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1、引言
情緒勞動是區別于體力勞動和腦力勞動的第三種勞動，它是指個體努力調整自己的情緒以表現出組織所要求的面部和肢體表情的過程(Hochschild，1983)。情緒勞動策略是指個體在情緒勞動的過程中對自己的情緒進行調節與管理所使用的策略和方法，他包括表層行為策略(個體只在外部表情上偽裝出組織所要求的情緒，但內心體驗與外部表情不一致)、深層行為策略(個體通過對自己的內心體驗進行調節，從內而外地表現出組織所要求的情緒)和自然行為策略(個體的情緒體驗與組織所要求的情緒相一致，個體自然地表現很出內心的情緒體驗)(Diefendorff，2005)。大量研究表明，具有深層行為策略和自然行為策略的個體具有更好的工作表現和心理健康水平。
關于情緒勞動策略的前置變量的研究取得了一定的成果。研究表明個體的工作滿意度對表層行為策略起到顯著負向影響，對深層行為有顯著正向影響(Johnson，2007；楊林鋒，2010)；組織支持對員工的表層表現和深層表現有顯著影響(柏喬陽，2006)；情緒智力與員工的深層行為有顯著的預測作用(湯趙穎等，2009)；正負性情緒會影響到員工情緒勞動策略的采用(柏喬陽，2006)；角色失調對員工的表層行為有顯著預測作用(Ashforth，1993)。針對特定群體的情緒勞動策略的研究主要集中在企業員工、醫院醫生和護士及中小學教師群體，對幼兒教師的情緒勞動策略研究目前很少。
本研究對大樣本的幼兒教師的情緒勞動進行了調查，并定量分析了其與人格的關系，以補充幼兒教師情緒勞動策略的研究課題，并為幼兒園招募幼兒教師提供理論參考。
2、方法
2.1測量工具
(1)情緒勞動量表。本研究采用Diefendor等(2005)編制，臺灣學者鄔佩君修訂的《情緒勞動量表》，包括表層行為，深層行為和自然行為三個維度，共14個項目，采用五點計分。該量表的信度是0.87，本次研究的信度是0.866。
(2)大五人格量表。1987年由美國心理學家Costa和McCrae編制，由中科院的心理學家張建新教授修訂。量表包括神經質、外向性、開放性、宜人性和責任感五個因子。該量表的效度信度是8.78，本研究的信度是8.45。
2.2被試
本研究以幼兒教師為被試。選取了來自陜西西安三所幼兒園，廣西柳州兩所幼兒園，廣西桂林三所幼兒園，廣西南寧兩所幼兒園，廣西北海兩所幼兒園和廣西梧州一所幼兒園的幼兒教師共計390名。發放問卷390份，回收375份，其中有效問卷332份。已婚142人，未婚190人；農村61人，鄉鎮102人，城市169人；大學40人，高中97人，大專85人，中專66人，初中44人。
2.3統計方法
對收集到的數據采用SPSS13.0對數據進行分析。
3、結果
人口統計學變量差異檢驗表明，結婚與否對幼兒教師的情緒勞動策略沒有顯著影響；年齡與幼兒教師的深層行為策略顯著相關，相關系數為0.34。以學歷和出生地為自變量，分別以表層行為、深層行為和自然行為為因變量進行多因素方差分析，結果發現，學歷對深層行為的主效應顯著(F=2.51*)，事后檢驗表明大學學歷的幼兒教師的深層行為顯著高于初中和中專的；出生地對表層行為的主效應顯著(F=5.38***)，事后檢驗表明出生于城市的幼兒教師在表層行為上要顯著高于出生于農村的幼幼兒教師，且學歷與出生地的交互作用顯著(F=2.37*)；在自然行為維度上，學歷的主效應顯著(F=2.51*)，事后檢驗表明，大學生的幼兒教師的自然行為顯著高于初中、中專、高中和大專，學歷與出身地的交互作用顯著(F=2.10*)。
3.2幼兒教師情緒勞動策略與大五人格各因子的相關研究
表1幼兒教師情緒勞動策略與大五人格各因子的相關
由上表1可以看出，大五人格與情緒勞動策略之間相關密切。表層行為與神經質呈顯著正相關，開放性呈顯著負相關；深層行為與外向性和開放性呈顯著正相關，與神經質呈顯著負相關；自然行為與宜人性和責任感呈顯著正相關，與神經質呈顯著負相關。
3.3大五人格對情緒勞動策略的回歸分析
本研究采用層次回歸分析的方法，使用逐步回歸的方式，探究大五人格各因素對情緒勞動策略的預測作用。即在控制了對大五人格和情緒勞動策略可能有影響的人口統計學變量之后，探究大五人格對情緒勞動策略的預測能力。該層次回歸分析的第一層變量是學歷和出生地，第二層變量為人格變量。分析結果見表2。
表2大五人格和情緒勞動策略的層次回歸分析結果
從表2可以看出，在表層行為維度，出生地對表層行為有負向，引入了人格變量之后出生地、外向性和責任感都對表層行為有負向影響。在控制了人口統計學變量之后，大五人格所解釋的變異量為12％。在自然行為維度，學歷的影響顯著，引入人格變量之后，學歷和宜人性對自然行為有正向影響，神經質對自然行為有負向影響。在控制了人口統計學變量之后，大五人格能解釋的變異量也是12％。對于深層行為維度，學歷對其有正向影響，但引入人格變量之后，并不能解釋更多的變異量。
4、討論
4.1幼兒教師情緒勞動策略在人口統計學上的特點
人口統計學指標是探討幼兒教師情緒勞動策略影響因素的重要指標。本研究發現年齡與幼兒教師的深層行為策略顯著相關，相關系數為0.34。這可能是因為年齡較大的幼兒教師比年齡較小的幼兒教師對情緒調節和管理更有經驗。學歷對深層行為的主效應顯著(F=2.51*)，大學學歷的幼兒教師的深層行為和自然行為顯著高于初中和中專的，這可能是因為具有較高學歷的幼兒教師比學歷較低的幼兒教師，較多的受文化知識的熏陶，對工作和對待幼兒園學生的態度比較端正，所以能較好的調整自己的心態。出生地對表層行為的主效應顯著(F=5.38***)，出生于城市的幼兒教師在表層行為上要顯著高于出生于農村的幼幼兒教師，這可能是由于環境的原因，導致在農村長大的幼兒教師比在城市長大的幼兒教師更加純樸，不善于掩飾自己的情緒。
4.2幼兒教師情緒勞動策略與人格特點的關系
回歸分析表明，外向性和責任感都對表層行為有負向影響，宜人性對自然行為有正向影響，神經質對自然行為有負向影響?？刂屏巳丝谧兞恐?，大五人格對表層行為的解釋量為12％，對自然行為的解釋量也有12％。相關分析也得到了類似的結果。外向性和責任感對表層行為有負向影響，可能是因為外向性人格的性格特點是追求自由，不受約束，所以具有該人格特質的幼兒教師不傾向于偽裝出組織所要求的情緒。宜人性對自然行為有正向影響，可能是由于具有宜人性人格特質的幼兒教師更加體貼，善良，有同理心，從而能自然地產生對幼兒園學生的喜愛和疼惜。神經質對自然行為有負向影響，可能是因為具有神經質人格特質的幼兒教師敏感多疑，經常感到焦慮和抑郁，從而很難打開心扉真誠地面對工作和幼兒園學生，很難有自然行為策略。
4.3對幼兒園招募幼兒教師的一些思考
【中圖分類號】G616 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-4604（2016）09-0045-5
在中國傳統文化背景下，“男主外，女主內”通常是一般家庭的角色分工模式，因此，養育孩子更多地被看成是母親的事，大多數父親習慣做“甩手掌柜”。但隨著社會的變遷，越來越多的女性走出了家門，走上了工作崗位，于是，要求父親更多地參與到孩子的教養中來的呼聲日漸大起來。父親對孩子的成長具有獨特的影響?！?〕在某些行為特質上，父親的影響甚至要大于母親?！?〕例如，父親能夠影響孩子的社會性發展、認知發展和學業成就，〔3〕對孩子性別意識的形成也具有重要影響。父親參與的缺失，不僅可能會影響孩子性別意識的發展，還可能導致孩子交往能力的欠缺，甚至出現行為。〔4〕因此，對于父親的教養投入展開研究十分必要。那么，父親的教養投入現狀如何？父親教養投入的影響因素有哪些？
一、研究設計
（一）研究對象
本研究采用方便取樣方法，從湖北省武漢市抽取了4所幼兒園，每所幼兒園各抽取小中大班3個班級為研究對象，共發放問卷300份，回收292份，有效問卷280份，有效問卷率為93.3%。
（二）研究方法
1.人口統計學變量分析
本研究對幼兒及其父親的人口統計學信息進行了統計分析，包括幼兒的年齡、性別、是否為獨生子女，幼兒父親的年齡、受教育程度、月收入、每周工作時長、工作滿意度等。
2.父親教養投入問卷調查
本研究采用伍新春、劉暢等編制的《父親教養投入問卷》進行問卷調查，〔5〕問卷涉及互動性、可及性和責任性3個維度?；有允侵父赣H參與照顧孩子，包含生活照顧、學業支持、情感交流、規則引導和休閑活動5個子維度；可及性是指父親和孩子未發生直接互動，但當孩子需要的時候，父親能夠做出反應，包含空間可及和心理可及2個子維度；責任性是指父親為孩子長遠發展所做的準備、積累、規劃和支持等，包括榜樣示范、父職成長、信息獲得、教養支持和發展規劃5個子維度?！?〕問卷共56個題項，適用于3～18歲兒童和青少年的父親。問卷采用0～4級評分，依次表示“從不”“偶爾”“有時”“經?！焙汀翱偸恰?。研制者報告，總問卷的Cronbach’s alpha系數為0.967，探索性因子分析KMO系數為0.943，表明問卷具有良好的統一性和內部一致性?；有?、可及性、責任性3個維度的Cronbach’s alpha系數都在0.867以上，12個子維度的Cronbach’s alpha系數也都在0.649以上。
二、研究結果與分析
（一）幼兒父親教養投入的總體情況
幼兒父親教養投入的總體得分為2.67分，各維度的得分均大于2分，其中，可及性得分最高，互動性得分最低。對互動性、可及性和責任性3個維度分別作兩兩T檢驗，結果顯示，互動性
（二）幼兒人口統計學變量對父親教養投入的影響
統計分析表明，幼兒的年齡和性別對父親的教養投入均沒有顯著影響，獨生子女和非獨生子女父親的教養投入具有明顯差異（見表2）。
進一步檢驗幼兒性別、年齡和是否是獨生子女三因素之間的交互效應，結果顯示，年齡、性別和是否是獨生子女的三重交互作用對父親教養投入的總得分有邊緣顯著效應（F=2.218，p=0.053），在可及性（F=2.615，p=0.025）和責任性（F=2.561，p=0.028）兩個維度上存在顯著差異，互動性差異不顯著。以可及性、責任性兩個維度為因變量，對幼兒年齡、性別和是否是獨生子女三因素的交互作用進行簡單效應分析，結果見表3。
（三）父親人口統計學變量對其教養投入的影響
統計分析表明，受教育程度、每周工作時長和工作滿意度對幼兒父親的教養投入有顯著影響。
1.受教育程度
員工行為研究歷來備受關注，然而長期以來，學者們關注的重點往往在于正向的員工行為與態度，如組織公民行為、組織承諾等。實際上，員工行為也具有消極的一面。近年來，國內外有關員工負面行為報道的不斷增多，職場偏差行為逐漸成為組織行為學研究的一個重要領域。國外學者的一項調查發現，約有近一半的員工在工作中存在財物偷竊、詐騙、挪用公款和惡意曠工、消極怠工和恣意破壞等行為。[1]Warchol（1998）的調查結果則表明，在美國，每年約有150萬的員工淪為職場暴力行為的犧牲品，其中有近50萬人成為被打劫的對象。[2]Bennett和Robinson（2000）則發現，79%的員工經常在工作中發脾氣，42%的員工在工作中會有的言論。[3]可以看出，員工負面行為在各類組織中也頻頻發生，而這類行為必然會使在不同程度上增加組織的運營成本，并對組織的績效產生負面的影響。Buss（1993）的調查發現，工作暴力行為每年給企業造成的損失多達42億美元，偷竊行所造成的損失更高達100億美元。[4] Dunlop與Lee（2004）一項針對餐飲行為的研究也指出，職場偏差行為對組織的績效產出具有顯著預測力，員工職場偏差行為發生頻率越高，該組織的績效狀況也會變得越差。[5]顯然，職場偏差行為對于組織績效具有不可估量的負面影響。因此，了解員工職場偏差行為的狀況，研究職場偏差行為的影響因素和干預策略，對于各類組織加強對其員工的管理具有非常重要的實踐意義。
一、理論框架
（一）職場偏差行為概述
Kaplany（1975）最早提出“偏差”的概念，并對職場偏差行為進行了定義。Robinson 和 Bennett（1995）認為職場偏差行為是指員工違背組織的管理規則和行為規范，并組織和其他員工帶來負面影響的一系列故意行為，如遲到、散步謠言、消極怠工、貪污、搞惡作劇、辱罵同事等。[6]這一定義得到國內外學者的普遍接受。從主觀層面講，職場偏差行為必須是員工有意識、有目的的主動行為，員工無意識狀態所做出的各類負面行為并不能被定義為職場偏差行為；從客觀層面講，員工的職場偏差行為嚴重損害了組織或其他員工的既得利益，或對組織或其他員工的利益構成嚴重的威脅。此外，員工職場偏差行為所違反的是組織正式頒布的各類管理規則和行為規范，而不涉及到組織內非正式組織所設定的各類規范。目前我國學者尚較少開展對員工職場偏差行為的實證研究，相關定義也未盡統一。楊杰、凌文銼、方俐洛（2004）將類似行為表述為員工的越軌行為。[7]劉松博等（2010）則研究工作場所越軌行為、反生產力行為與非道德行為，并試圖對上述負面行為進行比較與區分。
職場偏差行為往往被劃分為多種類別，Robinson和Bennett（1997）按照行為嚴重性與指向性等兩個維度將員工職場偏差行為劃分為四個類別，即績效偏差行為、財務侵害行為、組織政治偏差行為和人際侵犯行為。其中，績效偏差行為指向組織，且較為輕微，如遲到早退、消極怠工和浪費組織資源等；財務侵害行為指向組織，但情節較為嚴重，如蓄意破壞組織設施、收受賄賂、偷盜組織財物等；組織政治偏差行為指向人際層面，且行為后果較為輕微，如在工作中偏袒同事或斥責同事，同時的惡性競爭等；人際侵犯行為同樣指向人際層面，但后果往往較為嚴重，如竊取同事的工作成果、辱罵同事，甚至包括性騷擾等。
（二）員工職場偏差行為的影響因素
影響職場偏差行為的前因變量包括個人因素、組織因素和外部環境因素等[10]。為探究企業員工職場偏差行為的影響機制，本研究選取了性別、婚姻狀況、工作職務和收入等人口統計學變量，個人特質、領導風格、人際關系和獎懲機制等前因變量，假定上述變量是影響員工職場偏差行為的重要因素，據此進行實證研究。具體的研究假設如下：
假設1：企業員工存在一定程度的職場偏差行為，且具有顯著的人口統計學差異；
假設2：員工的個人特質越職業化，其員工職場偏差行為的頻率越低；
假設3：企業員工領導風格越人性化，企業員工職場偏差行為的頻率越低；
假設4：企業的獎懲機制越完善越具體，企業員工職場偏差行為的頻率越低；
假設5：企業內人際關系越融洽，企業員工職場偏差行為的頻率越低。
二、研究設計與結果分析
（一） 研究設計
1. 研究對象
本研究主要采用問卷調查法，被調查對象為企業員工，此次調查的對象主要為公司的銷售人員、人事行政人員和生產人員等。
2.研究的變量及其測量工具
根據研究假設，本項調查的目的在于了解員工職場偏差行為的現狀、不同個體在偏差行為上的差異，以及員工職場偏差行為的影響因素。問卷所涉及的變量包括以下兩個部分：
（1）人口統計學變量
以往的研究表明，性別、年齡、工作職務等人口統計學變量都可能對員工職場偏差行為有著顯著的影響。為了探討不同的員工在偏差行為的差異情況，本研究共選取了性別、年齡、學歷、工作年限、工作職務等人口統計學變量進行研究。
（2）職場偏差行為及其影響變量
為了解企業員工職場偏差行為現狀，本研究通過相關文獻的收集和整理以及對企業在職員工的訪談，經提煉分析將員工偏差行為的影響因素劃分為的四個維度，即個人特質、領導風格、人際關系和獎懲機制。
本研究所采用的調查問卷主要引用國內外學者提出或驗證后的量表，并從影響員工偏差行為的四個維度編寫調查問卷。調查問卷共有30個題項，采用五點計分法，賦值為1至5分，要求被調查者依其自身感受進行選擇。為保證研究結果的準確性，本研究通過克倫巴赫系數（Cronbach′s α）對調查問卷進行信度分析。從表1可知，個人特質、領導風格、人際關系和獎懲機制等維度的克倫巴赫系數均達到0.80以上，職場偏差行為的克倫巴赫系數也在0.60以上，說明本研究過程中使用的問卷具有較高的信度。
3. 數據收集與整理過程
此次問卷調查主要是通過現場發放問卷和電子郵件寄送方式進行的。問卷調查的時間從2014年12月份開始，歷時20天。整個調查過程發放問卷600份，回收問卷543份，問卷回收率為90.5%。在對問卷進行整理時剔除了26份無效問卷，得到有效問卷517份，問卷有效率為86.2%。
（二）結果分析
1. 企業員工職場偏差行為的總體水平
本研究所采用的員工職場偏差行為量表分為五等級計分，其中值為3。從表2中調查員工偏差行為及其各維度的描述性分析結果來看，企業員工偏差行為的平均得分為3.05，說明企業存在中等程度的偏差行為，需要采取措施加以控制。在員工職場偏差行為各影響因素中個人特質的平均值為3.28，領導風格的平均值為3.03，人際關系和獎懲機制的平均值均為3.17，上述五項指標均達到中度以上水平。
2. 職場偏差行為及其影響因素的人口統計學變量分析
從以往的研究來看，不同性別、年齡、工作職務和收入水平的員工在職場偏差行為方面的表現可能存在顯著差異。本研究通過對人口統計學變量進行分析發現，企業員工在個人特質、領導風格、人際關系和獎懲機制等維度上以及職場偏差行為上存在年齡和收入上的顯著差異。通過對不同年齡的被調查者在職場偏差行為方面的平均值進一步分析發現，18-25周歲的員工出現職場偏差行為的頻率較低。這一年齡階段的工作者一般都是剛走出校門的學生，工作比較認真，愿意學習技能，出現偏差行為的頻率較低；26-29周歲年齡階段的員工職場偏差行為最高，這一年齡階段的工作者一般都具有一定的工作經驗，他們在工作中可能會比較怠慢，略顯浮躁，出現偏差行為的頻率較高。
三、結論與建議
（一） 研究結論
本研究通過問卷調查，并結合對企業員工的深度訪談，發現目前企業員工間存在中等程度的職場偏差行為，需要采取措施加以控制。企業員工職場偏差行為頻率存在著顯著的人口統計學差異，不同年齡、不同收入的員工在職場偏差行為上具有顯著差異，假設1部分成立。在職場偏差行為的影響因素中，個人特質和獎懲機制是影響職場偏差行為的主要因素，員工的個人特質越趨職業化，企業的獎懲機制越完善、具體，其員工的職場偏差行為發生的頻率越低，假設2、4成立。此外，復回歸分析表明，領導風格和人際關系對員工職場偏差行為的影響力較弱，假設3、5不成立。
（二）管理建議
針對以上的實證結果，本研究提出降低員工職場偏差行為的若干建議：
1. 為員工提供職業素養訓練
職業素養是員工經由教育訓練而形成和發展起來相對穩定的，在職業過程起到決定性作用的內在品質。當前，越來越多的管理者意識到職業素質是推動企業發展的動力，也是豐富企業文化，提升核心競爭力的關鍵性因素，所以提供職業素養訓練對于企業的長遠發展來說至關重要。員工職業素養訓練的內容包括職業道德、職業意識和職業行為習慣等。企業在為員工提供職業素養訓練時需要做到以人為本，堅持長效培訓，在培訓時彰顯時代特色，貼近企業實際。
2. 完善企業的獎懲機制
獎懲機制是指企業通過一系列正向與反向的刺激，規范和引導員工的行為。對符合企業需求方向的行為，管理者可利用獎勵措施予以正向強化；而對那些不符合企業需求方向的行為，管理者可通過實施懲罰措施加以約束。二者配合使用，可以有效規范員工的行為。完善企業的獎懲機制可以從以下六個方面著手：
（1）建立公平公正的績效考核體系
績效考核是指組織采用一定的指標和標準對員工在某段時間內的工作表現進行評價。實踐中管理者往往無法認真對待績效考核，使績效考核流于形式；甚至個別管理者在對下屬進行考核時無法做到客觀、公正，績效評價結果無法真正反映員工的工作表現，從而使員工的獎懲與其績效表現相背離。這些考核模式不但對員工激勵無益，反而可能挫傷員工的工作積極性。因此，企業需要建立一套科學規范的績效考核體系，并在考核過程中加強對考核者的培訓與督導，使考核工作真正做到公平、公正。
（2）建立科學合理的員工報酬體系
員工的工作回報應與其崗位價值、工作中所承擔的責任大小及其工作績效的狀況等密切聯系。企業在設計員工的報酬時不但要體現對內的公平性，還要保證具有外部競爭性，同時通過實施浮動薪酬制以體現對員工的獎懲。此外，企業在設計員工福利制度時也可以體現一定的獎勵性。
（3）建立能上能下的用人機制
晉升與降職是企業實施員工獎懲的重要手段。企業采用晉升這一獎勵手段首先必須建立在對員工績效表現進行客觀考核的基礎上，被晉升不但要有出色的工作業績，同時必須擁有所任職位對任職者的能力要求。同時，企業應當建立能進能出、能上能下的用人機制。對那些工作績效不佳、甚至給企業造成較大損失的員工，管理者應堅決予以降職或免職。
四、結束語
本研究對員工職場偏差行為的現狀及其影響因素進行了實證研究，在研究內容上具有一定的創新性。但由于研究條件和時間的限制，本研究還存在以下的不足之處：（1）本研究樣本選取的行業和城市較少，且樣本數量有限，并不能體現行業之間的不同，也不能反應不同企業的特性；第二，本研究主要探討了個人特質、領導風格、人際關系和獎懲機制四個維度對員工職場偏差行為的影響，并沒有深入了解各維度是從哪些方面對員工職場偏差行為產生影響的；第三，可能還存在其它的影響因素，但在本文中沒有進行探討。
參考文獻：
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【中圖分類號】R473.74【文獻標識碼】B【文章編號】1008-6455（2011）08-0380-02
Depressive and Anxiety Symptoms in Pediatric Epilepsy
Kan Minchen1 Song Chunhai2 Che Xiangyu2 et al.
【Abstract】Objective:To assess rates of symptoms of anxiety and depression among pediatric patients with epilepsy. Methods: The Revised Child Manifest Anxiety Scale （RCMAS） and Child Depression Inventory （CDI） were administrated to 84 epilepsy patients aged 7-18 years （mean age 12.4 years）. Demographic, socioeconomic, and epilepsy-related information was examined in relation to depression and anxiety scores. Results: No patients had been previously identified to have depression or anxiety. However, 26% had significantly increased depression scores and 16% met critieria for significant anxiety symptomatology. Conclusions: Symptoms of depression and anxiety are common among pediatric patients with epilepsy and appear to be overlooked by care providafs.
【Key words】anxiety;depression;pediatric epilepsy
癲癇是兒童常見的神經系統疾病[1]。以往的研究顯示，癲癇患兒是心理疾患，包括抑郁、焦慮等的易感人群。但大多數研究主要針對成人；對兒童期癲癇患者心理學并發癥的研究少見。此外，某些抗癲癇藥物如苯巴比妥也有導致兒童抑郁癥的副作用。目前，我國對兒童期癲癇后抑郁癥和焦慮癥的發病率和確診率報道較少。
國外有報道稱兒童期癲癇后精神障礙發生率高達33%[2]，但未專門描述情感類疾病。也有報道稱兒童癲癇后行為學障礙的發生率較糖尿病兒童高，但未統計抑郁癥和焦慮癥的發病率。目前國內外的研究熱點為情感性疾病（包括抑郁和焦慮）的早期診斷及臨床治療、兒童及青少年癲癇患者焦慮及抑郁癥的發病率、焦慮及抑郁癥和人口統計學及癲癇相關因素之間的關系。
1 臨床資料
確定以下納入及排除樣本的原則：將門診就診的癲癇患兒（年齡7-18歲）納入樣本，精神發育遲滯者排除在外?；純杭捌涓改竿瓿蓴祩€自我報告量表以檢測以下變量：
1.1 人口統計學變量：記錄患者年齡及性別。根據年齡分為7-12歲組及13-18歲組。每例患兒的父母均按照Hollingshead指數，完成記錄各自的社會及經濟狀況（socioeconomic status；SES），包括家庭經濟條件，婚姻及職業狀況，教育程度。按Hollingshead指數評分分為＜29分組、29-48分組、＞48分組，分別稱為低分、中分、高分SES組。
1.2 癇性發作變量：家屬提供患兒最近癇性發作及藥物治療情況。并將既往檢查及藥物治療情況補充記錄，包括：實驗室檢查結果、EEG及其他神經影像學信息。此后臨床醫師診斷每個患兒的癇性發作類型、癲癇持續時間、癲癇再發作時的年齡及藥物治療史。將癇性發作分為兩類：一類為驚厥性（全身大發作或部分發作繼發泛化）或非驚厥性（失神發作、復雜性部分發作）。如果兩類同時出現，則歸為驚厥性。一類為下列癲癇綜合征：局限性特發性癲癇（包括伴中央顳葉棘波的良性兒童癲癇），局限性癥狀性癲癇、全身性特發性癲癇及其他類型。
1.3 抑郁癥：每位患兒的父母填寫兒童抑郁量表（Child Depression Inventory；CDI）。CDI為一種診斷及評價抑郁癥的27條目問卷調查表，其內在連貫性及可靠性較高，一致性及鑒別的可靠性亦較好。CDI＞13分則為臨床有意義的癥狀性抑郁。CDI亞級評分亦考慮在內（包括負面情緒、與周圍人的矛盾、興趣缺乏、自卑心理）。其結果見表1。
1.4 焦慮：患兒父母填寫校正后兒童焦慮評分量表（Revised Children’s Manifest Anxiety Scale；RCMAS）。該量表由37個問題組成，用來測量焦慮的水平及性質。RCMAS提供了一個總體概括性評分，由三個亞評分組成，包括憂慮及過度反應、社會關注度及注意力集中、生理性焦慮、謊言測評（見表2）。該評分內部一致性及結構效度較好，總評分≥60分考慮臨床意義上的焦慮。盡管CDI及RCMAS不能確診正式的抑郁及焦慮性疾病，但其對定量評價癥狀的嚴重性非常有意義。
1.5 既往精神病史：向患兒父母咨詢既往精神病史、診斷過程及治療情況（包括心理治療或藥物治療）。所有患兒抑郁及焦慮評分均采用雙盲法編碼。
表1 癲癇患兒CDI 評分
2 統計分析
對記錄數值進行相關性變量分析，用Pearson相關系數評價RCMAS、CDI評分與癲癇持續時間、發作年齡、近來的發病頻率之間的關系，并且采用t檢驗，根據年齡、癲癇類型（驚厥性、非驚厥性）、是否癲癇綜合征、藥物治療（多藥、單藥），對CDI及RCMAS評分間的關系進行了分析。
3 結果
CDI由42位患兒完成（23例男性，19例女性）；RCMAS由44位患兒完成（24位男性、20位女性）。年齡范圍7-18歲（平均12.4歲）。兩位患兒因隨訪困難而終止試驗。評分回顧及家長隨訪均顯示患兒實驗前均無抑郁及焦慮，也均未參與過心理治療。
表2 CDI與RCMAS評分相關性
3.1 抑郁評分:26%的癲癇患兒表現出具有臨床意義的抑郁癥（CDI評分＞13分）。此外，異常CDI亞型評分出現率增高（t評分＞60）（負面情緒14%，社交障礙12%，效率底下17%，興趣缺失12%，自卑心理7%）（見表1）。即使將標準差值上調至均值+2，仍有7%患兒表現為重度抑郁癥。對CDI特殊問題的回答包括：11%有自殺心理但不會付諸實施，而4.3%患者有自殺傾向；4.4%患兒曾有哭泣意愿，8.9%經常有哭泣愿望。7%患兒表示經常因事而煩惱，8%則感到從未象別人一樣。2%患兒經常性感到悲傷，16%則不時感到悲傷。
3.2 焦慮評分:16%癲癇患兒表現出具有臨床意義的焦慮癥（t評分＞60分）。RCMAS亞型評分常見升高（生理性焦慮23%，憂慮/過于敏感20%，社會關注16%）。謊言評級對兒童不太可靠。在>10歲的患兒中，28%標準化評分>60分。CDI總評分、RCMAS總評分及多數亞型評分之間有高度相關性。（表2）。
3.3 人口統計變量:不同年齡組、性別組之間RCMAS或者CDI評分無顯著差異。不同的SES組之間評分未見明顯差異。
3.4 癇性發作變量:第一次癇性發作平均年齡為7.2歲。就診前1月患者無癇性發作33例，一次癇性發作2例，2次或更多次癇性發作5例。4例患者數據不明。31例癇性發作為驚厥性發作，13例為非驚厥性發作。兩類發作間RCMAS及CDI評分無統計學差異。癲癇持續時間，癇性發作年齡，或近期癇性發作次數和RCMAS、CDI評分之間無明顯相關性。
3.5 藥物治療:4例患兒未接受任何抗癲癇藥物治療，30例患兒接受了單藥抗癲癇藥治療，9例患兒接受了一種以上抗癲癇藥治療。其中使用苯妥英鈉4例，卡馬西平10例，丙戊酸鈉15例，拉莫三嗪1例。接受單藥或多藥治療患兒CDI及RCMAS評分無統計學差異。
4 討論
本研究表明兒童癲癇患者焦慮及抑郁癥發病率明顯上升。本組患兒中，無一例既往被診斷為情感性疾病，以往也少見這方面的報道，表明目前對癲癇患兒并發焦慮或抑郁癥仍認識不足。
成人患者可直接表達自己是否患有抑郁或焦慮癥狀，但兒童患者和成人的表現并非完全一致[3]，例如行為分裂或易激惹，這些癥狀均不易被看作是抑郁或焦慮的表現。甚至有些患兒并沒有明顯的臨床癥狀。本研究提示如果臨床醫師不直接詢問和抑郁或焦慮相關的癥狀表現，則這些癥狀可能無法發現。
本研究和以往報道的成人癲癇患者抑郁及焦慮癥發病率增高相一致[4]。一些病例顯示成人患者精神性疾病可能起源自兒童或青少年期的不良性心理應激，表明早期發現患兒精神心理異常意義更大。以往有報道提示癲癇兒童患者在有自殺傾向的兒童中占有很高比例[5]，結合本研究，提示臨床醫師必須重視抑郁癥、焦慮癥甚至自殺觀念。目前全世界對抑郁及焦慮等精神心理疾病越來越重視，對癲癇后患兒的心理學評估亦越來越重要。
在其他兒童疾病中也觀察到了CDI平均評分增高[6]，例如胃腸道疾病等，但對于癲癇后情感性并發癥的出現仍考慮有以下幾個因素：中樞神經系統病理改變（如癇性發作的損傷作用、引起癇性發作的原發病變，藥物治療）；心理社會因素（如因癇性發作而產生的恥辱心理）。以往研究表明[7]，年輕的癲癇患者和焦慮及抑郁相關的外界控制點較正常組及糖尿病對照組更高。成人癲癇患者的抑郁癥發病率也較其他神經系統疾病對照組高。
本研究組未將伴有精神發育遲滯的癲癇患者納入樣本，該類患兒可能和本研究組患兒在本質上有一定差別。RCMAS和CDI評分之間的高度相關性可能說明焦慮及抑郁的發病常同時存在。此外，兩種評分標準也存在一定的交集。
本研究提示了癲癇患兒中抑郁及焦慮的高發病率，但其原因、本質、及其有效的治療方法，尚待進一步研究。對于變量變化及焦慮和抑郁之間的相關性，仍需要進一步大樣本研究。包括精神檢查、神經心理學測驗及配對對照組研究在內的縱向研究也是有幫助的。
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一、 問題的提出
一些文獻對商業銀行績效考評指標的體系設計問題進行了討論，但這些討論的重點是如何對銀行的經營績效進行評價，可以對不同銀行按績效進行排名，而沒有關注銀行績效評價的對象和主體即員工績效。另外一些文獻則以企業經營戰略目標為考核依據，以平衡計分卡（BSC）為考核工具，討論了以戰略目標為導向、以員工績效為考核對象的商業銀行員工績效考評指標體系的設計問題。這一類研究的基本思路大致相同：以BSC的基本框架為理論依據，明確銀行的戰略目標以后，將財務層面、客戶層面、內部流程、學習與成長等四個一級指標進行分解，形成二級指標、三級指標和權重，實際考核時對照指標體系對部門和員工進行打分和計算，即可得出考核對象的業績表現。但是，相關研究基本都屬定性研究，并沒有嚴格的計量檢驗的證據。
沒有效率導向的企業經營績效考核，就不會有效率導向的員工績效考核。在商業銀行競爭壓力越來越大的情況下，基于效率（Efficient）和效果（Effects）的員工績效考評已經成為各銀行激勵員工努力工作、提升銀行競爭力的一種手段。尤其是在外資銀行不斷進入，新的銀行經營模式和管理理念不斷對傳統的中資銀行造成沖擊的情況下，一些新近成立的股份制商業銀行開始嘗試以管理會計系統為藍本的績效考核體系，強調“價值創造”理念，固化“成本倒逼”機制，徹底實現商業銀行員工績效考核的市場化轉型。管理會計系統是多維度的盈利核算系統，可以提供多維度的利潤指標，用以支持績效管理，因此，績效管理是管理會計主要用途之一。借助于管理會計系統進行業績評價，利用管理會計的利潤指標體系構建“價值創造型”的績效考核體系，能夠促使考核由規模導向轉為利潤導向，促使企業每個單元都能夠以價值創造為導向，實現企業利益最大化。但是，由于這一考核體系設計理念相對理性和剛性，而且指標眾多內容龐雜，在一些試行的商業銀行中引起不少爭議。
二、 理論與模型
制度經濟學（Institution Economics）與機制設計理論（Mechanism Design Theory）指出，“好的（Good）”制度與機制取決于兩個最重要的因素：制度設計與制度執行。制度設計主要解決衡量標準和衡量內容等方面的問題，制度執行主要解決制度運行與監督保證方面的問題。由于個人目標函數差異較大，阿羅已經證實，在所有人都是理性選擇的前提下，形成一個可以包容所有人偏好的社會目標函數是不可能的。但是，基于“一致計算”的原則，制度和規則必須得到大多數人的同意才會具有可執行性，制度設計的目的才有可能實現。在管理學的經典著作中，德魯克在《管理實踐》中提出的“目標管理”（Management By Objective，MBO）也指出，只有自上而下、自下而上多次討論博弈，最后制訂的組織目標才會成為激勵手段而不僅僅是考核與約束。
績效考核或績效評價（Performance Evaluation）是對行為過程（Progress）和行為結果（Results）的考核與評定。顯然，評估標準和評估執行是影響評估結果的兩個最重要的影響因素。在現有的績效考核實踐中，幾乎所有的組織單位都是自上而下的制訂一套考評體系，或者邀請咨詢機構設計一套考評體系來對員工進行績效考核，很少能夠按照“一致同意”的原則通過上下互動溝通而設定考核標準和考核執行機制。研究表明，一些組織高強度的績效考核不僅沒有發揮應有的激勵作用，反而扭曲了員工的工作態度和工作行為。員工的工作滿意度、工作投入度、組織承諾、組織公民行為變得越來越低，而消極怠工、蓄意破壞、不合作、忠誠度下降、離職等行為卻越發普遍，績效考核不再發揮應有的激勵員工的正面作用，反而在某種程度上成為員工“反生產行為”的導火索。因此，員工在對績效考核的認知與感受是至關重要的，員工對于績效考核的公平感會直接影響員工行為（OCB）和組織績效目標的實現。
員工的公平感是一種主觀感受，而不同員工的主觀感受是有差異的。對于績效考評而言，員工首先考慮的應該是考核目的能不能接受、考核指標設置合不合理、考核內容合不合適、考核結果有沒有及時反饋等等，公平感只是對考核結果與激勵約束匹配差異的一種反應。顯然，這種反應與個體情況緊密相關。對“反生產行為”可能產生影響的人口統計學變量包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度以及工作年限等。在中國樣本中，收入和職位是另外兩個最可能影響個體認知與行為的因素。在以往的實證研究中，人口統計變量一般都作為控制變量進入計量模型的，盡管這些變量與“反生產行為”關系的研究結論尚未統一，但是在回歸模型中這些控制變量往往又是顯著的。這說明，一套既能防止員工“反生產行為”產生又具有激勵作用的績效考核指標體系設計的關鍵，是能夠在堅持戰略目標導向的前提下，充分考慮員工個體情況的差異，在考核標準制訂和考核執行兩個方面都能做到讓最多數的員工滿意。尤其是在商業銀行這樣的特殊企業類型中，員工績效考核更需要考慮員工的反應和行為。
三、 實證研究
1. 問卷設計與發放。在商業銀行中引入管理會計系統作為員工績效考核的指導思想和藍本，固然能夠扭轉國有銀行職工長期養成的地位優越的思想認識，但同時也讓很多員工感覺壓力太大和難以適應。管理會計系統本身比較專業，如果沒有相應的財務知識可能很難理解。此外，一套完整的績效考核體系應該包括考核指導思想、考核目的、考核準備、考核內容、考核指標、考核過程、考核時間、考核反饋和考核效果等幾個方面，員工對績效考核的滿意度主要來自于對這些考核要素的評價和認知。依據上面提出的理論模型和商業銀行績效考核的要素與環節，本文設計了39項問題，請調研對象對考核的指導思想、考核目的、考核準備等問題進行評價，評價尺度為Likert五點量表。最后一題是效標測項，也是員工總體滿意度測項。這樣，問卷主體共有40道問題。其次是人口統計變量，包括性別、年齡、職位、收入等，共9題。其中，工齡包括兩個方面的問題，一是個人全部工作時間，二是個人在本單位的工作時間。經驗是指是否有其它銀行工作經歷，有記為1，無記為0。
問卷在廣州某著名商業銀行全行發放，發放時間為2013年2月～2013年4月，共發放400份問卷，回收有效問卷316份，有效率為79%。
2. 描述性統計。首先觀察員工對績效考核各要素的評價是否存在個體差異。如果所有員工對績效考核的指導思想、考核目的、考核準備、考核指標等問題都具有同樣的判斷，那么績效考核就不會在不同部門、不同級別的員工中造成不同的影響。
方差檢驗表明，從績效考核各要素的角度看，考核是否經過充分準備在人口統計變量中的差異性最多，不同年齡、不同職位、不同學歷、不同專業、不同收入和不同工作經驗的人對銀行績效考核的準備工作評價都有顯著不同；其次是對考核目的的評價，學歷、專業、婚姻、收入和經驗都是顯著的影響因素；再次是對考核能否及時反饋和考核效果的評價，年齡、學歷、收入和經驗同樣是顯著的影響因素。而從人口統計學變量的角度看，對績效考核各要素的評價差異最大的影響因素則是個人年收入、是否有其它銀行工作經驗、學歷和年齡，尤其是收入變量和工作經驗，不同收入和工作經驗的人幾乎對所有績效考核要素的評價都存在差異性。
其次考察員工對績效考核的總體滿意度在人口統計變量中是否具有顯著性差異。分析結果表明，幾乎所有的人口統計學變量對績效考核的總體滿意度評價都有顯著性差異，換句話說，幾乎所有不同身份特征的員工對現有績效考核工作都有不同的看法和意見。
3. 計量分析。本文認為，員工對績效考核的認知與評價是影響員工考核滿意度的主要因素，而在這一影響過程中，不同人口統計變量將對主效應產生重要影響。從方差檢驗的結果看，績效考核各要素評價和績效考核總體滿意度在不同身份特征的員工之間存在顯著的差異性。本部分還將利用逐步回歸模型（Stepwise Regression）考察人口統計變量、考核評價對滿意度的影響。統計軟件為SPSS17.0。
結果表明，在控制變量對總體滿意度的回歸中，員工的職位、年齡、學歷、收入、經驗都是影響員工績效考核總體滿意度高低的因素。但是，職位、年齡、學歷和收入三個變量的影響都是負面的，職位越高、年齡越大、學歷越高、收入越高的員工滿意度越低，僅有工作經驗的影響是正的。而在績效考核各要素對總體滿意度的回歸中，指導思想、考核準備、考核過程、考核反饋和考核效果等幾個方面是影響員工總體滿意度的主要因素。其中，考核過程越復雜，牽涉的方面越多，越容易引起員工的不滿。把人口統計變量作為控制變量進入總回歸模型后，控制變量仍然顯著的是職位、收入和工作經驗，但是工作經驗的符號由正變成負，也就是說，有其它單位工作經驗的人滿意度越低。此外，在本單位工作時間長短也成為影響總體滿意度高低的一個因素，在本單位工作時間越長的人，滿意度越高。和單純的控制變量回歸結果相比，單位工作時間的影響作用也發生了反向變化，由負面影響（但不顯著）變成正面影響。而與單純的績效考核要素對滿意度的回歸結果相比，考核效果評價的影響作用不顯著，但是考核指標評價的影響作用加強，即考核指標設計得越復雜，越容易引起員工的不滿。
四、 分析與討論
員工績效考核是一個系統，這一系統不僅包括了考核指標設計、考核標準制訂、考核的具體執行等方面的內容，而且還應該包括考核指導思想、考核目的、考核準備、考核反饋機制等等。為了盡量少引起員工的“反生產行為”，考核的每一個環節都應該得到員工的理解和支持，如果員工不認同或不接受績效考核的設計理念、具體內容和執行方式，那么績效考核的激勵作用就會消失殆盡，員工的抵觸情緒和抵觸行為就有可能不斷發生。
本文的實證研究結果證實，績效考核各要素評價在員工個體間存在著顯著的差異，而且績效考核的總體滿意度在不同身份的員工之間也存在顯著差異。這說明，在商業銀行的績效考核過程中，存在著員工“反生產行為”產生的可能，本文提出的理論模型是成立的。進一步的考察發現，職位、收入和工作經驗是影響員工總體滿意度的最重要的三個影響因素，而且全部都是負面影響。就職位因素而言，職位越高的人滿意度越低，可能的原因是越高層的員工，手中掌握的權力越大，在成本概念沒有得到加強之前，職位產生的權力租金（Power Rents）基本上由領導本人說了算；但是，管理會計系統強化了利潤創造，對成本結構形成硬性約束，職位帶給領導的各種收益將被降低。而且，績效考核工作量大，指標計算復雜，考核頻率快，持續時間長，給領導增加了工作負擔。因此，領導層對強制性的績效考核往往都有不滿情緒。從收入的角度看，收入越高的人對績效評價的總體滿意度越低，可能的原因是這一指標和職位因素密切相關，銀行職工的收入在領導層和普通員工之間拉得距離較大，高收入群體其實就是占據領導職位的人，收入越高，成本約束越強，對績效考核就會越不滿意。從工作經驗來看，有無外單位工作經驗對滿意度的影響是負面的，有其它銀行工作經驗的越容易導致不滿。這一點和單純作為控制變量回歸的結果正好相反，可能的原因是如果不與其它單位比較，本單位的工作經驗對于復雜的績效考核是有妥善應對功能的；但是與其它單位的情況一比較就會發現，這套管理會計系統可能會降低收入或增加工作量，不滿情緒就會產生。這說明，如果單純從方便管理的角度講，一直在本單位工作的員工更容易接受績效考核；這也同樣說明，不同單位工作經驗可能具有雙刃劍的影響。
從績效考核各要素情況來看，加入控制變量后仍然顯著的有考核指導思想、考核準備、考核指標和考核反饋等幾項指標。這一結果為“一致同意”或MBO管理提供了有力的證據。如果員工能夠認可績效考核的設計理念和指導思想，比如說績效考核不是為了約束個人，而是為了提升銀行競爭力，并從長遠角度不斷提升個人收益水平等，那么員工就容易對績效考核表示滿意。而考核之前的工作也非常重要，俗話說“磨刀不誤砍柴工”是有道理的，既然成本導向型績效考核本身就會對個人收益或個人行為造成重大影響，如果不在行動之前做好教育、宣傳和鼓動工作，員工一方面可能因為難以理解考核內容和指標而產生抵觸甚至對立情緒，令一方面也可能會因為被排除在參與之外不能表達意見而生怨恨。考核指標設計對員工滿意度的影響是負面的，指標設計的越復雜，員工滿意度越低。這一結果比較容易理解。但在實踐中，很多單位的績效考評體系都是極其復雜的，不是專業人士根本就沒法全部搞懂，員工不信任感由此產生。最后一項對員工滿意度產生顯著影響的因素是考核的反饋機制，考核不能及時反饋，或者考核結果與考核承諾的激勵不能相匹配的話，員工的不滿情緒立刻就會產生。這一結果提醒實踐者，“言必行，行必果”必須得到切實保證，形式主義的績效考核更容易傷害員工的積極性。
五、 總結與建議
本文以廣州農村商業銀行為樣本，考察了員工對復雜績效考核系統的評價和態度。本文的研究證實了員工個體差異和對績效考核各要要素的評價是影響員工績效考核總體滿意度的重要影響因素。和員工“反生產行為”的相關研究相比，本文的研究更為具體和深入，程序公平和結果公平應該貫徹到績效考核的每一個環節，如果員工不能認可績效考核的指導思想、考核指標、考核過程、考核反饋機制，績效考核工作沒有做好充分的準備工作，那么員工的“反生產行為”就有可能會發生。
本研究發現，個體特征對績效考核滿意度的影響往往都是負面的，職位、收入、工作經驗甚至學歷、年齡等因素都會讓員工產生不滿情緒。每個員工都是獨一無二的，在某種意義上講，他們都是既得利益者，績效考核機制明確了個人的責任和義務，界定了權利的邊界和內涵，這一考核過程極有可能會打破原有的利益格局，觸動某些人心中的“奶酪”，繼而會引起相應的情緒反應。因此，一套考核機制不僅需要盡可能地兼顧最大多數人的利益，接受最大多數人的意見，還需要在高層獲得強有力的支持才有可能真正執行。目前，一些商業銀行推行管理會計系統為藍本的績效考核體系，主要的動力就是來自銀行的最高層。銀行領導承擔的壓力最大，他們迫切需要體制、機制創新來提升銀行競爭力。但是，銀行畢竟不是普通的企業，完全市場化的考核機制是否適用，是否會引起員工的“反生產行為”，還需要在實踐中不斷總結，不斷完善，不斷創新。
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【中圖分類號】 R 179 G 479 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1000-9817(2009)08-0679-03
當前學校安全問題面臨嚴峻挑戰[1]。隨著社會經濟、文化、醫療技術的發展以及生活條件和生活方式的改變,以往嚴重危害青少年生命和健康的傳染病、營養不良在發達國家和部分發展中國家已基本得到控制,而傷害則已逐漸成為青少年的主要死亡原因。學生的安全知識、安全技能是影響兒童青少年傷害的主要因素之一。本文通過對學生安全知識、安全技能的調查,了解中小學生安全知識、安全技能的現狀,為預防和控制兒童青少年傷害的發生提供科學依據。
1 對象與方法
1.1 對象 采取分層整群抽樣方法,將某市按照學校類型分為普通小學、重點小學、普通初中、重點初中、普通高中、重點高中等6層,每層隨機抽取2所學校,每所學校各年級按班級人數整群抽取100名左右學生。由于低年級學生的認知能力存在一定的不足,小學僅調查四～六年級學生。全市共調查12所學校4 600名學生,收回有效問卷4 507份,有效問卷回收率為98.0%。年齡最小的8歲,最大的20歲,其中10～18歲之間的占97.7%。在家庭情況中,父親文化程度在高中及以上的占56.9%,母親文化程度在高中及以上的占47.6%,家庭年總收入在5萬元以上的為37.3%。
1.2 方法 采用“學生傷害與安全因素調查問卷”,內容包括基本社會學資料、安全行為、安全知識和技能、其他4個方面共62道題目,題型均為選擇題。所有問卷調查均由研究者和經過培訓的專業人員擔任調查員,在學校保健教師的協助下組織學生在課堂內匿名自填,當場獨立完成,問卷統一發放,統一回收。
剔除無效問卷后,統一使用EpiData 3.0軟件,采用雙錄入方式輸入并校對調查數據,建立數據庫。采用SPSS 13.0軟件進行數據的統計分析。
2 結果
2.1 安全知識
2.1.1 基本情況 安全知識調查包括急救知識、煤氣中毒知識等日常生活方面和放射性事故、海嘯等災害方面的知識共16道題。在日常生活安全知識方面,學生對觸電防護、煤氣中毒、溺水搶救等知識掌握較好,選擇“知道”的分別達到24.8%,24.1%和20.9%;而對于脊柱跌傷搬運和心臟病搶救的知識則了解不多,選擇“知道”的僅有14.1%和14.2%。在災害知識方面,地震和洪水的逃生知識掌握較好,選擇“知道”的分別達到20.2%和19.5%;而化學物中毒、化學毒物泄露、放射性事故的知曉率則較低,分別為10.8%,11.0%和14.4%。
獲得安全知識的途徑主要為廣播電視(39.9%)、報刊書籍(23.9%)和學校課堂(16.3%),68.3%的父親和70.6%的母親會經常主動告訴孩子一些安全知識,有4.6%的學生認為獲得安全知識的主要途徑是家長介紹。
2.1.2 不同學段學生安全知識知曉率比較 見表1。
由表1可知,小學生、初中生和高中生對于化學毒物泄露、心臟病搶救和脊柱跌傷搬運知識的知曉率差異無統計學意義;高中生其余各項安全知識的知曉率均高于初中生和小學生,經χ2檢驗,差異均有統計學意義(P值均
2.1.3 安全知識得分影響因素分析 通過賦值轉換后定量分析,安全知識得分最低16分,最高64分,中位數為40分,均數為(39.84±10.36)分。將學生根據安全知識得分分為A,B組,安全知識得分
由表2可知,普通學校、父母不經常主動告知安全知識都是安全知識得分較高的不利因素,而女生、高年級、父親文化程度較高、家庭年總收入較高則是安全知識得分較高的有利因素,單項檢驗顯示,差異均有統計學意義(P值均
2.2 安全技能 學生對觸電防護、樓內失火逃生的技能掌握較好,正確回答率分別達到91.6%和88.0%;而在“是否會正確使用滅火器”一項,僅有29.2%的學生選擇了“會”,該項技能掌握較差。
2.2.1 不同人口統計學特征學生安全技能得分比較 通過對各項安全技能的選項賦值轉換,將學生對于安全技能的掌握情況定量化,不同人口統計學特征學生安全技能得分比較見表3。
由表3可知,不同性別和父母職業不同的學生安全技能得分差異均無統計學意義;而不同學校類型、父母文化程度以及安全知識得分不同的學生安全技能得分差異均有統計學意義。
2.2.2 安全技能得分影響因素分析 通過賦值轉換后定量分析,安全技能得分最低9分,最高18分,中位數為14分,均數為(13.99±1.26)分。以學生安全技能得分為因變量,以學校類型、性別、年級、父母文化程度、父母職業、家庭年收入、安全知識得分為自變量,采用逐步回歸分析,入選和剔除自變量,找出對安全行為有影響的變量。α=0.05,β=0.10,構建多元線性回歸模型對安全技能得分可能的影響因素進行分析,回歸方程的假設檢驗F值為34.970,α
由表4可知,進入方程的變量有學校類型、性別、年級、安全知識和父母文化程度;由標準回歸系數可知,年級對學生安全技能得分的影響最大。
3 討論
3.1 安全知識現狀及其影響因素分析 安全知識的掌握情況對于青少年能否保障自身的安全起著舉足輕重的作用。但本次調查結果顯示,安全知識得分在45分以上(相當于百分制的60分)的學生僅占29.7%。調查結果還顯示, 在災害逃生知識方面,學生自我報告對于地震、洪水知識知曉情況相對較好,而化學毒物泄露、放射性事故等方面的知識相對薄弱;在日常生活安全常識方面,學生對于脊柱跌傷搬運和心臟病搶救的知識掌握較差,而對觸電防護、煤氣中毒防護等知識的了解相對較好。
學生的安全知識主要來源為廣播電視,不同于張瑾等[2]的調查結果(學生主要知識來源為書本),可能與調查對象的年齡段不同有關。隨著年級的增長,學生積累的各種知識在不斷增多,知識面不斷擴展,學生并不滿足于學校教育和家庭教育所學到的安全知識,因此利用各種社會資源如電視、廣播、報紙和網絡等來獲取安全知識。由此可見,社會環境對于學生的安全知識積累有著重要意義。
調查結果還顯示, 當煤氣中毒等情況出現時,女生往往能較好地處理;而在核武器防護等知識方面,男生知曉率較高。可能與男生對自然災害方面的知識感興趣、相關書籍或影像資料接觸較多有關。
重點學校學生安全知識得分高于普通中學,可能與學校教育內容有關,但也不排除因為受到學生自身性格和素質差異等混雜因素影響,外向型或混合型性格的學生安全知識得分高于性格內向者。處于不同學習階段的學生安全知識得分的差異無統計學意義,提示青少年獲得的大部分安全知識可能來自于小學高年級階段,隨著年級的升高,學校和家長對應試課程越來越重視,從而忽略了對青少年的安全教育。
從影響學生安全知識的因素來看,除學校類型、性別、年級等因素外,父母是否經常主動告訴安全知識、父親文化程度和家庭年總收入也被納入回歸模型,說明家庭環境對青少年安全知識的掌握起著不容忽視的作用。牛靜萍等[3]的研究也表明,父母受教育程度高以及父母職業為醫生、科技人員、教師的青少年安全知識掌握情況較好。
3.2 安全技能現狀及其影響因素分析 安全技能就是在可能有生命威脅的中運用各種技能和手段逃離危險,從而減少傷亡的方法[4]。我國青少年多為獨生子女,在父母的呵護下長大,長期生活在較為穩定有序的校園里, 日常生活經驗不夠豐富, 在防火防盜、災害逃生等方面缺乏基本常識。調查結果表明,僅有29.2%的學生報告會使用滅火器,而完全不會的學生達到31.7%。青少年對觸電防護和樓內失火逃生的技能掌握較好,正確回答率高于黃迎乒[4]對河南部分大學生所做的調查結果,但仍有1.4%的學生在樓內失火時選擇了跳樓,3.1%的學生在發現有人觸電時選擇了拉開觸電者,如果這些學生真正遇到類似情況, 后果將不堪設想。
從多元線性回歸模型的結果可知,父母的文化程度以及學校類型都對學生的安全技能得分有著較大的影響。青少年缺乏生活經驗,對是非、安危的辨別能力較差,自我約束力薄弱,常有冒險或僥幸心理,對突發事件缺乏預見性和應變能力,自我保護意識和自我保護能力較差,需要教師和家長的正確引導。而安全教育不僅應讓學生掌握安全常識、培養安全意識,更應教給學生發現險情、判斷險情及安全逃生的技能。
4 參考文獻
[1] 徐勇.我國學校突發公共安全事件的現狀與研究展望.中國學校衛生,2007,28(8):673-674.
[2] 張瑾,朱士新,謝云龍.昆山市中小學生安全知識現況調查.中國學校衛生,2006,27(11):949-950.
方法。采用整群抽樣方法，以書面問卷方式進行調查，內容主要包括一般人口統計學資料，家庭環境、愛好及行為因素。學習成績是大學一、二年級所有考試科目的成績，共16門。發出問卷170份，收回170份，有效問卷166份，有效率97.6％。
統計分析。各學期成績作為預測變量，非智力因素作為自變量，將自變量各定性變量數量化，即定義啞變量(DummyVariable)，采用SPSS14.0統計分析軟件，由于預測變量與自變量存在相關性，故對其進行因子分析，提取主要因子進行逐步回歸分析。
1.主成分分析
簡介：在對某一事物進行實證研究中，為了更全面、準確地反映事物的特征及其發展規律，人們為了避免遺漏重要的信息往往要考慮與其有關的多個指標，這些指標在多元統計中也稱為變量。這樣隨著指標的增多就增加了問題的復雜性，同時由于各指標是對同一事物的反映，不可避免地造成信息的大量重疊，有時甚至會抹殺事物的真正特征與內在規律?；谏鲜鰡栴}，人們就希望在定量研究中涉及的變量較少，而得到的信息量又較全面。主成分分析方法正是研究如何通過原始變量的少數幾個線性組合來解釋原始變量絕大多數的信息的一種多元統計方法。它可以有效利用大量統計數據進行定量分析，提示變量之間的內在關系，得到對事物特征及其發展規律的一些深層次的啟發，把研究工作引向深入。
結論：依據特征值大于1的原則，提取三個主要因子y1、y2、y3，累計貢獻率為95.65％，其中y1為68.43％，且成分矩陣載荷很高，意味著它們與因子y1的相關程度很高，故y1因子比較重要。
2.逐步回歸分析
并不是所有自變量都對預測變量都有顯著的影響，挑選出對預測變量有顯著影響的自變量的最常用方法是逐步回歸法。具體做法是將自變量逐個引入，對選入的變量進行逐個檢驗，當原引入的變量由于后面變量的引入而變得不再顯著時，要將其刪除。引入一個變量或從回歸方程中剔除一個變量，為逐步回歸的一步，每一步都要進行F檢驗，以確保每次引入新的變量之前回歸方程中只包含顯著的變量。這個過程反復進行，直到既無顯著的自變量選入回歸方程，也無不顯著自變量從回歸方程中剔除為止。逐步回歸目的確定哪些因素對因變量影響最大，從而獲得最佳預測模型。
選取預測變量y1，自變量非智力因素進行逐步回歸。結果見表2。回歸方程的顯著性p值均為0.000，回歸方程有統計意義。
二、結果分析
回歸結果：
y1=0.335-0.705(城鎮)+0.563(體育活動少)
1.城鎮戶口學生比農村戶口學生平均標準化成績低0.705分(P＜0.01)
2.很少參加體育活動的學生比經常參加或參加體育活動的學生平均標準化成績高0.563分(P＜<0.01)
三、討論
調查結果顯示：
1.農村戶口的學生學習成績高于城鎮戶口的學生的學習成績，同時通過座談了解到，由于當前大學生就業前景不樂觀，就業壓力很大，尤其是對那些農村家庭的學生，部分學生上大學是要脫離農村環境，到城市就業；但絕大部分農村學生是要依靠個人努力來改變個人的命運，改變家庭現狀，改善家鄉落后面貌，這樣就會被迫努力學習。我們也認為，家庭條件好，在某種程度上給予孩子的投入的教育資源更充裕，學生在學習成績應該更好些，但也可能會削弱人的斗志，降低人的拼搏精神。
一、引言
自從1987年第一批福利彩票開始發行，繼而1995年體育彩票也開始發行，彩票行業逐漸發展完善，成為政府籌措公益慈善資金的重要來源。2011年，我國彩票銷售額就達到2215億元，創下歷史新高，共籌集彩票公益金634億元，為我國的公益事業提供了強大的資金助力。彩票行業的另一個重要貢獻在于提供了大量的就業崗位，特別為很多個體經營者帶來了一個不錯的就業選擇。彩票營業稅也成為服務業營業稅較快增長主因。同時，對普通大眾來說彩票也逐漸的進入了他們的消費生活，其中不乏一夜暴富的故事，也有為博頭獎傾家蕩產的反面例子。隨著彩票影響力的不斷增強，國內學界也更多的關注彩票相關的研究。哪些因素影響了彩票銷售就是一個研究的熱點。而在眾多的影響因素中，收入無疑是最關注的焦點。原因是，在中國，彩票公益金的主要用途是政府的福利救濟和中低收入群體的體育健身設施的建設，理想的模式是通過彩票將一部分中高收入人群的收入轉移支付到中低收入人群中，來提高整個社會的福利水平。但是，如果購買彩票的絕大部分都是低收入者，絕大部分的買彩票者都是為了追求一夜暴富，而彩票并沒有想其他娛樂品，例如電影，給購買者休閑的效用，那可能上述理想的情況不但不能出現，有可能還會更糟。如果真的那樣彩票管理者就應該檢查彩票發行機制來改善情形了。
本文利用中國2007-2010年來省級彩票銷售量的面板數據，從總量分析上來研究人均收入對人均彩票銷售量的彈性，同時，指出總量分析在這種關系識別上存在的問題，通過一個特殊外生事件（春節效應）的研究來對兩者的關系進行修正。
二、文獻綜述
在研究收入與彩票銷量關系的文獻中，按數據類型的不同，主要分為微觀分析和總量分析。前者是基于對彩票潛在購買者調查的微觀數據，通過一些例如Tobit一類的微觀計量模型，來研究包括收入、性別、年齡、種族、宗教等個體變量對彩票購買意愿以及購買量的影響。后者是基于地區，國家的宏觀總量統計數據，例如人均收入、人均GDP、教育水平、貧困程度等變量，來研究對該國家或者地區總體彩票銷售量的影響。
微觀分析代表文獻中，Farrell和Walker（1999）利用基于英國微觀個體的面板數據，通過Tobit模型研究了收入、年齡等一些人口統計學特征對彩票購買者購買概率和購買量的影響，他們主要關注了價格彈性以及“二次反轉”（double rollover）對購買的影響。他們發現高的價格彈性和低的收入彈性。Rubenstein和Scafidi（2002）等通過美國Georgia洲1998年的微觀家庭抽樣調查數據對該州教育彩票的購買偏好和最終用途進行了研究，發現低收入和非白人家庭的購買量更高，但是高收入家庭在教育彩票的收益上更大。同類的研究還有Grotea和Mathesonb（2007）等。
總量分析的代表性文獻中，Mikesell（1994）研究了1983年倒1991年美國33個州的人均季度彩票銷售量與各州各種經濟指標間的關系，主要發現人均收入對人均彩票銷售量的平均收入彈性達到了3.9，失業率相對與人均彩票銷售量的彈性要低得多，只有0.054。但彩票的銷售量對失業率的變化是敏感的，失業率增加1%彩票銷售量增加0.17%。Mikesell同時指出研究結果也證實了在經濟的衰退期，更多的人會感受更沉重的生活壓力，增加彩票的購買的假設。Garrett（2001）研究了1997年全球82個國家和地區的人均彩票銷售量和該國家地區的主要經濟指標間的關系，發現平均來看全球人均收入對人均彩票銷售量的收入彈性為1.347，比較各個大洲的情況，非洲為0.71，亞洲為1.31，北美為1.182，歐洲為1.681，南美最高為2.065。Garrett還研究了彩票銷售量占國家GDP的比重和各個國家或地區收入水平之間的關系，發現中低收入國家或地區彩票銷售量占國家GDP的比重較高，而低收入和高收入國家的比重較低，近似存在一種倒U型的模式。Coughlin和Garrett（2009）使用2005年美國七個州彩票數據，通過把收入分為名義收入、財富和轉移支付三類，分別考慮了它們對彩票收入的彈性，發現轉移支付的彈性最強，也暗示得到政府轉移支付更多的低收入人群購買了更多的彩票。
分析文獻我們發現，豐富的微觀數據能夠對潛在彩票購買者的購買意愿和購買數量進行精確的計量分析，而且大多數的結果和微觀經濟學以及心理學的理論相吻合，即對樂透型的彩票，低收入人群，高生活壓力的人群是它的主要購買人群，彩票隨收入增加的邊際消費傾向是遞減的，甚至從理論和現實中都存在低收入者購買彩票的絕對數量也會高于高收入者，比爾蓋茨很難為了中個五百萬而購買一張彩票。但是，對中國國內的研究來說，由于我們還沒有完善的微觀數據收集系統，數據的缺失使這樣的研究很難嚴謹的展開。所以，本文也采用的是總量分析的方法。但特別需要注意的是，總量分析卻存在一個嚴重的問題。僅僅估計到一個正的收入彈性，是無法說明單個個體會隨著收入的增加而增加彩票的消費量。這是因為，針對人均收入對人均彩票銷售量的彈性，總量分析得到的是一個地區一個個體平均意義下收入變化對彩票消費的影響，但是如果該地區本身人均收入的差異很大，高的人均收入的地區伴隨著更多的低收入群體，總量分析的結果就可能有問題。極端的來講，一個高的彈性可能是大量的低收入者巨額的購買和少量的高收入者的零購買形成的，這樣平均意義下的彈性就沒有多少的實際意義。本文后面的工作就是不僅僅估計出人均收入對人均彩票銷售的彈性，還有通過總量數據來分析到底是流動人口是否是彩票的主要消費者。
三、研究設計與數據來源
首先，為了得到中國各個省、直轄市彩票的收入彈性，本文在Garrett（2001）的模型上構建了彩票人均銷量與人均收入的計量模型。相對與Garrett（2001）的橫截面模型，本文通過中國2007年至2010年，中國大陸地區31個省、直轄市年度的彩票銷售數據和相應的收入數據建立了面板模型。
…………（1）
（1）式中，表示指定省市i年份t的人均彩票銷售量，表示i省市年份t的人均GDP，表示i省市的截距，表示i省市的斜率，表示誤差項。
本文選擇的面板模型是參數滿足時間一致性的固定效應模型，以為本文使用的數據是橫截面較長，時間維度較短的面板數據，從估計的角度參數容易滿足時間一致性；同時，本文使用的是全國所有省、直轄市的數據，本身就是總體，并且變量都是匯總后的總量數據，使用固定效應模型建模更為自然。
在變量選擇上，本文用人均GDP來代表收入水平，是因為國家統計局給出的收入指標，分為了農村人口的年度總收入和城鎮人口的年度可支配收入，并沒有一個統一的個人年度可支配收入，考慮到不同省市間城鄉差異較大，參考先前關于彩票收入彈性的研究（如Garrett（2001）），本文選擇了人均GDP來衡量各省市的收入水平。實際上，在研究中我們也嘗試選擇了上述兩個變量來進行分析，估計結果并不改變本文的主要結論。
第二步，為了分析各個地區實際購買彩票人群的特征是否符合心理學及其相關研究的特征，本文關注了兩個問題，一個是一類特殊的人群，流動人口。眾所周知，我國是一個流動人口的大國，特別是改革開放后，中西部富余勞動力大量的向東部移動，加之我國特有的戶籍管理制度，東部經濟發達地區常年積聚了大量的流動人口。這一部分社會群體是比較符合前面所談到的低收入，高生活壓力的特征，也就是說，他們按照理論分析應該會有更高的彩票購買傾向。存在這樣的可能，在彩票收入彈性更高的地區，很可能是因為有更多的流動人口，他們購買了更多的彩票，才產生了虛假的更高的收入彈性?；蛘哒f，高的彈性的一個重要原因之一是以為，在高收入的經濟發達地區聚集了更多的彩票潛在消費者――流動人口。但在，彩票銷售的總量統計數據中，卻并沒有購買者的統計信息，也就無法證明哪一部分彩票是這些流動人員購買的。為了克服這個困難，本文又從時間維度上考慮，在一個特定的時間，大量的流動人口會離開自己的暫居地――春節，具體的說主要是春節到元宵這一個時間段。一年一度的春運高峰，正是這個現象的最好體現。如果前面的邏輯是正確的，那么在流動人口集中度更大的地區，在除夕到元宵所在月份的人均彩票銷量會下降得更多，為了證實這個假設，本文建立了第二個模型：
…………（2）
（2）式中，表示各省市春節春節到元宵所在月份與上一月份的人均彩票銷售量的差，表示各省市流動人口占總人口的比例。
各省市年度的彩票銷售數據來源于中國財政部網站，其余數據都來源于中國國家統計局網站。中國財政部網站上提供了2007年8月至今的省市各月度的以及當年累計的彩票銷售數據，國家統計局網站提供的是各省市年度人口、收入、GDP數據。因為，全國第六次人口普查的詳細數據還沒有公布，各省市流動人口占總人口的比例是通過2005年全國1%人口抽查數據中統計的“全國按現住地分的戶口登記地在外省的人口”數據計算得到。人均彩票銷售量、人均GDP。
四、實證分析
首先，需要確定（1）式的具體形式。是相同截距，相同斜率；相同斜率，不同截距；還是不同斜率，不同截距的模型。本文先進行了模型選擇的F檢驗，F（60，62）=1.528，F（30，62）=1.634，所以，最后確定的（1）式的具體形式為，固定效應變截距模型?？紤]到省級面板分析時，一般認為存在異方差，所以在估計參數時我們選擇了截面加權的廣義最小二乘。
（1）式的最后估計結果為：
R2=0.96，DW=2.15，F=75.57，是每個省市截距對平均截距的偏離。整體的回歸效果比較理想。同時，對模型固定效應進行似然比檢驗，LR=17.14，P
我們得到的彩票的收入彈性為1.06，同Garrett（2001）研究中得到的亞洲1.31的結果還是比較接近，考慮到Garrett提出的倒U型的收入彈性模式，以及其他大洲的數據，我們預計短期內，收入彈性還有增加的可能，這對整個彩票市場都是一個利好的消息。但是，一個大于1的收入彈性似乎指出，隨著收入的不斷增加，購買彩票的量也會增加得更快，富人比窮人有更強的購買彩票的意愿，這顯然同我們平常的邏輯和心理學的相關研究相悖。正如我們前面分析的，一個平均意義下通過總量分析得到的收入彈性可能會掩蓋社會不同階層對彩票的不同需求。為了分析彩票購買者的人群結構特點，接下來，我們又對（2）式進行了估計。估計時，我們選擇了White異方差修正。
（2）式的最后估計結果為：
R2=0.38，DW=1.54，F=17.69。整個模型的R2偏低，原因很大在于流動人口比例數據偏度較大達到了2.07，有不少省市的流動人口占該省人口比例都很小，總體樣本的容量只有31個，一個較低的R2也比較自然。同時考慮到，在95%的置信度下DW值和總體線性的檢驗都通過，（2）式的估計也是可以接受的。
最后得到流動人口比例的系數為3.69，說明在春節期間，的確有大量的彩票銷量的下降是由于流動人口的暫時離開造成的。也就是說，在平時流動人口是彩票的一個非常重要的消費群體。
筆者長期擔任《社會統計學》教學，發現大部分學生為文科生，數學基礎差，課程負擔重，如何增強學生利用所學統計學知識，解決實際生活尤其是走出校園參加工作后學以致用是當前課程教學改革的重點和難點。
一、當前社會統計學教學存在的問題
（一）教學內容的針對性不強
一本高質量的《社會統計學》教材，既需要像數理統計一樣，講清講透基礎統計學原理和知識，又要明晰研究內容和研究對象，闡釋清楚與其他應用統計學的區別。而當前的《社會統計學》主流教材，都存在側重于其中一方，能夠做到兩方面兼顧得很好的教材幾乎沒有。如目前高校使用量較大的教材有盧淑華的《社會統計學》，偏重于數理統計的理論推導，蔣萍的《社會統計學》盡管對研究對象有清晰的定位，但是需要學生具有一定的數理基礎。目前的統計學教學中一般采用理論講解為主的教學模式，教師主要依托教材，對與統計學相關理論和方法逐一進行介紹，對涉及到的公式和定理進行推導。因此，當前社會統計學最需要解決的問題就是盡快編撰一本如何將統計學知識運用到具體的社會問題研究或者實踐中去的優秀教材。
（二）教師的水平參差不齊
目前不少院校的社會統計學教師隊伍主要來源于兩塊，一是外聘數理統計學的教師教授《社會統計學》課程，這些老師上課更多的偏重理論講解和推導，讓學生掌握比較扎實的基礎統計學知識。由于他們對社會學、社會工作等文科專業不熟悉，課堂講解中不能結合專業領域內的社會調查和案例來分析講解。導致學生學習起來壓力大，覺得枯燥無味，在面對社會現象時不知道怎么利用所學統計學知識分析和闡釋社會現象。二是社會學專業背景老師講授《社會統計學》，這些老師由于沒有系統接受過數理統計學的訓練，對于統計學的數理部分往往一知半解或者干脆略過，教學中更多的偏重例題分析和軟件的使用。
（三）學生的學習態度不端正
學習社會統計學的學生多為文科生，在進入大學前，就是因為對數學等學科的害怕才選擇報考文科專業。而統計學需要一定的概率論和微積分等數學基礎，所以學生一看到社會統計學中涉及的數學知識就頭疼，認為自己很難學好，產生先入為主的畏難心理，對自身的學習能力信心不足，缺乏動力，提不起興趣，部分學生甚至在遇到困難時主動放棄統計學的學習。學生認識不到社會統計學與其它應用統計學相比，有其自身特點：研究對象為人類行為、政治文化等社會現象；所需具備的數理知識要求相對較低，更側重于對統計結果的理解和解釋；社會統計中收集到的資料，往往很多是低層次的變量，如定類、定序變量。因此，定類、定序變量統計分析在社會統計學中占有很大的比重，討論變量之間的關系，如列聯表、列聯強度，相關關系的測量是學習的重點。
二、以就業為導向的《社會統計學》教學改進措施
（一）統計思維改進法
1、統計無用論向統計實用論的轉變
社會統計學作為一門定量分析工具，是社會科學科學性的實現工具，尤其是隨著中外學術交流的加強和規范化，近些年高級統計學的發展，統計學在社會科學的發展中扮演著越來越重要的角色。學好統計學對于本科生考研或者將來從事學術研究，都是必不可少的知識，尤其是社會學、社會工作、公共管理等專業的考研，社會統計學是必考科目，也是導師特別看重的學生必備能力之一。二是社會統計學作為一門實用性很強的工具，現在很多企業、調查公司等在招聘的時候非?？粗貞刚呓y計學的知識和能力，熟練掌握和應用EXCEL、SPSS、STATA、SAS等統計分析軟件，可以極大增加就業機會和就業籌碼。
2、教學過程中的定量思維與定性思維的結合
社會統計學作為定量分析工具，需要學生具有較強的數學分析思維和邏輯思維，所以統計學中有大量的公式和推導過程。作為教師，在教授過程中在講清楚原理和推導過程的同時，需要根據文科學生的特點，用定性的話語和思維解釋清楚來龍去脈。
例如對于標準分的理解，盧淑華是這樣解釋的：“標準分Z的意義在于它是以均值為基點，以標準差σ為量度單位，計算x取值距離標準差的距離，以便進行不同的μ和σ之間進行比較?！辈煌淖兞恳话阌胁煌木岛蜆藴什?，統計上，不同的均值和標準差是不能互相比較的。例如甲乙兩名學生在兩個不同的班級考了同一門《社會統計學》課程，他們的成績如下：甲同學考了80分，乙同學考了90分。已知甲班《社會統計學》的平均成績是70分，標準差是10分；乙班《社會統計學》的平均成績是70分，標準差是20分。請問甲乙同學在本班中誰的成績更好？通過標準分計算，兩者的標準分都是1，說明兩名同學在班級的成績排名是一樣的。經過定性的案例分析講解，學生就能明白為什么曾經一度在高考中引入標準分的原因了，以使不同考區的學生以相對公平的分數被錄取。
3、數理思維向理解思維的轉變
實質上，學習統計學的過程，就是學習統計思維的過程，而不只是公式的簡單套用和通常的數字計算。統計學有嚴格的前提假設和適用變量層次，是一門量化分析工具，我們在實際運用中，不能為了分析或者所謂的科學性而濫用統計方法，用統計數字代替科學推理，犯了社會學家鄧肯（Duncan）所說的統計至上主義（statisticism）。統計數字會撒謊，正如桑普拉斯所說：“統計未必能夠揭示真實，有時候還可能成為假象的幫兇?！币虼藢τ诮y計學的學習，除了養成良好的統計思維外，還需要我們具有扎實的理論基礎，規范的社會調查研究方法和對統計方法的甄別使用和統計結果的合理解釋。社會統計學課程的學習更看重的是學以致用，用所學知識科學的分析和解釋社會中的現象。正如我們學會游泳前不一定要了解動力學的知識，會使用計算機不一定要先懂得編程一樣，理解計算機的輸入和輸出結果比知道計算機如何計算重要得多。
例如學生對于假設檢驗的原理很難理解，我們可以通過舉例讓學生理解假設檢驗的思路。在航天火箭發射前，沒有任何人能夠事先證明火箭發射是安全的，人們最多只能說，用現有手段沒有發現問題。但是，只要發現一個影響安全發射的問題，那就不能發射。這說明，企圖肯定什么事情很難，而否定卻要相對容易得多。物理學以及其他科學都是在否定中發展的，這也是假設檢驗背后的哲學。假定原假設火箭發射是安全的，即使通過研究假設也無法否定原假設，也不能說明原假設是正確的，就像用一兩個儀器沒有發現火箭有問題還遠不能證明火箭是安全的，但是只要在原假設成立的前提下，出現了小概率事件，我們就認為原假設不成立，那么航天火箭就不能發射。
（二）統計應用推動法
1、開展課外調查活動
引入以“提出問題―分析問題―提出假設―驗證假設”為流程的基于問題的學習方法（Problem Based Learning，PBL）來開展課外調研活動。組織學生以小組為單位，選擇和確定實踐課題，成立以6―7人為一組的若干個項目小組，并選出各組組長。當然，研究課題可以是學生日常生活中所關心的問題，如大學生校園戀愛觀的調查、大學生消費行為調查、學習時間調查、學習成績調查、課余活動、生活習慣、自媒體使用情況調查；也可以是社會生活中的熱門現象，如獨生子女價值觀、二孩生育行為、觀念，貧困人口認定與幫扶等調查。讓學生通過利用所學的社會調查研究方法，科學選題、做好研究設計、設計問卷、選擇合適的抽樣調查方法、收集資料、利用統計軟件分析數據，撰寫調查報告來學習和使用統計學知識分析和解釋社會現象。這樣不僅可以有效解決由于實訓基地、實習經費的限制所帶來的不便，而且這種調查貼近學生生活，容易入手，易于激發其興趣，并且有助于加深對統計學原理的理解，明白統計學就在身邊，與我們的生活息息相關。
2、使用統計軟件法
有針對性的將Excel、SPSS、STATA，SAS等統計應用軟件作為社會統計學課程的實訓內容。在課堂講授時，可以教會學生使用Excel函數、Excel圖表與圖形以及Excel數據透視表來處理常用的統計數據。有條件的話可以安排在計算機房上課或者安排一定量的學時讓學生在計算機房上機操作SPSS等軟件，培養學生運用統計軟件搜集、整理、分析統計數據的能力。
3、加強社會統計學的實習實踐
與當地的政府部門、市場調研公司、市場咨詢公司、專業的調查機構、相關企業建立協作和參與機制。讓學生學會如何開展調查、如何獲取資料、如果統計分析資料，所獲取的統計分析數據是如何指導工廠、企業等單位的生產運作的。例如：學生通過參與公司的市場調查，了解公司的產品是如何定位顧客、細分市場的；參觀地方政府統計部門的日常統計和上報統計報表，了解政府統計是如何進行的；學生參與各社區或者街道的貧困人口統計、人口普查等調查。
（三）統計課程革新法
1、建立完善的社會研究課程體系
社會研究課程體系是指教授學生如何在理論的指導下通過各種科學的方法進行調查與創新性研究的一系列課程。主要包括“社會調查研究方法”、“社會統計學”、“SPSS統計軟件應用”等課程。盡管目前各高校都開設了這幾門課程，但在實際教學過程中，一般都是分學期開設，由不同的老師授課，導致有些內容重復，例如抽樣調查，在“社會調查研究方法”、“社會統計學”中都會涉及，理論學習和實踐脫節，例如“社會統計學”、“SPSS統計軟件應用”分別在不同學期開設。建議高校開設課程進行改革，由固定的老師來講授社會統計研究課程體系，將“社會統計學”、“SPSS統計軟件應用”整合為一門課程，并合理設置理論學習和實踐教學的課時。
2、建立社會統計學案例庫，試題庫
《國家中長期教育改革和發展規劃綱要（2010―2020年）》指出，“教育是民族振興、社會進步的基石，是提高國民素質、促進人的全面發展的根本途徑。強國必先強教?！贝罅Πl展教育事業，對于建設創新型國家、和諧社會和實現中華民族的偉大復興都具有重要的戰略意義和現實意義。教育的發展離不開教師，只有有了好的教師，才可能有好的教育。正所謂百年大計，教育為本；教育大計，教師為本。
然而，近年來隨著經濟轉型、學校人事制度改革、教育多元化和素質教育觀念的不斷深入，教師面臨著來自社會、學校、學生和家長等多方面的壓力，自身發展經受著巨大的挑戰。中華教育改進社日前的《2015年度中國教育改進報告》稱，2015年教師職業倦怠不斷蔓延，發展到多年來范圍最廣、程度最深的程度。國內已有學者對中學英語教師職業倦怠情況進行了調研，并取得了一定的研究成果（如程曉堂，2006）。自2000年以來，國內部分師范類大學和綜合性大學的英語專業和學科教育專業碩士論文也對英語教師職業倦怠問題進行了實證性研究和探索。本文擬從研究主題方面入手，對2011年―2015年以來的國內英語教師（尤其是中學英語教師）職業倦怠方面的研究進行整理和分析，以期對我國相關研究有所裨益。
一、職業倦怠的概念
職業倦怠作為一個心理學研究術語，最早由美國學者弗登伯格（Freudenberger）1974年提出。一直以來，不同的學者對于這一概念的定義依然存在爭議。如今學界普遍接受的定義是由馬斯拉奇（Maslach）提出，主要涉及三個方面，即情緒衰竭、去人格化及個人成就感降低。國內近些年來對于職業倦怠的探討以實證研究為主，理論研究為輔。大部分學者注重通過問卷和調查進行定量分析，因此研究具有較強的現實意義和借鑒作用。
本文所涉及的數據主要是通過中國知網等學術期刊數據庫獲得，因此為不完全統計。考慮到期刊文獻質量差異，筆者重點選取了其中比較具有代表性的文獻進行了梳理。
二、職業倦怠與性別關系研究
研究發現，人口統計學變量如性別、教齡等，可能會對教師職業倦怠情況產生影響。何周春（2011）在對中國西部中學英語教師職業倦怠情況進行調研的基礎上指出，性別不會對教師的職業倦怠程度產生明顯影響。同時他也指出，長期從教于重點中學的教師不容易受到不良情感的影響。然而，這一研究與王芳、許燕（2004）的研究發現相左。王芳研究認為，男性教師職業倦怠水平要比女性教師高。這一觀點事實上也在一些實證性研究中得以證實。男性比女性倦怠感強烈，可能是因為男性在社會中、單位中以及家庭中承受著更多的責任和壓力，因此在同等條件下容易對教師這一工作產生倦怠感。當然這種差異也有可能是由男女生理和性格差異導致的。從另一個角度而言，這些研究結果的不同也在某種程度上說明，國內學界對于此方面的研究還有待于進一步深入。
三、職業倦怠與教師工作環境關系研究
王群峰（2011）在對57名瑤族中學英語教師進行調研的基礎上指出，社會、學校和職業等工作環境因素都對職業倦怠程度產生影響。“其中職業因素與職業倦怠總量表之間的相關性最強”。在情緒衰竭和個人成就感降低這兩個維度方面，工作環境并未對其產生明顯影響。沈虹（2013）在對廣州400余名高中教師進行抽樣調查的基礎上得出結論，高中教師由于工作方面壓力較大，容易產生職業倦怠。事實上，劉曉明（2004）也進行過相關研究并發現，環境壓力（尤其是來自考試、人際關系和工作方面壓力）越大，職業倦怠癥狀越發明顯。因此，在職業倦怠與教師工作環境關系研究方面，研究者們在很多維度上達成了共識。
四、職業倦怠成因研究
對于職業倦怠的誘因和應對策略方面探索一直以來都是學界研究的重點。無論是理論研究還是實證研究，無論是期刊論文還是碩士論文乃至學術專著，相應的研究從來沒有間斷過。
近年來研究表明，職業倦怠的誘因主要體現在以下幾個方面：教育制度、領導管理、學生、人際關系和自我實現（王寧，2012；姜鳳云，賈月明，2014）。這些研究與西方此方面的研究基本一致，即工作因素、學生因素、管理因素和教師職業發展是導致教師職業倦怠的主要誘因。
總之，近年來國內不斷有學者、教師和研究生對英語教師的職業倦怠進行研究，包含期刊論文、碩士論文和專著等形式，研究方法也逐漸轉向了更加系統和科學的實證研究。尤其是對教師職業倦怠情況和人口統計學變量之間的關系這方面進行了較多的探索。盡管存在著不同意見，但是也就一些方面形成了共識。不足之處在于對高中英語教師職業倦怠方面的研究還相對較少，只有零星幾篇碩士論文，且研究的不是很深入，針對性不是很強。因此，對于此方面的研究還有待于進一步加強。
參考文獻
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農村居民患病就醫的支出費用是一個連續的經濟變量，可以用以下對數線性模型進行估計：（略）其中，Y表示農村居民患病就醫的支出費用；Xi表示影響農村居民患病就醫支出費用的因素；ai表示各個影響因素的影響程度；著表示隨機誤差項，即未被考慮因素的影響，服從標準正態分布。參考美國紐約州立大學Michael.Grossman教授創立的Grossman健康資本需求理論，最終確立個人影響因素和地區影響因素兩大類影響因素，具體情況如表1所示。本文使用2009年CHNS數據進行分析研究。CHNS是北卡羅來納大學人口研究中心和中國疾病控制與預防中心合作開展的“中國健康與營養調查”項目（ChinaHealthandNutritionSurvey，簡稱CHNS）。這個項目是一個包括營養學、公共衛生、經濟學、社會學、中國研究和人口統計學方面的專家團隊，采用多階段隨機分層抽樣方法，在中國的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖南、湖北、廣西、貴州，共計9個省份，開展的針對城鄉居民的人口、生產、生活、收入、消費、營養健康以及醫療保健等特征的統計調查，是目前中國居民醫療微觀調查中比較權威的數據。
影響因素定量分析
1.空模型檢驗
CHNS數據是在中國的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖南、湖北、廣西、貴州，共計9個省份開展的調查數據，可能存在層次結構特征，因此對其進行空模型檢驗，結果如表2所示。對數據進行二分類離散數據空模型擬合，得到截距項U0的P＜0.01，具有顯著統計學意義，數據確實存在層次結構特征，適用于多層模型進行分析。因此，將其分為兩層，地區層次（高水平）和個人層次（低水平）進行分層模型分析。
2.多層線性回歸分析
由于農村居民患病就醫的支出費用是一個連續的經濟變量，因此采用多層線性回歸模型進行分析。通過模型擬合和變量篩選，最終結果如表3所示?？梢钥吹剑趥€人層次影響因素中，低年齡、高年齡、小學、家庭人均收入和保險對農村居民醫療支出沒有顯著影響，男性、高中、未工作、非農工作和患病嚴重對農村居民醫療支出有顯著正向影響，單身、患病不嚴重和家庭規模對農村居民醫療支出有顯著負向影響。在地區層次影響因素中，農村每千人醫生衛生員數對農村居民醫療支出沒有顯著影響，農村醫療價格水平對農村居民醫療支出有顯著正向影響，農村人均純收入對農村居民醫療支出有顯著負向影響。
結論
根據上述定量分析，可以得到以下結論：
1.個人影響因素
年齡、家庭人均收入和保險對農村居民醫療支出沒有顯著影響。性別對農村居民醫療支出有顯著正向影響。在農耕活動中，男性勞動產出比女性多，男性比女性更適宜進行體力生產勞作。長此以往，在農耕為主的中國農村家庭中逐漸形成了重男輕女的習俗。男性被視為家庭的支柱，往往具有較高的地位和絕對話語權，這種情況也映射到了農村居民醫療支出上。在農村居民醫療支出中，男性人群的支出水平顯著高于女性人群，男性在醫療服務需求方面處于強勢地位，而女性則處于相對弱勢地位。
小學教育程度對農村居民醫療支出沒有顯著影響，而高中以上教育程度對農村居民醫療支出有顯著正向影響。受教育程度更高的民眾自我保健養生意識更強，在平時的生活中注重身體健康的保持并善于自我治療保健。當受教育程度更高的民眾確實患病較重或無法自行醫治時，才會選擇就醫治療，且醫療支出水平隨病情嚴重情況也會較高。
工作和非農工作民眾對農村居民醫療的支出水平高于從事農業工作的民眾，這是由于3方面原因導致的。一是未工作的群眾主要是處于撫育期的婦女和在讀學生，他們得到家庭特別關愛，占有較多家庭醫療資源；二是從事農業工作的民眾患病成本高，一旦生病將會承受疾病帶來的痛苦，損失勞動時間減少勞動所得，更會為恢復健康付出醫療服務費用，因此從事農業工作的民眾較其他家庭成員更為注重自己的身體健康；三是農業工作是一種體力勞動，在一定的勞作程度內能夠起到鍛煉身體增進體質的作用，因此從事農業工作的人群身體素質比較好、健康水平比較高。
患病嚴重程度與醫療支出水平關系緊密，且關系復雜。從定量分析結果可以看出，患病嚴重的農村居民醫療支出對數比患病一般嚴重的農村居民大1.45，而患病不嚴重的農村居民醫療支出對數比患病一般嚴重的農村居民小0.76，患病嚴重與醫療支出水平呈正相關關系，患病不嚴重與醫療支出水平呈負相關關系。也就是說，當農村居民患有常見疾病，如感冒、發燒等，能自行治療的就盡量自行治療，盡量避免就醫治療。而當農村居民患病較重時，無法自行治療，才會就醫治療。農村居民對于就醫治療的抵觸情緒值得政府深刻研究。
單身和家庭人口規模都對醫療支出水平有負向影響。結束單身也就意味著家庭成員數量增加，從定量分析結果看，家庭人口規模每增加一人，其相應的醫療支出對數就會減少0.09。家庭成員越多、規模越大，家庭成員之間的相互關懷、相互照顧就會更多，這有利于身體健康水平的保持，在很大程度上具有醫療服務的作用。#p#分頁標題#e#
2.地區影響因素
