等因素的影響，使她們沒有太多的時間與精力去關注或參與體育休閑。另一方面，家庭和職業(yè)上的投入，包括時間與經(jīng)濟方面，從另一角度卻限制了體育休閑行為的發(fā)生。而隨著家庭與經(jīng)濟負擔的減少，女性由于對自我身心的重視和較少地受到外界因素的影響，有更多的體育休閑時間和機會，并能自主的選擇場地（如公園、社區(qū)空地）參與體育休閑活動。如有研究顯示，女性多選擇離家近、方便的體育休閑場所進行體育活動。從而提高了對體育休閑機會的認知程度。特別是退休后的老人，其生活目的在于保持自身能力與生活意義的獨立性，同時擁有健康的身體是他們最大的愿望。一方面，他們希望能夠主宰自己的生活，能夠自己決定如何投入自己的精力，體育休閑成為他們很重要的選擇。另一方面，體育休閑是展示能力與自主的平臺。退休后可以提供整塊的時間，嘗試以前沒有時間嘗試的活動。體育休閑可以為自我表達活動和探索新的可能性提供機會，從而也提高了對休閑機會的認知程度。
1.1研究對象采用整群隨機抽樣,于2014年1—3月，抽取深圳市4所三級甲等醫(yī)院205名ICU護士進行問卷調(diào)查。納入標準:（1）連續(xù)從事ICU護理工作滿1年及1年以上的注冊護士；（2）知情同意參與本研究。排除標準：護理管理者、行政班人員；實習及進修護士；1年內(nèi)累計學習、進修、休假等原因不在崗3個月及以上者。
1.2調(diào)查工具包含自行設計的ICU護士一般人口學資料問卷，內(nèi)容包括年齡、性別、監(jiān)護室工作年限、工齡、職稱、學歷、婚姻狀況、用工性質(zhì)8項內(nèi)容，及謝寶國等編制的職業(yè)生涯高原問卷[9]。職業(yè)生涯高原問卷包括層級高原、內(nèi)容高原、中心化高原3個維度。層級高原4個條目、內(nèi)容高原6個條目、中心化高原6個條目,共16個條目,其中12個負性條目，4個正性條目。采用Likert6級計分法，正性條目完全不同意、比較不同意、有點不同意、有點同意、比較同意、完全同意分別賦值1、2、3、4、5、6分，負性條目反向計分。均分≥4分，可以認定為出現(xiàn)了職業(yè)高原現(xiàn)象[9]，得分越高，說明職業(yè)高原狀況越嚴重。該問卷中的層級高原是指個體在當前組織中進一步向上晉升的可能性微乎其微的一種狀態(tài)；內(nèi)容高原是指個體不能從當前工作中學到新的知識和技能對當前工作產(chǎn)生厭倦；中心化高原指個體在當前層級水平上，向組織中心橫向調(diào)動的可能性很小[10]。采取方便抽樣法抽取深圳市三級甲等醫(yī)院92名ICU護士為調(diào)查對象，進行預調(diào)查。調(diào)查問卷的信效度經(jīng)評定，得出問卷的內(nèi)部一致性Cronbach’sα系數(shù)為0.838，結(jié)構(gòu)效度為0.820。具有較好的信度和效度。
1.3調(diào)查方法本次調(diào)查以本研究員為主，由經(jīng)培訓后的調(diào)查員協(xié)助問卷調(diào)查工作。應用統(tǒng)一指導語，向研究對象詳細解釋研究意圖、填表細則及每個條目的含義等，并向研究對象承諾資料的保密性和匿名性，問卷由研究者當場發(fā)放當場收回。共發(fā)放問卷215份，回收有效問卷205份，有效回收率為95.3％。
1.4統(tǒng)計學分析將原始數(shù)據(jù)采用Excel2010建立數(shù)據(jù)庫，雙人進行數(shù)據(jù)輸入和查對，運用SPSS17.0進行描述性統(tǒng)計分析、兩獨立樣本t檢驗、單因素方差分析以及多重線性回歸分析。
2結(jié)果
2.1研究對象一般情況205名調(diào)查對象，年齡21~47（29.60±4.61）歲，工齡為1~26（7.85±5.18）年，監(jiān)護室工作年限1~22（6.15±4.51）年。男48名（23.4%），女157名（76.7%）；大專66名（32.2%），本科139名（67.8%）；護士64名（31.2%），護師83名（40.5%），主管護師及以上58名（28.3%）；已婚107名（52.2%），未婚98名（47.8%）；正式員工84名（41%），聘用員工121名（59%）。
2.2深圳市ICU護士職業(yè)高原總體及各維度得分調(diào)查結(jié)果顯示，深圳市ICU護士職業(yè)高原總體得分（3.76±0.74）分，層級高原維度得分為（4.26±0.97）分，中心化高原維度得分為（3.97±0.94）分，內(nèi)容高原維度得分為（3.22±0.99）分。
2.3深圳市ICU護士職業(yè)高原及各維度得分在不同人口特征之間的比較結(jié)果見表1。由表1的兩獨立樣本t檢驗結(jié)果可知，不同性別ICU護士職業(yè)高原得分僅在中心化高原維度存在統(tǒng)計學差異（P<0.01），即男性ICU護士中心化高原維度的得分高于女性護士；已婚狀態(tài)和未婚狀態(tài)的ICU護士職業(yè)高原得分同樣僅有中心化高原維度存在統(tǒng)計學差異（P<0.01），即未婚的ICU護士中心化高原維度得分高于已婚護士；不同用工性質(zhì)的ICU護士職業(yè)高原得分在中心化高原、內(nèi)容高原維度上存在統(tǒng)計學差異（P<0.05），即聘用護士中心化高原維度得分>4分，遠高于正式在編護士，處于職業(yè)高原狀態(tài)，但其內(nèi)容高原維度的得分卻低于正式在編護士；不同學歷層次的ICU護士，職業(yè)高原總體及職業(yè)高原各維度的得分比較差異無統(tǒng)計學意義（P>0.05），即大專和本科學歷的ICU護士職業(yè)高原及職業(yè)高原各個維度的得分比較差異無統(tǒng)計學意義。由表1的單因素方差分析結(jié)果可知，不同職稱的ICU護士職業(yè)高原得分在職業(yè)高原總體及中心化高原、內(nèi)容高原維度存在統(tǒng)計學差異（P<0.01），即職業(yè)高原總體和中心化高原維度，護師職稱的ICU護士得分高于護士職稱和主管護師及以上職稱，而內(nèi)容高原維度，隨著ICU護士職稱的上升，內(nèi)容高原得分也出現(xiàn)了相應的升高。
2.4年齡、工齡、監(jiān)護室工作年限與ICU護士職業(yè)高原的相關性分析對于年齡、工齡、監(jiān)護室工作年限3個連續(xù)人口統(tǒng)計學變量，采用相關性分析，結(jié)果見表2。由表2的相關性分析結(jié)果可知，人口統(tǒng)計學變量中的年齡與內(nèi)容高原（P<0.01）、職業(yè)高原（P<0.05）相關性有統(tǒng)計學意義；工齡與中心化高原（P<0.05）、內(nèi)容高原（P<0.01）相關性有統(tǒng)計學意義；監(jiān)護室工作年限又與中心化高原、內(nèi)容高原相關性有統(tǒng)計學意義（P<0.01）。但年齡、工齡、監(jiān)護室工作年限與層級高原維度相關性無統(tǒng)計學意義（P>0.05）。以上結(jié)果表明年齡、工齡、監(jiān)護室工作年限與職業(yè)高原總體以及中心化高原、內(nèi)容高原維度之間存在密切的關系，可以納入多重線性回歸方程，進行進一步分析。
2.5人口統(tǒng)計學變量對ICU護士職業(yè)高原的影響多重線性回歸分析分別以職業(yè)高原總體及各維度得分為因變量，年齡、工齡、監(jiān)護室工作年限、性別、學歷、職稱、婚姻、用工性質(zhì)為自變量，自變量賦值方法：大專為1，本科為2；職稱中護士為1，護師為2，主管護師及以上為3；男性為1，女性為2；已婚為1，未婚為2；正式為1，聘用為2，進行多重線性回歸分析，其中以調(diào)查對象的一般人口學資料為自變量，層級高原維度為因變量，進行多重線性回歸分析的結(jié)果顯示F=1.339，P=0.219，按照0.05的檢驗水準，不能拒絕H0，因此認為所建立的多重線性回歸方程沒有意義，調(diào)查對象的一般人口統(tǒng)計學變量不足以影響層級高原維度的得分。其他結(jié)果見表3。由表3可見，人口統(tǒng)計學變量中年齡、婚姻、職稱、監(jiān)護室工作年限對職業(yè)高原及其中心化高原、內(nèi)容高原維度的影響有統(tǒng)計學意義，性別、用工性質(zhì)、職稱、工齡未進入方程，對職業(yè)高原及其維度的影響無統(tǒng)計學意義。具體結(jié)果為職稱、婚姻、年齡、監(jiān)護室工作年限與中心化高原具有線性回歸關系，中心化高原與職稱、年齡呈正相關，與婚姻和監(jiān)護室工作年限呈負相關；婚姻、年齡與內(nèi)容高原具有線性回歸關系，內(nèi)容高原與年齡呈正相關，與婚姻呈負相關；職稱、婚姻、年齡均與職業(yè)高原總體具有線性回歸關系，職業(yè)高原與職稱、年齡呈正相關，與婚姻呈負相關。
3討論
3.1深圳市三級甲等醫(yī)院ICU護士職業(yè)高原現(xiàn)狀分析調(diào)查結(jié)果顯示，深圳市4所三級甲等醫(yī)院的ICU護士整體處于職業(yè)高原的潛高原狀態(tài),其中層級高原維度得分最高,高于4分，進入職業(yè)高原。對于這個結(jié)果，筆者認為，這可能與ICU護士普遍認為目前職業(yè)生涯的垂直流動可能性小有關。這種垂直流動，在我國護理行業(yè)大環(huán)境中看來，主要包含了行政管理職務上的晉升和技術路徑中的上升兩條途徑。從護理管理模式來看，護理行政管理路徑以直線式結(jié)構(gòu)為主，技術路徑以金字塔式結(jié)構(gòu)為主，這兩種垂直晉升路徑中，越是向上護理管理崗位和技術職稱名額越是有限，正是這種局限，令得護理人員的垂直發(fā)展存在瓶頸，因此層級高原得分高。內(nèi)容高原維度得分最低,表明ICU護士在重癥護理專業(yè)知識和業(yè)務技能方面有機會得到充實，能夠保持較好學習態(tài)勢。原因可能與ICU護理工作內(nèi)容有關，首先重癥醫(yī)學本身是一門專業(yè)性很強的學科，擁有先進、復雜的診斷、治療、監(jiān)護設備與監(jiān)護技術，隨著重癥醫(yī)學的不斷更新和發(fā)展，ICU護理工作內(nèi)容不斷豐富、專業(yè)知識更新速度快，工作職能不斷擴展，專科護理工作內(nèi)涵不斷延伸，為ICU護士新知識、技能的獲取提供了廣闊的空間，因此內(nèi)容高原維度的得分最低。由此，筆者認為護理管理者可以把握ICU的專業(yè)優(yōu)勢，積極協(xié)助護士充實專業(yè)知識，開闊視野，以延遲ICU護士內(nèi)容高原的產(chǎn)生。
3.2人口統(tǒng)計學變量對職業(yè)高原及其各維度的影響
3.2.1年齡對職業(yè)高原的影響本研究中多重線性回歸分析結(jié)果顯示，年齡對職業(yè)高原總體、內(nèi)容高原、中心化高原維度均有影響，呈正相關，對層級高原維度無顯著影響。究其原因可能為，ICU護士年齡適宜在22~35歲，因該年齡段者精力充沛，反應敏捷，又有一定的臨床經(jīng)驗，工作熱情高，有足夠能力及精力學習新的知識和技能，擁有強烈的競爭意識和發(fā)展意愿，發(fā)展?jié)摿Υ螅葬t(yī)院、科室更傾向于提拔年輕護士，相比于年輕的護士，隨著年齡的增長ICU護士體力、精力均出現(xiàn)下降趨勢，在完成日常高強度三班倒的工作之余很難保持足夠的精力繼續(xù)進行學習、科研、教學、管理等工作。其次，隨著年齡的增長護士們的工作經(jīng)驗不斷得到豐富，知識累積也相應的增加，再提高的空間較小，如果科室以及醫(yī)院不能或者很少提供更廣闊的學習機會和交流平臺，其對新知識技能獲取的難度必然增加，因而隨著年齡的增長，其對內(nèi)容高原的感知也很可能愈加的明顯。年齡愈見增長，護士們的體力、精力受到影響，工作熱情也在慢慢減退，學習積極性和動力不夠，對新事物接受、創(chuàng)新和應變能力也會相應變差，能力提升相應的也會受到限制，形成了惡性循環(huán)，加之組織核心位置需要的人員數(shù)量有限，其在組織中橫向流動的機會也會越來越小，感知中心化高原也就難以避免。但是對于層級高原來講，因為醫(yī)院的組織管理、晉升模式的限制，年齡的影響因素表現(xiàn)的并不那么顯著。
3.2.2婚姻對職業(yè)高原的影響本研究兩獨立樣本t檢驗結(jié)果顯示，已婚和未婚ICU護士中心化高原維度得分差異有統(tǒng)計學意義（P<0.05），未婚者高于已婚者，即未婚護士相對已婚的護士，知覺到在當前層級水平上，向組織中心橫向流動更加困難。同時回歸分析也顯示，職業(yè)高原總體、中心化高原、內(nèi)容高原維度均與婚姻負相關（P<0.01），可見婚姻對于職業(yè)高原總體以及中心化高原、內(nèi)容高原的得分有顯著影響。結(jié)合ICU護士的職業(yè)背景分析，筆者認為，工作的性質(zhì)和特點，決定了ICU是工作壓力最高的科室之一加之深圳是個“移民”城市，護士人群中外來人口的比例相對較大，未婚護士身在異鄉(xiāng)，家庭支持力度不足，生活中需要獨自處理諸多瑣事，工作中又只能獨自面對監(jiān)護室工作的各項壓力，更易于感知職業(yè)高原。且未婚在一線城市又同時意味著不穩(wěn)定，生活或者職業(yè)上的變化較多，流動性較大，相比之下，已婚護士的家庭社會支持系統(tǒng)更加完善，生活狀態(tài)更加穩(wěn)定更容易得到組織的信任，比較易于流向組織核心。另外有研究認為，進入婚姻的女性對工作和職業(yè)的投入降低，母親角色成為生活的重心，形成“看重家庭弱化工作”的狀態(tài)，本研究調(diào)查中女性占76.6%，處于此狀態(tài)的已婚女護士很可能在職業(yè)高原總體、中心化高原、內(nèi)容高原維度上的感知也出現(xiàn)了相應的弱化。
3.2.3職稱對職業(yè)高原的影響表1單因素分析結(jié)果顯示，在職業(yè)高原總體和中心化高原維度，護師職稱的ICU護士得分高于護士和主管護師及以上職稱，說明對于處于初級護師職的ICU護士來講，因組織核心位置有限，且多被更高職稱者占據(jù)，移動可能出現(xiàn)了停滯。同時能夠改變這種停滯所需準備中的向更高一級職稱晉升，因為要求的條件更高，職稱晉升難度越來越大，更加加重了護師職稱護士的中心化高原感知。內(nèi)容高原維度得分顯示，隨著職稱的上升高原得分增加，說明職稱對于ICU護士知覺內(nèi)容高原有顯著影響。職稱越高，所能獲得的新知識、新技術越少，容易對當前的工作產(chǎn)生厭倦。但是經(jīng)過多重線性回歸分析，職稱在內(nèi)容高原維度未進入方程，究其原因，可能因為與其他影響因素相比，職稱對內(nèi)容高原維度的影響不明顯，而被其他因素所取代。
3.2.4監(jiān)護室工作年限對職業(yè)高原的影響表3顯示，經(jīng)回歸分析，監(jiān)護室工作年限只在中心化高原維度進入了方程，并對中心化高原產(chǎn)生負向影響，這說明隨著在監(jiān)護室工作時間的增加，ICU護士的專業(yè)知識技能逐漸完善，工作能力不斷增強，綜合素質(zhì)得到提高。這就意味著隨著監(jiān)護室工作年限的累積ICU護士得以具備更強的實力向組織核心靠攏。究其原因，ICU是一個專業(yè)性強的科室，監(jiān)護室工作年限長是ICU護士理論豐富、專業(yè)能力過硬的有力保證，利于護理人員向組織中心移動。
3.3對策針對本次調(diào)查結(jié)果，弱化年齡、職稱對ICU護士職業(yè)高原的消極影響，發(fā)揮監(jiān)護室工作年限、婚姻對職業(yè)高原的積極作用，提出以下對策。
3.3.1組織方面
3.3.1.1優(yōu)化人力資源配置通過招聘新護士、接受其他科室護士輪轉(zhuǎn)、增加護工等途徑，改善ICU護士不足現(xiàn)狀，努力實現(xiàn)（3~4）∶1的護理人員與床位比，減少護士工作量，保證休息時間，以利于自我充電，減輕護士身體和精神上的壓力，緩解年齡帶來的不利影響。
3.3.1.2規(guī)范層級管理，增加核心職位的設置根據(jù)《護理工作管理規(guī)范》按層級給予護士工作權(quán)限和待遇，履行崗位職責和工作任務，增加技術途徑上升空間；推行組長帶班制，設置帶班組長職位，采取公平的競爭機制，鼓勵符合競聘條件者競爭上崗，喚起護士適度的危機感和提升ICU專業(yè)成長的緊迫感，為護士提供更多的機會和途徑向組織中心流動以緩解職稱對ICU護士中心化高原的影響。
3.3.1.3完善培訓體系，加強崗位輪換加強ICU?？谱o士培訓及各種ICU專職護士培訓，如儀器設備專職護士、呼吸機治療專職護士、造口護士、PICC專職護士、營養(yǎng)護士、臨床帶教老師等，使ICU護士在不同的專職領域中成為專家，在新的角色中找到挑戰(zhàn)性，體驗到工作的成就感，有利于減輕內(nèi)容高原和中心化高原的消極作用，更大的發(fā)揮監(jiān)護室工作年限對中心化高原的有利影響；采取護士輪崗制，避免長期固定某一職位主觀上產(chǎn)生倦怠或客觀上不公平的狀況發(fā)生，同時崗位的輪換更加利于護理技能的全面發(fā)展和提升。
3.3.1.4幫助護士做好職業(yè)規(guī)劃鼓勵ICU護士進修學習、參與科研和撰寫論文，鼓勵晉升職稱，支持在職提升學歷。護理管理者協(xié)助ICU護士評估目前狀況，設計個性的職業(yè)規(guī)劃，在職業(yè)發(fā)展中明確目標，變被動為主動，以克服職業(yè)高原的消極影響。
3.3.1.5注重科室文化重視婚姻對職業(yè)高原的負向影響，積極組織聯(lián)誼活動創(chuàng)造安全有益的社交機會；倡導溫暖和諧的科室文化，營造家的氛圍，對未婚護士給予生活工作等各個方面的支持，協(xié)助其減輕壓力，鼓勵已婚護士分享經(jīng)營幸福婚姻的經(jīng)驗；由于ICU科室環(huán)境封閉，鼓勵ICU護士業(yè)余時間走出工作，體驗世界，加強與外界的溝通，舒緩心情，緩解壓力。
(一)警校大學生人際交往能力狀況警校大學生在《人際關系綜合診斷量表》的總分低于8分的學生有525人(61．9%)，基本不存在或較少存在交友方面的困擾，總分在9—14分之間的學生有323人(38．1%)，與朋友相處時時有時無的存在一定程度的困擾;總分在15—28分之間的學生有75人(8．8%)，與朋友相處時有較嚴重的困擾?！度穗H關系綜合診斷量表》四個維度的得分在0—2分之間的學生比例最高的是人際交友維度，共計305人，占本研究受測學生的36%，比例最低的是待人接物維度，共計99人，占本研究受測學生的11．7%;得分大于6的學生比例最高的是異往維度，共計69人，在占本次受測學生的8．1%，比例最低的是待人接物維度，共計11人，占本研究受測學生的1．3%。具體情況見表1。
(二)警校大學生人際交往能力在不同人口學變量上的差異比較對年級、性別、生源地、獨生子女情況、是否任干部情況在警校大學生人際關系總體困擾程度和四個分維度的差異比較進行t檢驗，對家庭經(jīng)濟情況在警校大學生人際關系總體困擾程度和四個分維度的差異比較進行單因素方差分析，發(fā)現(xiàn)大一、大二年級的警校大學生在人際關系總體困擾程度、人際交談困擾程度和異往困擾程度上檢驗的t統(tǒng)計量均達顯著性水平，表示不同年級的警校大學生在人際關系總體困擾程度、人際交談困擾程度和異往困擾程度上存在顯著的差異;不同性別的警校大學生在人際關系總體困擾程度、人際交談困擾程度和異往困擾程度上存在顯著的差異;生源地不同的警校大學生在人際關系總體困擾程度、人際交談困擾程度、人際交友困擾程度和異往困擾程度上存在顯著的差異;是否任干部在異往困擾程度上存在顯著的差異;不同家庭經(jīng)濟情況的警校大學生在人際交往能力的總體困擾程度、待人接物困擾程度和異往困擾程度間均有顯著差異存在。多重比較表明，家庭經(jīng)濟情況差的警校大學生的人際交往能力總體困擾程度、待人接物的困擾程度和異往的困擾程度均顯著高于家庭經(jīng)濟情況一般的警校大學生。具體情況見表2。
(三)警校大學生人際交往能力的復回歸分析進行回歸分析時，自變量是類別變量的必須轉(zhuǎn)化為虛擬變量，在本研究中的自變量均為類別變量，因此在投入回歸分析之前，把自變量性別、年級、生源地、是否干部情況和家庭經(jīng)濟情況分別轉(zhuǎn)化為虛擬變量，把人際關系總體困擾程度、人際交談困擾程度、人際交友困擾程度、待人接物困擾程度和異往困擾程度分別作為因變量，采用強迫進入變量法進行回歸分析。獨生子女情況在人際關系總體和四個分維度上檢驗的t統(tǒng)計量沒有達到顯著性差異，回歸分析也就不再考慮獨生子女情況這一變量。人際關系總體困擾程度作為因變量的回歸分析結(jié)果得出，R=0．206，R2=0．042，AdjR2=0．034，F(xiàn)=5．318，p=0．000，說明建立的回歸方程是有意義的，自變量能夠解釋人際關系總體困擾程度即人際交往能力變量4．2%的變異，在回歸模型中，對警校大學生人際關系總體困擾程度有顯著影響的是預測變量為性別、年級、生源地和家庭經(jīng)濟情況。是否任干部情況對警校大學生人際關系總體困擾程度無顯著統(tǒng)計學聯(lián)系。具體情況見表3。
二、討論
(一)警校大學生人際交往能力總體情況由于本人未查閱到任何關于警校大學生人際交往能力的研究內(nèi)容，因此，本研究對警校大學生人際交往能力的調(diào)查結(jié)果只能與地方高校相比較。本研究中警校大學生有323人(38．1%)，在人際關系方面有著不同程度的困擾，即在人際交往過程中，可能存在交談、行為和性格等方面的問題，其中，248人(29．2%)在人際關系方面有輕度困擾，也就是說與朋友的關系處于時遠時近的變動之中，這一結(jié)果與甘露等人［4］對南方城市———廣州市大學生人際交往能力的研究結(jié)果相比，警校大學生的人際交往能力相對較弱，又與劉彥華等［5］對北方城市———遼寧高校的大學生人際交往能力的差異性研究結(jié)果相比，警校大學生的人際交往能力略顯偏高。原因之一可能是地區(qū)發(fā)展差異所致，甘露等人對廣州市大學生人際交往能力的研究和劉彥華等對遼寧高校的大學生人際交往能力的研究時間都是2007年，但是由于所處地區(qū)不同，社會、經(jīng)濟、文化等發(fā)展程度有所差異，從而對人包括對當?shù)馗咝４髮W生的影響也會不同，尤其是改革開放后，南方城市的經(jīng)濟發(fā)展一直走在前列，目前形成的狀態(tài)是南快北慢，包括南方人的人文思想也比北方人先進。本研究中所調(diào)查的警校位于中部城市———鄭州，由于地理位置正好處于中間，警校大學生的人際交往能力也處于南北方學校學生的人際交往能力水平中間。
(二)警校大學生人際交往能力在不同人口學變量上的差異比較人際交友維度的得分在0—2分之間的學生比例最低，可能與警校管理的特殊性有關，警校的管理是一種半軍事化管理方式，對培養(yǎng)學生的職業(yè)素養(yǎng)起著不可替代的作用，強調(diào)的是一種良好的教學、訓練、工作、生活秩序，尤其是在組織紀律上，要聽從指揮，學會服從。因此，學生的日常交往與地方高校相比，是要受到很多的限制，比如不能隨便進出學校。這就導致警校的學生接觸的人群和時間有限，交友范圍狹窄，然而警校大學生從高中來到大學，離開家鄉(xiāng)，離開父母，最需要的又是朋友，因此，警校大學生在人際交友方面，存在的困擾問題最多。在交友方面，包括異往，是正值青春年華的警校大學生常常思考并追求和向往的。本次研究結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，困擾程度較嚴重比例最高的維度是異往，原因可能與警校的男女生比例差異較大有關。警校男女生的比例大約是5比1，男生多，女生少，很難滿足男性大學生的異往。這也解釋了本研究發(fā)現(xiàn)的另外一種結(jié)果，不同性別的警校大學生在異往維度和人際交談維度上存在顯著性差異。本研究還發(fā)現(xiàn)，在人際交友維度、人際交談維度和異往維度上，城鎮(zhèn)與農(nóng)村來源的警校大學生也存在顯著性差異，這可能與我國城鄉(xiāng)文化發(fā)展差異對人造成的影響有關，這一研究也與甘露等人對廣州市大學生人際交往能力的研究結(jié)果一致。城市不像農(nóng)村，鄰居來往走動的非常少，甚至鄰居也都互相不認識，而農(nóng)村的鄰居串門就是一種大家默認的生活方式，鄰里之間的熟識度遠遠大于城市，所以城市的孩子從小基本在和外人打交道，要注意禮貌，要學習各種交友技巧，而農(nóng)村的家長則很少對孩子進行交友方面的教育和指導。當離開原來居住的熟悉圈子來到大學校園后，大家都是陌生的，大家參加活動和建立友誼就要靠自己的交談、交友能力了，這時就能看到城鎮(zhèn)來源的大學生在交友范圍和速度以及交友技巧方面比農(nóng)村來源的大學生強。
在人際交談維度和異往維度上，不同年級的警校大學生也存在顯著性差異，這可能與大一學生的心理特征有關。大一學生剛進入警校，首先要面臨的就是對新環(huán)境的適應，包括學習方式、生活安排、社團活動等都與高中時的狀態(tài)相差較大，大一學生的大部分精力都用在應付和適應警校的學習、生活以及社團活動上，再加上警校的作息時間有著嚴格的規(guī)定，大一學生還沒有過多的時間和精力去思考異往以及人際交往方面的問題;此外，首因效應在大一學生的人際交往方面比較突出，與人交談、選擇交友往往憑借自己的第一印象，也非常注意在他人面前呈現(xiàn)自己較好的方面。大二學生經(jīng)過一年的警校學習和生活后，已基本適應并掌握警校學習和生活的規(guī)則和要求，并且有了自己的可支配時間，交友范圍開始擴大，尤其是異往方面的向往和需求開始逐漸居于優(yōu)勢地位，隨之而來的就是交友方面的問題和困擾增多。因此，警校大一學生相比大二學生，人際交談、異往方面的困擾要少一些，并且存在顯著性差異。困擾比例最少的是待人接物維度，這可能與當代社會的發(fā)展與警校的教育有關。本研究所調(diào)查的大學生基本都是1994年左右出生的，他們的父母也大都接受過良好的教育，對孩子的教育從小就比較重視，尤其是待人接物方面，注重禮貌、分寸等觀念的灌輸;來到警校后，警校的警務化管理又再次強化了禮儀、大局、合作等觀念，這些觀念對警校大學生的人際交往具有一定的影響作用，因此，大部分警校大學生在待人接物方面不存在太多的困擾問題。本研究中發(fā)現(xiàn)，警校大學生人際交往能力在獨生子女情況和干部任職情況兩種人口學因素中的差異不顯著，與李芹燕對地方高校大學生人際交往能力研究和劉彥華等的研究不一致，原因可能是警校的教育理念和教學活動等方面與地方高校存在差異所致。來到警校后，每個學生不僅僅要培養(yǎng)合格的文化素質(zhì)，還要接受統(tǒng)一、枯燥的警察基本業(yè)務素質(zhì)的艱苦訓練。在學習和訓練面前，沒有性別、家境背景等方面的區(qū)別，因為只有做到了訓練有素，精通業(yè)務，將來才能勝任人民警察的工作。也許正因如此，警校大學生人際交往能力在是否是獨生子女因素上不存在顯著性差異。警校學生是否任干部情況只在異往維度上存在顯著性差異，原因之一可能與上述的警校男女生比例差異有關，同時與任干部學生的自身人格特征有關。
崔光成等對優(yōu)秀學生干部的人格特征研究顯示優(yōu)秀學生干部的樂群性、穩(wěn)定性、興奮性、敢為性、獨立性得分明顯高于一般學生，這表明任干部對學生的外向、熱情、樂群等人格特征有一定的要求。學生干部擔任職務的要求決定了比普通學生有更多的人際交往機會，在此過程中，又鍛煉了人際交往能力，并展示了自我，因此，也更容易引起周圍人的注意，尤其是經(jīng)常帶來異性的傾慕。
1.1基本情況共調(diào)查600人，最終有問卷566份，問卷有效率94.33%。其中男生187人(33%);女生379人(67%);平均年齡為(19.49±1.52)歲(17～25歲);一至四年級的人數(shù)依次為122(22%)、269(48%)、93(16%)、82(14%)人;獨生子女147人(26%)，非獨生子女419人(74%)。大學生在攻擊與暴力行為、破壞紀律行為與違法行為、自殺與自殘行為、吸煙與過度飲酒行為、不健康飲食行為與缺乏體力活動和無保護的因子上的總體檢出率依次為44.5%、60.6%、19.4%、35.2%、95.6%和12.5%。
1.2大學生健康危險行為的性別差異結(jié)果顯示，大學生的健康危險行為在攻擊與暴力行為、破壞紀律行為與違法行為、自殺與自殘行為、吸煙與過度飲酒行為、不健康飲食行為與缺乏體力活動、無保護的因子上男生檢出率均高于女生，差異有統(tǒng)計學意義(P＜0.05，表1)。
1.3大學生健康危險行為的年級差異結(jié)果顯示，在攻擊與暴力行為、破壞紀律行為與違法行為2個因子上的檢出率，一年級和四年級大學生明顯高于三年級大學生(P＜0.05);在自殺與自殘行為因子上的檢出率，三年級大學生顯著低于其他3個年級大學生(P＜0.05);在吸煙與過度飲酒行為因子上的檢出率，四年級大學生顯著高于三年級大學生(P＜0.05);無保護的因子上的檢出率呈年級上升趨勢，四年級大學生顯著高于一年級大學生(P＜0.05)。各年級大學生在不健康飲食行為與缺乏體力活動因子上的檢出率差異無統(tǒng)計學意義(P＞0.05)，但檢出率均超過90%(表2)。
1.4大學生健康危險行為的獨生與否差異除了不健康飲食行為與缺乏體力活動因子外，大學生的健康危險行為在攻擊與暴力行為、破壞紀律行為與違法行為、自殺與自殘行為、吸煙與過度飲酒行為、無保護的因子上獨生大學生的檢出率均高于非獨生大學生，差異有統(tǒng)計學意義(P＜0.05，表3)。
1.5大學生健康危險行為與家庭經(jīng)濟狀況、社會地位、身高、體重關系分析大學生的身高與健康危險行為的6個因子存在顯著正相關(P＜0.01);除了自殺與自殘行為外，體重與健康危險行為的其余5個因子存在顯著正相關(P＜0.01)。年齡僅與不健康飲食行為與缺乏體力活動、無保護的存在顯著正相關(P＜0.05)。大學生健康危險行為與家庭經(jīng)濟狀況、社會地位、身高、體重的相關分析結(jié)果表明，大學生的家庭經(jīng)濟狀況、家庭社會地位、自己社會地位與其健康危險行為不存在顯著相關(P＞0.05)。
2討論
本研究發(fā)現(xiàn)，大學生的健康危險行為存在明顯的性別差異，男生健康危險行為的檢出率明顯高于女大學生。這種性別差異與國外內(nèi)的一些研究結(jié)果是一致的。Lindegger和Durrheim認為，男性之所以比女性更易做出健康危險行為，基于男性性驅(qū)力的作用、征服觀念、男性的冒險者角色、男性氣概的擴張、理想化的男性軀體意象等原因，導致了男性特有的價值觀，如堅韌、好競爭、控制欲等，因而促使他們更多地從事物質(zhì)濫用、危險駕駛、暴力行為、不安全等健康危險行為。本研究結(jié)果提示，在進行健康危險行為的干預與預防時，要充分考慮健康危險行為的性別特點。本研究結(jié)果顯示，大學生的健康危險行為具有顯著的年級差異，一年級和四年級是攻擊與暴力行為、違紀與違法行為、自殺與自殘行為的高發(fā)階段，而三年級則是低發(fā)階段，無保護的的發(fā)生率則逐年增高。不健康飲食行為與缺乏體力活動盡管不存在年級差異，但各年級的檢出率都在90%以上，說明飲食與運動健康普遍受到忽視。既往國內(nèi)相關研究也發(fā)現(xiàn)大學生的健康危險行為具有年級差異的特點。大學生健康危險行為的這種特點一部分原因應該歸因于年齡的增長，因為研究發(fā)現(xiàn)，無保護與年齡存在顯著正相關;另一部分原因應該歸因于不同年級的社會文化差異，至于究竟是哪些社會文化因素則有待進一步研究。
本研究也發(fā)現(xiàn)，獨生子女大學生健康危險行為的發(fā)生可能性明顯高于非獨生子女大學生。與非獨生子女大學生比較，獨生子女大學生作為健康危險行為的易感群體，其主要原因在于獨生子女大學生具有“不成熟人格”，具體表現(xiàn)為自我中心、挫折耐受性低、情緒調(diào)節(jié)能力低、認知結(jié)構(gòu)片面化、違反道德規(guī)范的傾向等人格特征，而這些人格特征正是健康危險行為的易感人格因素。本研究的相關分析結(jié)果表明，大學生的身高與健康危險行為存在密切聯(lián)系，身高越高，大學生健康危險行為的發(fā)生概率越高。Magnusson等也研究了身高與自殺的關系，但研究結(jié)果與本研究不一致，他們發(fā)現(xiàn)，身高每增加5cm，自殺的危險性就會降低9%。至于身高與其他健康危險行為之間的關系，國內(nèi)外尚未見相關研究。體重也與健康危險行為存在密切相關，大學生的體重越重，健康危險行為的發(fā)生概率越高，但自殺與自殘行為除外。這驗證了Farhat等的研究結(jié)果，他們發(fā)現(xiàn)，肥胖的年輕女性更易酗酒、吸煙和吸食大麻，而肥胖的男性更傾向于從事暴力行為。
朝廷開始進行文禁，朝中的風氣在慢慢地發(fā)生著變化，同時特產(chǎn)生了一股不安的氣流，嘉慶皇帝對這一現(xiàn)象很是敏感，他言道：惟近日風氣往往好為議論,造作無根之談飛或見諸詩文,自負通品。此則人心士習所關,不可不示以懲戒,豈可以本朝極盛之時,而輒蹈明末聲氣陋習哉?從中我們看出清朝人對社會中的風氣和士人惡習的認同，嘉慶皇帝沒有辦法將國家衰敗的現(xiàn)實改變，面對國家的日漸衰敗，在經(jīng)營時，他需要更加的謹慎和留意，在時機成熟時，他會采取一定的行動。而洪亮吉正好為嘉慶皇帝提供很好的機會。洪亮吉上書，文辭激烈，嘉慶皇帝對洪亮吉上書中的言辭耿耿于懷，朝中的一些大臣對洪亮吉進行語言攻擊，嘉慶皇帝為了展現(xiàn)自己的任君風度“：（洪亮吉）實屬咎由自取,但聯(lián)方冀聞鏡論,豈轉(zhuǎn)以言語罪人?亦斷不肯為誅戮言臣、自蔽耳目之庸主。今因伊言,惟自省于心,有則改之,無則加勉而已”，找了一個冠冕堂皇的理由，對洪亮吉進行了處理（流放）。洪亮吉因為上書被流放，這件事在朝廷內(nèi)外的大臣中造成了極大的心理刺激，在洪亮吉流放的日子里，朝中的風氣恢復沉寂，朝中大臣不敢上書言事，嘉慶帝為了將這種沉寂的朝中風氣打破，于是宣召眾大臣，命令其不得沉默。在變化無常的政治環(huán)境中，朝廷的文武百官的處境是怎樣的尷尬。嘉慶皇帝剛剛即位之初，為了展現(xiàn)自己的任君風度，下令廣開言路，將一些政策放寬，這對于沉默很久的文人士人來講，具有很大的號召力。洪亮吉的上書并沒有讓嘉慶皇帝高興，因為其上書的《極言時政啟》中，將朝廷上下，包括嘉慶皇帝在內(nèi)，出現(xiàn)的惡習等等進行譴責，朝政的頹廢、大臣的玩弄權(quán)證、奸邪狡詐等等社會現(xiàn)象進行一一的披露，隨著這是國家統(tǒng)治者必須面對的問題，但是《極言時政啟》中的文字，觸及了當朝皇帝的尊嚴，嘉慶皇帝以冒犯兩朝天子尊嚴的借口，稱洪亮吉不忠，以洪亮吉上書內(nèi)容與國家體制相違背等罪名將洪亮吉流放。
二、洪亮吉人口學觀念
從洪亮吉上書中我們可以看到洪亮吉是一個關心國家關心百姓疾苦的人，其上書的《極言時政啟》中，不僅將朝廷中出現(xiàn)的弊端進行指出，還將社會中出現(xiàn)的一些惡性，百姓生活的疾苦等現(xiàn)象進行闡述，雖然洪亮吉的上書惹怒了嘉慶皇帝，但是我們還是要從洪亮吉上書事件中認識洪亮吉的人口學觀念。從洪亮吉的《治平篇》、《生計篇》等政論中我們可以看出，洪亮吉將人口增長、人口過剩等問題進行明確的闡述，并提出了相應的解決措施。
1.人口增長速度過快。洪亮吉認為，人口增加的速度超過了經(jīng)濟生產(chǎn)速度，其中“……，其戶口則視三十年前增加五倍焉,視六十年以前增加十倍焉,視百年數(shù)十年前不窗增二十倍焉”“，頃,寬然有余矣,以一人生三計之,至子之世而父子四人各娶婦即有八人,八人即不無傭作之助,是不下十人矣。以十人而居屋十間……，視高曾時口已不下五、六十倍,是高曾時為一戶者至曾元時不分至十戶不止”，這些洪亮吉的《治平篇》中都可以看到，這是洪亮吉眼中的人口增長速度。正是因為人口增長過快，超過了生產(chǎn)力的發(fā)展速度，所以在社會中出現(xiàn)了人口過剩的現(xiàn)象，“或者曰高曾之時隙地未盡辟,簡崖未盡居也,然亦不過增一倍而止,或增三倍、五倍而止矣,而戶口則增至十倍、二十倍”“，田與屋之數(shù)常處其不足,戶與口之數(shù)常處其有余”等等，這些都是反映社會中人口增長速度過快的文字，從中我們也看到了當時社會中人口增長的速度。
2.人口過程導致社會問題出現(xiàn)。洪亮吉對社會中的危機現(xiàn)象等有很敏銳的察覺能力，根據(jù)洪亮吉的觀察，江南地區(qū)的生產(chǎn)水平如果按照家庭人口的來算，一人得到大約四畝地，十口之家則需要四十畝地，而今天四十畝地的寬度和古代百畝地的寬度相當。洪亮吉將乾隆初期和末期的社會物價做了對比，在洪亮吉的《生計篇》中有記載：“指乾隆初期，吾祖若父之時米之以升計者,錢不過六七,布之以丈計者,錢不過三、四十?！幸蝗藸I力于外而衣食固已寬然矣?！鼻r期社會人口的增長速度是，農(nóng)民數(shù)量是以前的十倍，但是田地的數(shù)量并沒有增加，商人的數(shù)量是以前的十倍，但是貨物不增加，學生的數(shù)量是以前的十倍但是教授學業(yè)的館舍數(shù)量并沒有增加等等，這些是乾隆年間人口增長的速度，由于形成了通貨膨脹導、生產(chǎn)力低下，生活水平低等，致社會生產(chǎn)中出現(xiàn)各種問題，無所事事，游手好閑的人數(shù)也增加至以前的十倍數(shù)量，遇到水災、旱災、疾病等情況是沒有辦法應對，這就是洪亮吉眼中的人口過剩引發(fā)的社會問題，這些問題都是值得思考和解決的。
3.洪亮吉對以上出現(xiàn)的人口增長速度過快產(chǎn)生的人口過剩問題，提出解決方案。洪亮吉在自己的政論中明確指出，天地調(diào)劑、君相調(diào)劑等方法可以對人口增長速度進行遏制，洪亮吉認為，在發(fā)生災害時不行喪失生命的人大多是十一二歲的人，水災、旱災、病疫這些就是調(diào)劑法。在洪亮吉的政論中重點講述了君相調(diào)劑法，《治平篇》中記載，要保證國家沒有閑置的天地，勞動力沒有剩余，可以將國家的疆土進行擴充，將以耕種為主的人們遷移至此進行生活，百姓中賦稅嚴重的，可以適當?shù)販p輕百姓的賦稅，要在國家中禁止浮靡，遇到水災、旱災等自熱災害時國家要開倉賑災，簡單的概括就是，通過開墾荒地、增產(chǎn)節(jié)儉、禁止重稅、賑災救濟等方法，將百姓所處的社會處境進行改善。從中我們可以看到在人口增長過快的問題上，洪亮吉不僅看到了人口增長過快的自然因素，也看到了百姓生活艱苦的社會因素。人口的超速增長，隱藏著社會危機，百姓的生計成為一大社會問題，社會中出現(xiàn)的“極寒顛踣”是無法掩飾的社會人口問題。洪亮吉在自己的政論中講述了自己對人口增長過快的恐懼，因為在科技、生產(chǎn)力等相對落后的時代，洪亮吉不可能認識到生產(chǎn)力可以是國家飛速發(fā)展的基礎，對人口過快增長的問題，他也沒有辦法對其進行各種限制，所以洪亮吉的這種擔心我們是可以理解的。
