关键词：三年自然灾害；人口波动；人口增长；人口损失
中图分类号：F326 文献标识码：A 文章编号：1005-2674（2013）12-083-07
一、《饥荒饿死人估算方法》的方法科学吗？
茅于轼先生在《饥荒饿死人估算方法》一文中，利用9年（1950-1958年）的人口数据作为训练样本构造二次多项式回归模型，即用9年的人口总量数据来推导、估算1959-1961年的人口总量。即使模型实现了高度拟合的训练目标，其估算精度也通常无法保证。这种模型的分析结果，显然不能作为确定性的估算结论，甚至是否具有参考价值都值得考问。
1 确定正常年份和非正常年份的方法不正确
确定正常死亡率，是推算非正常死亡率的前提。如果正常死亡率定得高，非正常死亡率就会低；将正常死亡率定得低，非正常死亡率就会高。所以运用回归模型估算“三年自然灾害”的非正常死亡人口数，必须选定正常年份组成训练样本集合。近年来，许多专家学者在研究“三年自然灾害”的非正常死亡人口数时，之所以得到多种不同的结论，其中一个重要原因就在于对正常年份的选定逻辑不同，由此得出的正常死亡率自然也不会一样。对于人口出生率和死亡率发生突然变化的时间段，用以后时期的正常状况作为这一时间段非正常变化的标准，显然不合适。科学的方法应是选择发生突然变化之前的正常状况，作为比较分析的训练样本集。
表1列出国家统计局公布的1949-1970年全国人口统计数据。可以看出，1950-1952年全国人口死亡率都比较高，因为受国内战争、抗美援朝战争和自然灾害诸多因素的影响，人口死亡率都在17‰以上。有学者只选其中的单一年份，如人口死亡率最小的1957年作为正常年份；同样有学者将1949-1970年之间人口出生率和死亡率的突变年份清除后，将剩余年份作为正常年份进行计算分析，这显然是不合适的。茅于轼先生在《饥荒饿死人估算方法》中直接将1950-1958年作为正常年份，自然更不合适。因为，1950-1952年在抗美援朝的影响下，人口指标不属于正常年份的范围。
2 不能将拟合误差算作死亡人口
表1中包含国家统计年鉴统计的1958-1970年的总人口。茅于轼先生文中“年初总人口数”，应为“年末总人口数”。那么，茅于轼先生在《饥荒饿死人估算方法》一文所使用的数据，就全部错了年份，所得出的结论自然也是错误的。
1958年总人口为659.94百万人，茅于轼先生估算的数字为660.65百万人，相差0.71百万人，比较精确；1959年总人口数为672.07百万人，茅于轼先生估算的数字为676.9百万人，相差4.83百万人，开始出现较为明显的差距；1961年总人口数为658.59百万人，茅于轼先生估算的数字为711.18百万人，相差52.59百万人，出现显著差距；1962年总人口数为672.95百万人，茅于轼先生估算的数字为729.19百万人，相差56.24百万人，差距继续扩大；1970年末总人口数为829.92百万人，茅于轼先生估算的数字为894.44百万人，相差达到64.52百万人，同实际人口总量差距巨大。
注：表中数据根据茅于轼先生《饥荒饿死人估算方法》一文所提供数据计算
人口增长在正常情况下主要取决人口出生率，从一个较长时期看，人口出生会维持一个比较平衡的增长率。根据表1数据计算，三年自然灾害之前的1956-1958年，平均人口出生率为31.72‰；三年自然灾害的1959-1961年，平均人口出生率为21.22%0；三年自然灾害之后的1962—1964年，平均人口出生率为39，84‰；三年自然灾害加上前三年的六年间（1959-1964年），平均人口出生率为30.53‰；三年自然灾害加上前三年与后三年的九年中（1956-1964年），平均人口出生率为30.93‰。通过以上比较可知，三年自然灾害对中国人口增长的影响只是暂时的，没有影响人口的长远正常增长。可见，茅于轼先生在《饥荒饿死人估算方法》一文中，依据其运用二次曲线数学模型拟合估算出的1959-1970年间各年度应有全国总人口数，存在着很大误差，这种误差主要是估算者的人为因素造成的，茅于轼先生将拟合误差全部算作死亡人口是不正确的。
3 不能将推算出的再出生人口数列为死亡人口
有的专家学者认为，茅于轼先生估算出的1959-1970年间各年度应有全国总人口数，确实与国家公布的统计数据相差很大，但人是可以生育的，估算“三年自然灾害”以后的全国人口数量，必须考虑预期再出生人口因素。因为从人口预测理论和实践看，推算分析一个时期人口变化，对未来人口增长趋势的影响，需要考虑预期再出生人口因素。从这一角度讲，“三年自然灾害”期间的非正常死亡人口和少出生人口，都会对全国未来人口增长产生负面影响。但是，还必须看到推算再出生人口因素对未来人口增长产生的影响是有规律的，其与人的成长和生育周期密切相关。非正常死亡人口中有生育能力的人，能够对近期的人口出生率产生影响，少出生人口对人口增长产生影响则是代际的，即这部分人具有生育能力和生育责任后的人口出生率。同时，人类在遇到自然和社会环境突变的影响使人口数量突然减少时，会在自然和社会环境恢复常态后自发地提高出生率，这一机制会对预期再出生人口因素产生一定的弱化作用。
基于以上原因，在估算“三年自然灾害”期间全国总人口实际应有多少时，不应将根据非正常死亡人口和少出生人口推算的再出生人口归入非正常死亡人口。
二、定量分析需用多种方法进行验证
我们使用三次曲线数学模型、平均增长率估算模型、二次指数平滑模型、非季节指数模型4种数学模型，对“三年自然灾害”期间全国总人口进行拟合估算，并与茅于轼先生拟合估算的结果进行比较。无论从总体还是关键年份看，茅于轼先生运用二次多项式回归模型拟合估算的全国总人口，1958年、1961年、1962年的偏差率分别为0.11%、7.99%、8.36%。使用三次曲线数学模型拟合估算的全国总人口，1958年、1961年、1962年的偏差率分别为0.07%、7.61%、7.78%。使用年均增长率估算模型拟合估算的全国总人口数，1958年、1961年、1962年的偏差率分别为0.16%、6.53%、6.40%。使用二次指数平滑模型拟合估算的全国总人口，1958年、1961年、1962年的偏差率分别为0.17%、6.96%、6.87%。使用非季节指数模型拟合估算的全国总人口，1958年、1961年、1962年的偏差率分别为0.00%、7.37%、7.41%。
综合评价以上五种数学模型估算的全国总人口数与国家公布的统计数据的偏差度，可以看出年均增长率数学模型拟合估算的人口数与国家公布人口统计数据的综合偏差度最小，为14.66%；二次指数平滑模型拟合估算的综合偏差度较小，为14.90%；非季节指数平滑模型拟合估算的综合偏差度居中，为16.96%：三次曲线数学模型拟合估算的综合偏差度较大，为18.71%；茅于轼先生使用的二次多项式拟合数学模型拟合估算的综合偏差度最大，为24.23%，比年均增长率数学模型的偏差度高出近10个百分点，表明其误差最大，最不科学（详见图2）。
三、“三年自然灾害”究竟饿死多少人？
“三年自然灾害”究竟饿死多少人？要分析清楚这个问题，必须对平均正常死亡率、非正常死亡率、正常死亡人口、非正常死亡人口、正常出生率、少生人口以及“三年自然灾害”期间全国总人口减少数量等几个关键数据，进行测算。同时，还必须使用多种数学模型来估算和验证“三年自然灾害”的死亡人口。
1 平均正常死亡率和非正常死亡率
我们选择凝聚层次聚类的方法，分析“三年自然灾害”研究中“正常年份”选择问题。首先，对1949-1970年的数据进行定性分析。选择1949～1970年的数据是为了保证“三年自然灾害”[1959～1961]的前序与后序时间等长，这对于分析人口波动的前期特征与后期特征通常是有效的。“三年自然灾害”期间的出生率与死亡率与其余年份的差异较为明显。
图3是1949～1970年年人口出生率与人口死亡率的波动曲线，由图可知，“三年自然灾害”期间，人口出生率小于人口死亡率，人口出生率与人口死亡率的间隔是动态变化的。通过定性分析人口指标的动态变化特性，我们利用凝聚聚类的方法，对人口波动年份的类特征进行聚类分析。凝聚聚类实验的结果说明，凝聚聚类算法对于“正常年份”的确定是有效的。在短序凝聚聚类分析的前提下，我们构造1949-2010年的全序数据，并进行凝聚聚类分析。
通过分析两次聚类的聚类树状图发现，1958年人口指标与1959年的人口指标具有最大的同类度，与1961年也具有较高的同类度。因此，1958年、1959年和1961年三年凝聚为一类。这就说明，“三年自然灾害”在1958年已经出现明显的征兆，1960年达到波峰。相对于1959年与1960年，1958年的人口指标与两者都具有较高的同类度。这一结论与实际情况同样符合。
根据全序凝聚聚类的分析结果可知：1949～1954年间的六年依次凝聚为一类；1955～1958年间的四年凝聚为一类；1959～1960年的二年凝聚为一类。表3显示了1955～1958年间的凝聚系数，1955年与1956年的凝聚系数较小，1956年与1957年虽然凝聚为一类，但是凝聚系数相比于前者呈大幅增加。因此，1949～1958年间，1955年与1956年的人口波动指标应该属于较为正常的年份。需要特别指出的是，1955年在二次凝聚时，与1949年具有较小的凝聚系数，相比于1955年，1956年的波动应该相对“正常”。
可见，正常年份人口指标的设定，可以选择1955年与1956年的人口指标均值，或者选择1956年的人口指标。相比于选择单年作为“标准年”，双年均值可以较好清除单年特定扰动因素对计算结果的干扰。因此，我们选择将1955与1956两年的人口指标均值，作为计算的“标准年”。将1955年与1956年的人口死亡
平均正常死亡率=（12.28‰+11.40‰）/2=11.84‰
非正常死亡率=人口死亡率一正常死亡率
1949—1961年分年度正常死亡率和非正常死亡率计算结果，如表4所示。
2 正常死亡人口和非正常死亡人口
知道了正常死亡率和非正常死亡率，可以根据以下公式推算出正常死亡人口和非正常死亡人口数量（见表5）：
正常死亡人口数=当年正常死亡率×当年人口
非正常死亡人口数=当年非正常死亡率×当年人口
“三年自然灾害”（1959—1961年）期间的非正常死亡人口合计1242.63万人，与茅于轼先生在《饥荒饿死人估算方法》中计算得出的仅1959和1960两年就饿死3634万人的结果相差甚远，仅为其34.2%。
3 正常出生率和少生人口
从表5中的数据可以看出，“三年自然灾害”期间的非正常死亡人口数，与茅于轼先生计算得出的两年就饿死3634万人的结果相差甚远。
与计算平均正常死亡率同理，对于一个人口出生率发生突然变化的时间段，用以后时期的正常状况作为这一时间段的非正常变化的参照物是不合适的，需要选择发生突然变化之前的正常状况作为比较分析的参照物。既然1955年与1956年在客观上是平均正常死亡率的正常年份，自然也应该是正常出生率的正常年份。高非正常死亡率、高正常出生率的“双高”并存的年份，从理论和实践上看都不应该是“正常年份”。
基于以上认识，将选定的正常年份1955年与1956年的人口出生率加总平均后，便可以计算出正常年份的平均正常出生率，进而推算出正常出生人口和少出生人口（见表6）：
平均正常出生率=（32.60‰+31.90‰）/2=32.25‰
正常出生人口数=当年正常出生率×当年人口
少出生人口数=（正常出生率-当年出生率）×当年人口
表6中的数据表明，“三年自然灾害”期间少出生人口合计2193.31万人，大于茅于轼先生在《饥荒饿死人估算方法》中计算得出1959和1960两年就少出生1624万人的结果。
4 “三年自然灾害”期间全国总人口减少数量
知道了“三年自然灾害”期间的非正常死亡人数和少出生人数，就可以计算出这一期间全国总人口减少的数量：
“三年自然灾害”全国总人口减少（万人）=非正常死亡人数（万人）+少出生人数（万人）
=1242.63万人+2193.31万人=3435.94万人
“三年自然灾害”期间，全国非正常死亡1242.63万人，少出生2193.31万人，导致全国总人口减少3435.94万人。这一计算结果与茅于轼先生在《饥荒饿死人估算方法》中计算得出1959和1960两年全国总人口合计减少5259万人的结论相比，两者相差1839.65万人，前者仅为后者的65%。
四、结论
1 上述分析的结果表明：“三年自然灾害”期间，全国总人口非正常减少3435.94万人。由于非正常减少的人口是由非正常死亡人口、少出生人口两部分组成的，不能将非正常减少的人口等同于饿死人口。
2 “三年自然灾害”期间，全国非正常死亡人口1242.63万人。导致非正常死亡的原因有很多，既有水灾、旱灾、震灾和瘟疫，也有战争和其它突发事件，因此将非正常死亡人口都归罪于饿死是不正确的。
3 “三年自然灾害”期间，全国少出生2193.31万人。虽然少出生人口中有一部分是属于育龄人口饿死而未能出生，但这部分未出生人口并没有饥饿经历，将之归入饿死人口显然是不正确的。
4 运用包括茅于轼先生使用的二次多项式回归模型在内的五种数学模型，对拟合估算结果进行互相验证和比较分析的结果表明：茅于轼先生的方法综合偏差度最大，为24.23%，比偏差度最小的年均增长率数学模型的偏差度高出近10个百分点，表明其误差最大，最不科学。
一、 坚持政治学习，努力提高思想素养 在过去的一年里，本人始终坚持学习党的教育方针和政策，坚持以“三个代表”思想武装自己的头脑，认真学习时事政治，关心国家大事，积极参加学校组织的各项政治学习，认真贯彻落实上级主管部门的有关文件精神，服从领导安排，维护学校领导的权威，遵守学校的各项规章制度，严守工作纪律，始终以一个优秀教师的标准来严格要求自己，树立良好的师德形象。
二、 坚持业务学习，努力提高教学水平 为了不断地提高自身的业务素质，提高教学水平，我深知学习的重要性。一方面，我不断地自学英语，使自己的听说能力有了大幅度的提高，使自己能更好地用英语组织教学，教给学生更多的知识；另一方面，我认真学习先进的教育教学理论，努力把别人创造出来的现代的先进的教育教学理论最大化地转化为自己所有，认真学习别人的先进经验，结合自己的工作实际和体会，严格按照教务处的要求，课前精心准备，上课认真负责，耐心辅导学生，细心批改作业，一切为学生着想，尽量减轻学生的课业负担，提高单位时间的工作效率。此外，我还认真参加学校组织的听课和评课活动，还利用有限的外出学习的机会，认真学习他人的教学方法和经验，尽一切可能提高自己的业务水平，努力把自己培养成一个优秀的教师。
三、 团结协作，做好自己的本职工作 团委工作千头万绪，为了全面提高学生的思想素质，建设一支高素质的团员队伍，把学生的德育工作落到实处，我深深地知道，只靠一个人和几个人的力量是远远不够的，只有大家齐心协力才能做好。在平时的工作中，我与领导和老师的关系处理的融洽而健康，对待学生一视同仁，把学生当做自己的朋友，与学生交心谈心，关心爱护学生，也深得学生的喜爱。这样不仅营造了一个融洽的教学氛围，更打造了一个宽松而和谐的工作环境，使我的工作得以顺利开展。
在过去的一年里，在政教处全体人员、各班班主任和各班团支部书记的共同努力下，团委的各项工作开展的有声在色。除了做好对团员的常规管理和教育工作之外，校团委配合学校开展一一系列的有意义的活动，寓教于乐，极大地丰富了学生的业余生活，弘扬了校园文化，提高了学生的文化素质和思想素质。此外还参加了荆门市举办的学习“三个代表”的一系列活动，成绩优秀，受到了上级单位的好评。 人生的道路漫长而曲折，教育的终极目标至高无上，个人的奋斗永无止境。 我将用我最真最诚的心，去换取致善致美的情；我将用一生去追求、去挑战、去创造更美的明天。 路漫漫其修远兮，吾将上下而求索。
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关键词：大学生;信用评估;主成分分析;因子分析;聚类分析法
引言
本文在国内外个人信用评价相关理论和生活经验的基础上，结合大学生相关特质，确定各指标的重要程度，并用层次分析方法确定各指标的评分值，构建大学生信用评价指标体系，通过对湖南农业大学本科生进行问卷调查，获得客观的原始数据;将多元统计分析中的主成分分析、因子分析和聚类分析作为主要研究方法，构建大学生信用评估模型，运用SPSS统计软件进行相关操作来评估大学生信用好坏情况，并验证所建指标体系的可行性。
一、研究方法
1.主成分分析。主成分方法由Hotelling于1933年提出，是利用降维的思想将多指标转化为少数几个综合指标的多元统计分析方法。主成分分析是对原有所有变量进行简化，建立尽可能少的新变量，使得这些新变量两两不相关，并在反映研究的信息方面尽可能保持原有的信息。
2.因子分析。因子分析是用于数据化简和降维的多元统计分析方法，是在主成分分析的基础上构筑若干意义较为明确的公因子，以它们为框架分解原变量，以此考察原变量间的联系与区别，主要研究的是相关阵或协方差阵内部依赖关系。
3.聚类分析。聚类分析指将物理或抽象对象的集合分组为由类似的对象组成的多个类的分析过程。目标是在相似的基础上对收集的数据进行分类。
利用系统聚类与主成分分析和因子分析相结合的思想，分别将通过主成分分析和因子分析得到的各位同学的最终得分进行聚类，将聚类结果进行比较分析，得到大学生中信用度的集中趋势并进行深入研究。
二、大学生信用评估体系的建立
1.数据选取与处理。本文数据通过网上调查的方法获得，对湖南农业大学各年级本科生进行《大学生诚信情况调查问卷》随机问卷调查，共发放问卷126份，收回有效问卷126份，有效回收率达100%。通过调查问卷收集了大学生学习、经济、社会实践、生活、就业等六大方面诚信情况的数据。
将研究的六大因素作为一级指标、并设置具体问题作为二级指标，建立大学生信用评估体系，在此基础上借鉴国内外个人信用评价指标体系的研究成果和专家评分，同时根据生活实际，对各级指标的重要程度以0～10（分值越高，表示该因素对诚信更重要）进行评分，并赋予相应分值。
2.实证研究过程。首先用主成分分析法对19个变量信息提取主成分解释总方差百分比达到90%的前n个主成分，在操作过程中，发现抽取特征值大于0.6时，主成分解释总方差百分比达90.964%，满足原定的期望值，此时共提取了15个主成分，将得到的因子载荷矩阵复制到数据库中，用依次命名，再将ai对应的特征向量zi计算出来，从而计算各主成分yi，最后计算得到每位同学的综合得分y。再用因子分析来对数据进行处理。选择降维――因子分析，同样抽取特征值为0.6，得到90.964%的方差累积贡献率。
在运行后得到15个公共因子的得分，最后通过公式：
F=（8.359*FAC1_1+6.708*FAC2_1+6.459*FAC3_1+6.41*
FAC4_1+6.363*FAC5_1+6.246*FAC6_1+5.973*FAC7_1+5.777*
FAC8_1+5.725*FAC9_1+5.72*FAC10_1+5.503*FAC11_1+5.472*
FAC12_1+5.422*FAC13_1+5.414*FAC14_1+5.413*FAC15_1）/90.964
计算得到每位同学的因子得分F。用系统聚类法分别将主成分分析法和因子分析法得到的每位同学的因子分F分成三类：第一类，信用度高;第二类，信用度中等;第三类，信用度偏低。再对各类别中男女组成及年级组成进行分析，得到相关结论。
三、结果分析
模型的调试：
考虑到问卷调查是随机的，在男女及各年级的比例上存在较大的差距，得出的结果可能与实际情况不相符，因此，对实验结果进行进一步分析前，先要使这两组定性变量构成比例各自相同。
在调查的126份问卷中，参与调查的性别组成为男生57人、女生69人。因此，在调试时需将实验结果性别组成中的男生乘上126/114、女生乘上126/138，使男女总比例为1∶1，得到最终结果。
参与调查的年级组成为大一21人、大二39人、大三57人、大四9人。因此，需将实验得出的各类别在大一、大二、大三、大四数分别乘上126/84、126/156、126/228、126/36进行调整，得到最后的结果。
四、结果分析与讨论
表1 主成分分析调试后性别分析的结果
由表1可得，类别1是诚信度高的，有40人，类别2是诚信度中等的，有51人，类别3是诚信度较差的，有35人。其中，类别1和2共91人，占总体的70%，可见大学生中诚信度较高的人还是居多。在诚信度较高的人群里，男性占43人，女性占48人，可见女性诚信度要高于男性。
根据表2计算得，大一中类别1和2占大一总体的62.5%，大二中的类别1和2占大二总体的77.4%，大三中的类别1和2占大三总体的74.2%，大四中的类别1和2占大四总体的78.1%。可见，大学生的诚信水平是普遍较高的，诚信水平大致上随着年级的升高而增加，且大四学生的诚信水平最高。
因子分析法的结果研究的实验结果：
表3 不同分类下的人数
由表3可知，第三类为诚信度最低的，占总人数的80.2%;第二类为诚信度中等的，占总人数的9.5%;第一类为诚信度最高的人，仅占总人数的10.3%。运用因子分析得到的结果与主成分分析结果差异较大，且与现实不符，因此舍弃运用因子分析得到的结果。
结语
本文根据主成分分析与因子分析两种方法对大学生的诚信调查问卷进行分析，经对比可知，主成分分析的新变量是原始变量的线性组合，每个主成分都是由原有所有变量线性组合得到，但是因子分析不是对原始变量的重新组合，而是对原始变量进行分解，利用少数几个公共因子去解释较多个案观测变量中存在的复杂关系。最终发现主成分分析的结果更符合实际情况，从而剔除因子分析的结果，保留主成分分析计算的结果，得到大学生群体中女性的诚信度要高于男性，同时随着年级升高大学生的诚信度也逐渐增高的结论，这一结论与事实吻合，一般来说，女性比男性更有还贷意识，而且随着年级的升高学生的阅历也逐渐增加，使他们更有责任感。最后给银行发卡部门提出了有建设性的建议，即银行发卡时可注重向女性或者高年级学生多发卡，可减少男性或低年级学生的发卡数。
参考文献：
[1] 王莉.基于SOM自组织神经网络的企业信用评估模型[D].太原：太原理工大学计算机应用技术学院硕士学位论文，2005.
关键词：高职学生；学习倦怠；调查
中图分类号：G715 文献标识码：A 文章编号：1672-5727（2013）10-0021-03
美国心理学家弗登伯格（Freudenberger）1974年首次提出“倦怠（burnout）”这一概念，用于描述消极压力这一极端现象，即因过度紧张而使个人出现疲惫、焦虑、工作效率下降甚至身心衰竭现象等。随着研究深入，倦怠研究涉及护士、医生、警察等职业群体。后来，有学者提出，学生在求学期间也会产生倦怠，从而开始了学习倦怠的研究。
国外对学习倦怠概念的研究基本沿用Maslach关于倦怠的概念：由于过度学习需求而使学生产生情绪低落、行为不当、成就感低落。连榕认为，学生对学习没有兴趣或缺乏动力却又不得不为之时就会感到厌倦、疲乏、沮丧和挫折，从而产生一系列不适当的逃避学习的行为，这种状态称为学习倦怠。我们认为，学习倦怠是学生在学习过程中由学习压力而产生的情绪、行为、自我认知等一系列消极反应。具体表现为：（1）有疲惫感、缺乏兴趣、厌倦学习、焦虑、抑郁等消极心理；（2）存在迟到、缺课、打瞌睡、低学习效率等行为表现；（3）对自我效能、专业发展、将来的成就评价较低等。
近几年，高等教育蓬勃发展，大学招生规模也日益扩大，越来越多的学生有机会接受高等教育。同时，外界诱惑、专业压力、就业困惑、个人成就感低等使学习倦怠问题凸显出来。研究学习倦怠现象、学习倦怠背后的原因、学习倦怠相关因素及提出切实可行的措施成为最近教育学、心理学及教育改革等领域的热点问题。本研究以南海东软信息技术职业学院为例，调查高职学生的学习倦怠状况，剖析高职学生学习倦怠的特点，为高职教师更多地了解学生的特点，促进教学改革提供理论依据。
对象与方法
研究对象 采用分层整体抽样的方式，选取南海东软信息技术职业学院（三年制）800名在校生进行问卷调查。回收有效问卷717份，问卷有效率为89.13%。其中男生347人，女生366人；一年级227人，二年级226人，三年级260人；文科生347人，理科生175人，数字艺术生191人；农村183人，城镇254人，县市276人。
测量工具 本研究采用连榕教授等参照Maslach的量表编制的《大学生学习倦怠量表》。此问卷共有20个项目，分为3个因子：情绪低落（8个项目）、行为不当（6个项目）、成就感低（6个项目）。问卷为5级计分，从“完全不符合”（计1分）、“比较不符合”（计2分）到“完全符合”（计5分）。分数越高，倦怠程度越严重，问卷中有8道题为反向计分。总量表的Cronbach α系数为0.865，分半信度为0.880。每个项目与总量表之间的相关在0.408～0.762之间（p
施测程序 采用集体施测，用同一指导语指导学生匿名填写问卷。
数据的统计处理 采用SPSS11.0进行数据的统计分析，主要方法有描述性统计、差异显著性分析与方差分析。
调查结果和讨论
（一）高职学生总体学习倦怠情况
对问卷进行描述统计，得到表1中的结果。从表1可以看出学习倦怠每题的平均得分为2.83，属于中等范围；情绪低落、行为不当、成就感低各因子的得分在量表中值3以下，接近3（分别为2.70、2.99、2.83）。
对学习倦怠每两个因子的均分做配对样本t检验。结果表明：学习倦怠各因子之间的差异显著，学习倦怠的各个表现中，行为不当最为严重；其次是成就感低；第三是情绪低落。结果见表2。
在总倦怠及情绪低落、行为不当、成就感低各因子中，被试选择“比较符合”与“完全符合”的比率分别为31.1%、29.61%、37.56%、26.67%，表明约有30%的高职学生存在较为严重的学习倦怠。为了更清楚地了解学习倦怠在各个维度中的表现，我们统计了各题目中学生选择“比较符合”或“完全符合”的比率。
在情绪低落因子中，选择“比较符合”或“完全符合”比率比较高的题目是：“我想学习，但学习很枯燥”，“考试总是让我厌烦”，“很难对学习保持长久的热情”，比率分别为48%、47%、40%；对题目“我对学习感到厌倦”，选择“比较符合”和“完全符合”比率较低，只占17%。
在行为不当因子中，对题目“我课后很少学习”、“在学习上我觉得耐性不够”、“我很少计划安排自己的时间”，选择“比较符合”或“完全符合”的比率较高，分别占44%、55%、38%。对题目“学习计划和学习方法有欠缺，并不能完全付诸实践”，选择“比较符合”或“完全符合”的比率最低，但也达到了20%。
在成就感低因子中，对题目“我能胜任大学的课程”、“专业知识的掌握对我来说很容易”，选择“完全不符合”或“比较不符合”的比率分别为55%、25%。
（二）人口学变量对高职学生学习倦怠的影响研究
分别以性别、年级、专业等人口学变量对被试分组，对情绪低落、行为不当、成就感低三个维度及总分等变量进行t检验或方差分析。
不同性别高职学生学习倦怠情况 表3结果显示，在总体倦怠及情绪低落、成就感低因子上，高职男女生并无差异；在行为不当因子上，男女生存在显著差异，女生在行为不当方面，倦怠程度比男生还要高。
不同年级高职学生学习倦怠情况 表4结果显示，高职院校学生在总倦怠及情绪低落与成就感低因子上，年级差异显著；而在行为不当因子上不存在年级差异。进一步多重比较显示，一年级学生的总倦怠、情绪低落、成就感低的倦怠分数显著低于二年级、三年级，二三年级没有显著的统计学差异。
不同专业高职学生学习倦怠情况 表5结果显示，在总倦怠及情绪低落与行为不当因子上，专业差异显著；进一步的多重比较显示，数字艺术专业的倦怠程度要显著低于文科及理科专业，文科及理科专业无显著差异；而在成就感低因子上，无显著的专业差异。
不同生源地高职学生学习倦怠情况 下页表6结果显示，在总倦怠及三个因子方面，高职学生无生源地的显著差异。
结果讨论
（一）南海东软信息技术职业学院学生学习倦怠的总体情况
从总倦怠均值及各因子的均值（见表1）与已有的大学生及高职生学习倦怠研究结果相比，南海东软信息技术职业学院学生在学习倦怠总得分及各因子项目平均得分居中。统计分析显示，约30%的学生存在比较严重的学习倦怠现象。这表明南海东软信息技术职业学院学生的学体情况是正面的、积极的，但不容乐观。其中，行为不当较为严重，其次是成就感低与情绪低落。这些结果与王翠荣、连榕、龚芸等人的研究结果一致，但与任怡的研究结果不同。行为不当反映了学生学习计划、学习方法比较欠缺，学习耐性不够，时间管理能力也需加强等诸多问题。
（二）人口学变量对高职学生学习倦怠的影响
相比已有研究结果，性别对学生学习倦怠的影响并不一致。郭彩琴的研究表明，男生在各个维度上倦怠得分均显著高于女生；郑荣奕、邢强的研究表明，高职学生在总倦怠及各因子倦怠得分上，高职女生的倦怠程度更高；黄李娜对中职学生的研究表明，中职女生学习倦怠程度强于男生，尤其是情绪低落及行为不当方面。本研究表明，男女生在成就感低与情绪低落因子上无显著差异；在行为不当因子上，女生的学习倦怠程度显著高于男生。这说明在学习行为表现上男生要比女生略积极一些。可能的原因是：一方面，男生的社会压力更大一些，可能更多意识到自己的责任，学习动机比较强；另一方面，高职院校更多注重学生的动手能力与实践能力的提高，女生出勤、完成作业情况较好，但在操作、实践、实习环节可能比较薄弱。性别对学习倦怠的影响可能跟学生的学习能力有关，性别对高职学生学习倦怠的影响仍需更多的研究支持。
不同年级高职学生的学习倦怠程度不同。一年级学生表现出比较好的学习状态，学习情绪比较饱满，对专业的认同感较高，成就感也较好。二年级学生的学习情绪、学习动力、成就感显著低于一年级学生，此状态一直持续到三年级。一年级新生刚进校，面对着新环境、新同学、新老师，对一切感到新鲜，能够认真对待学习。进入二年级后，可能面对更多的挑战和选择，如社会活动、兼职、社团等等，相对于学习，可能对社会实践更有兴趣和成就感。表4表明，二三年级学生学习倦怠更多地表现为情绪低落及成就感低。因此，教师应注重提高二三年级学生的学习兴趣、情绪状态，同时，加强学生对专业的认同和热爱，从而提高教学质量。
数字艺术学科学生的学习倦怠水平低于文、理科学生。主要体现在行为及情绪表现上，数字艺术学科及文、理科学生在成就感方面差异不大，与连榕等的研究一致。与偏重于理论知识传授的文、理科相比，数字艺术学科理论与实践的结合更密切，更注重形成学生解决现实问题的专业能力。因此，在高职院校，专业规范水平是影响学生学习心理的重要因素。文科、理科专业除了重视理论讲授外，还要进一步注重学生的实践能力及创新能力，加强知识应用，从而提高学生的学习效率，提高教学质量。文、理科专业的学科建设要尽可能给学生提供更多的自主学习或者实践的机会，从而调动学生的学习兴趣和积极性，开发学生的潜能，提高学习效率。
农村、城镇、县市学生在学习倦怠方面并无显著差异（p>0.05），表明高职学生生源地并不是影响学生学习倦怠的重要变量，与郭彩琴等对大学生的学习倦怠研究结果一致。
结论
南海东软信息技术职业学院学生学习倦怠情况总体是正向的。但不容忽视的是，在情绪低落、行为不当、成就感低三因子中，行为不当倦怠程度最高；学生在学习计划、学习方法、时间管理能力等方面仍需加强。
性别、年级、学科等影响学生的学习倦怠情况。女生的行为不当比男生表现还要严峻；与一年级新生相比，二三年级学生的学习倦怠更严重，主要表现为情绪低落与成就感低。因此，教师要注重提高学生的学习兴趣和对专业的热爱度等。数字艺术学科的学生学习倦怠程度明显低于文科及理科学生，这给文理课学科建设有所启示。
参考文献：
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作者简介：
摘 要：研究着重关注普通全日制高中生与初中起点六年制本科生这两个群体的生活满意度差异及其影响因素。结果5表明：一、普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度在总体满意度上有显著差异;二、家长学历对于两群体生活满意度总均分、家庭满意度和自由满意度有显著的影响;成长地对于两群体家庭满意度、学校满意度和学业满意度有显著影响;性别对两群体家庭满意度有显著影响。
关键词：初中起点六年制本科;普通全日制高中生;生活满意度
一、引言
生活满意度（life satisfaction）是主观幸福感的认知成分，是个人依照自己选择的标准对自己大部分时间或持续一定时期生活状况的总体性认知评估，是衡量某一社会人们生活质量的重要参数。[1]
从文献检索的情况来看，已有研究主要集中于成人、老年和儿童、青少年的生活满意度的研究，涉及到的客观因素主要有生活事件、人口统计学变量、社会化关系等，主观因素主要有认知因素和价值观、自尊、自我概念以及其他的一些人格因素。[2]青少年时期是人格和世界观形成的重要时期，学校的培养方向以及教学模式对青少年产生了极其重要的影响。普通全日制高中生与初中起点六年制本科生同处于青少年时期，年龄相仿，而接受的教学模式是不同的。教学模式的不同是否会引起青少年生活满意度的差异？哪些因素造成了这样的差异？本研究基于这种考虑，选取普通全日制高中生与初中起点六年制本科生为对象进行比较研究。
二、研究过程与方法
（一）研究对象
选取湖南省长沙市宁乡县第二中学、邵阳市第四中学高一至高三学生以及湖南第一师范学院初中起点六年制本科大一至大三学生进行调查研究。发放问卷312份，有效回收284份，有效回收率为91%。其中包括普通全日制高中生135人，初中起点六年制本科生149人;女性205人，男性93人;城市72人，农村212人;父母离异19人，未离异265人;父母学历小学初中133人，高中103人，大学及以上48人。
（二）研究工具
我国青少年生活满意度量表（China Multidimensional Life Satisfaction Scale for adolescent，CMSLLS）。
（三）研究程序
对所选学校的学生进行整群抽样，以匿名的方式进行测试。测试前，有主试采用相同指导语引导被试正确使用和填写量表，然后进行施测。
（四）数据录入和处理
本研究采用SPSS For Windows 17.0 统计软件进行分析。
三、研究结果和分析
（一）普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度总体特征
1.普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度总状况
本研究对青少年生活满意度及其诸因子进行描述统计后发现所有青少年被试生活满意度总均分为4.61（SD=0.73），居于中等偏上水平（临界值为4分）。进一步的分析结果发现，有18.7%左右的被调查少年对自己的生活状态不甚满意;就生活满意度的各个维度来看，被试的学业满意度最低（M=3.53，SD=1.01），家庭满意度最高（M=5.45，SD=1.07），各维度平均值大小的比较依次是家庭满意度>友谊满意度>自由满意度>学校满意度>环境满意度>学业满意度。此结果与赵小云等[3]研究结果相同。
2.普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度比较
本研究以生活满意度各维度为因变量，两群体为自变量，进行独立样本t检验。结果表明：普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度在总体上存在显著差异;在家庭满意度、学校满意度和环境满意度上存在极其显著的差异。如表1所示。
表1 普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度t检验
维度高中（n=135）本科（n=149）t
友谊5.20±0.765.03±0.921.70
家庭5.28±1.085.61±0.922.60**
学校4.07±1.264.62±1.113.90**
学业3.47±1.053.59±0.971.01
自由4.55±1.014.64±1.100.643
环境4.13±1.094.57±1.013.53**
总体4.50±0.694.72±0.752.50*
注：*p0.05，**p0.01。下同。
（二）普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度影响因素
1.性别对两群体生活满意度的影响。以生活满意度各维度为因变量，所属群体（即高中生和本科生）和性别（即男和女）作为自变量，进行2×2多因素方差分析。结果表明：群体的主效应在友谊满意度、学校满意度和环境满意度上达到极其显著水平;性别主效应在友谊满意度和家庭满意度上达到极其显著的水平;群体和性别的交互相应在家庭满意度上达到极其显著水平。
2.成长地对两群体生活满意度的影响。在生活满意度总均分上，群体的主效应达到了极其显著的水平，成长地的主效应和交互效应没有达到显著水平。对各维度进行进一步的分析，结果为：群体的主效应在总体满意度、家庭满意度和环境满意度上达到极其显著的水平，在学校满意度和学业满意度上达到显著水平;成长地在环境满意度上达到显著水平;群体和成长地的交互相应在学业满意度上达到极其显著水平，在家庭满意度和学校满意度上达到显著水平。结果如表2所示。
表2 群体和成长地在生活满意度上的方差分析（F值）
维度群体（a）成长地（b）a×b
友谊0.630.122.07
家庭10.93**0.024.57*
学校4.97*0.646.58*
学业4.49*0.066.73**
自由1.950.732.36
环境10.20**4.04*0.56
总体7.67**0.011.70
3.父母学历对两群体生活满意度的影响
群体主效应在总体满意度、家庭满意度、学校满意度和环境满意度上达到极其显著的水平;父母学历主效应在自由满意度上达到极其显著的水平，在总体满意度和学业满意度上达到显著水平;群体和父母学历的交互效应在总体满意度、家庭满意度和自由满意度上都达到了显著水平。如表3所示。
表3 群体和父母学历在生活满意度上的方差分析（F值）
维度群体（a）父母学历（b）a×b
友谊1.101.941.51
家庭11.14**2.323.76*
学校8.91**1.690.53
学业1.983.74*2.53
自由1.005.21**3.16*
环境11.03**0.822.95
总体7.57**3.97*3.11*
根据以上的方差分析结果进行事后检验，发现：在生活满意度总均分上，主要是小学初中和大学及以上这两个水平有显著的差异;在自由满意度上，小学初中、高中和大学及以上这三个水平之间都有显著差异;在家庭满意度、学校满意度和学业满意度上，主要是小学初中和大学及以上这两个水平有显著差异;在友谊满意度和环境满意度上，三个水平之间无显著差异。
四、讨论
（一）普通全日制高中生和初中起点六年制本科生生活满意度总体概况及比较
本研究发现被调查青少年的生活满意度处于中等偏上水平。该结论与岳颂华等的研究[3]相一致，说明我国当代青少年对其目前的生活状态总体是满意的。但是在本次调查中，仍存在有18.7%左右的青少年对自己目前的生活状况不甚满意，这值得引起我们的重视与深思。另外，在本次的研究中还发现，被调查青少年在家庭满意度上得分最高，友谊、自由满意度次之，学校、环境满意度较低，学业满意度得分最低。这一研究结果与国内赵小云[4]、谭千保[5]的研究结果相吻合。事实上，青少年普遍具有较高的家庭满意度已被众多研究证实，这可能与中国人强烈的归属意识有关。[6]另外，目前中国的家庭都十分注重孩子的培养，对孩子倾注了大量的关注，可能使得青少年对家庭有着强烈的归属感和安全感。学校和环境的满意度较低，这可能是因为目前学校相对来说有比较多的禁止框架，这些可能让青少年产生不愉快的情绪，降低了满意度。考试可能是降低青少年学业满意度的原因。
初中起点六年制本科生在生活满意度的总均分上显著高于普通全日制高中生，并且在家庭满意度、学校满意度和环境满意度上极其显著的高于普通全日制高中生。六年制本科生在学校满意度和环境满意度上高于高中生，可能是因为所处的学习环境不一样：大学的氛围较中学来说比较宽松，没有过多的框架来束缚他们;而高中生的课程形式比较单一，教师对于学生的要求比较严格，束缚较多。在这样的情况下，本科生的学校满意度和环境满意度要高于高中生。从家庭满意度来看，本科生的家长可能觉得他/她应该是半个社会人了，对孩子的态度会更加的平等，更加的尊重孩子，让他们自己做出选择;而高中生的家长则会受到高考的压力，希望孩子能考上一所好的大学，教育方法则会比较的严厉。
（二）普通高中生和初中起点六年制本科生生活满意度差异的影响因素
研究结果表明，与群体（高中生和本科生）有显著交互效应的自变量是家长学历。家长的学历水平越高，青少年的生活满意度越高。这表明，高中生和本科生的生活满意度不同是受到家长不同学历水平影响的。
家长的学历越高的家长能更好地理解孩子，跟孩子沟通，这样，青少年则会对生活与学习产生更高的满意度。在高中阶段，高中生面临高考，身体和学习上都承受了巨大的压力，此时低学历的家长只能在身体上给予青少年帮助，而在学习上可能并不能减轻青少年的压力。并且，高学历的家长教育方法更加有可能随着青少年不同社会角色的改变而改变，即在高中时能辅导学习，大学时知道给青少年一个更加轻松的氛围。而低学历的家长接受外界新事物的能力可能略低于高学历家长，其教育方法也不能灵活的转变，这样会造成青少年的不满，从而使其生活满意度降低。
五、结论
（一）青少年生活满意度处于中等偏上水平
被调查青少年的生活满意度处于中等偏上水平，被试的学业满意度最低，家庭满意度最高，各维度平均值大小的比较依次是家庭满意度>友谊满意度>自由满意度>学校满意度>环境满意度>学业满意度。
（二）初中起点六年制本科生生活满意度显著高于普通全日制高中生
初中起点六年制本科生生活满意度总均分显著高于普通全日制高中生，家庭满意度、学校满意度和环境满意度极其显著的高于普通全日制高中生。
（三）两群体生活满意度差异影响因素
家长学历对于两群体生活满意度总均分、家庭满意度和自由满意度有显著的影响。（作者单位：江西师范大学心理学院）
参考文献：
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人格类型论是基于某种原则把所有人划分为几类,以此来解说人的人格的一种理论[1]。关于人格类型的论述早在古希腊时期就有文献记载,近代也有多位学者对其进行过研究,但这些研究均以思辨为主。上世纪三四十年代后,由于特质论的兴起,人格类型学的研究逐渐沉寂下来,此后几十年很少见到此类研究。但近年来,类型学再一次引起西方研究者的重视,开始走向复苏[2]。
在儿童人格类型研究领域,Robins等(1996)以母亲评定的方式将儿童人格划分为超控制型、低控制型和弹性型三种类型。Caspi和Silva(1995)[3]使用聚类分析的方法将儿童的人格划分为低自控型、羞怯型、善调节型、自信型、保守型等五种,其中除前三种与Robins等提出的类型相似外,另两种是新的类型。Beatrice等(2004)[4]通过对双生子的研究发现,人格类型的划分与测量方式有关,当以自评方式进行研究时,人格类型可以划分为超控制型、低控制型和弹性型三种,而当以同伴评定和行为评定的方式进行研究时,则只有弹性型可以被检验,另两种类型则变为无欲望型(Non-de-sirable)和一般型(Average)。
人格发展不仅受生物性因素的影响,还受文化、社会阶层、家庭等社会性因素的影响。对于东方人和西方人来说,其各自的社会文化环境、法律制度、行为规范等均对人格发展产生作用,并影响人格的内容[5]。不同文化背景下人格内容应该既有相似性,又有差异性。我们以往的研究也表明,中国儿童的人格结构与西方儿童并非完全一致,包含其独特的成分[6]。人格类型与人格结构相辅相成,类型研究往往建立在结构研究基础之上。也正基于此,我国目前对儿童人格类型的基础性研究显得极为匮乏,如果能够在中国儿童人格结构研究基础上进一步对其人格类型进行区分,探索出积极类型与消极类型儿童的不同人格特点,不仅能更加科学、全面地了解儿童人格,而且会找到培养其良好人格的切入点,使教育工作者在实际工作中有的放矢。
2方法
2.1被试
以分层取样的方式从大连市随机抽取5所小学,各学校二、四、六年级各班分别抽取20名学生作为评定对象,男女比例大致相当。最终确定有效被试1316人。
2.2工具
使用我们此前通过大范围开放式问卷、探索性因素分析和验证性因素分析研制的中国小学生人格发展教师评定问卷(第三版)[6]。该问卷将基于中国文化背景下7~12岁儿童的人格结构划分为认真自控、智能特征、情绪性、亲社会性4个维度及11个特质,其中认真自控包括认真有恒、自制稳重、攻击反抗三个特质;智能特征包括聪慧性、协调能力、自我表现和交际能力四个特质;情绪性包括开朗活泼、敏感焦虑两个特质;亲社会性包括同情利他、合作尽责两个特质。该问卷共54题,各项信度和效度指标均较为理想。
2.3程序
问卷施测。使用评定问卷第三版对学生所在班级教师进行测查,参加评定的教师必须与被评定学生相处4个月以上。问卷回收后,删除回答不完全的问卷,最终确定有效问卷1316份。其中二年级379人,平均年龄7.96岁;四年级439人,平均年龄10.03岁;六年级498人,平均年龄12.15岁。
数据分析。使用SPSS10.0统计软件对收集的数据进行聚类分析和差异性比较。我们结合两种聚类方法确定人格类型,即首先使用层次聚类法对数据进行分类。事先指定认真自控、智能特征、情绪性和亲社会性四个变量为聚类变量进行聚类。在聚类过程中,通过观察聚合系数随分类数的变化曲线的曲度大小,发现将幼儿人格类型聚为3类、4类或5类较为合理,但分别比较三种划分方法中各类在四个维度的变化曲线时发现,划分为3类时,可能会丢失实际存在的类型,划分为5类,则有两种类型表现出的类型特征不明显,且均处于中间状态,而4类型的划分最为妥当。确定类型数量后,再使用快速聚类法对上述数据进行分类,这样,最终得到4种人格类型。4种类型在4个人格维度上的高分分别表示高水平的认真自控、智能特征、亲社会性,及低水平的消极情绪。
3结果
3.1小学生人格类型的划分
各个类型在四个聚类变量(即四个人格维度)上的平均分见表1,最终聚类中心之间的欧氏距离见表2。
方差分析的结果表明,该4种人格类型在4个聚类变量上均值有非常显著的差异(表3)。进一步多重检验结果见表4。
结果表明,除了类型Ⅰ和类型Ⅲ在情绪性维度上差异不显著之外,其他各类在各维度的得分均存在非常显著的差异。根据每种类型在各维度上的得分高低及意义的不同,将其分别命名为:矛盾型、认可型、拒绝型和中间型。其中认可型属于积极的人格类型,矛盾型和拒绝型属于消极的人格类型。
为了能更直观的表现出4种类型之间在每个人格维度上彼此的差异,我们以X轴为人格维度轴,Y轴为人格各维度的分数轴,做出四种人格类型的曲线(见图1)。同时计算出小学生各人格维度的平均分与标准差(表5)。
由图1和表3、表5综合比较可见:
Ⅰ型-矛盾型的小学生认真自控维度的分数高于总体平均水平,并且明显高于类型Ⅳ(中间型),智能特征的分数低于总体平均水平,亲社会性维度的分数与总体平均水平相当,但是情绪性维度的分数却与类型三(拒绝型)(分数差异不显著)一起为所有类型中该维度的最低分,表明该类型小学生情绪表现最多。
Ⅱ型-认可型的小学生认真自控、智能特征、亲社会性的程度水平最高,情绪的消极表现最少。
Ⅲ型-拒绝型的小学生认真自控、智能特征、亲社会的程度水平最低,情绪的消极表现最多(与类型Ⅰ差异不显著)。
Ⅳ型-中间型的小学生认真自控维度的分数低于总体平均水平,智能特征维度的分数高于总体平均水平,情绪性维度的分数与总体平均水平大致相当,亲社会性维度的分数稍稍低于总体平均水平。与另三种类型相比,该类型各维度分数均处于一般水平。
3.2小学生四种人格类型的发展特点
3.2.1小学生四种人格类型的年级差异
研究发现,矛盾型(Ⅰ)的人数为380人,占总人数的28.9%。认可型(Ⅱ)的人数为455人,占总人数的34.5%。拒绝型(Ⅲ)的人数为193人,占总人数的14.7%。中间型(Ⅳ)的人数为288人,占总人数的21.9%。各年级不同类型人数分布见表6。
为了清晰表现每种人格类型儿童在三个年级的差异变化,我们做出小学生人格类型的年级分布图(图2),并针对数据进行差异检验。
数据统计结果表明,2年级小学生主要分布在认可型、矛盾型与中间型三种人格类型上,且三种人格类型学生的人数显著多于拒绝型学生(χ2=40.599,df=3,p<0.001)4年级小学生中间型人格类型的人数较2年级有所下降,且随年级升高进一步减少。而另三种人格类型的人数均有所上升,其中拒绝型数量较2年级明显增加(χ2=9.000,df=1,p<0.01),表明在教师眼中,4年级学生的负面人格特点开始明显地表现出来。与前两个阶段相比,6年级小学生的人格类型在人数分布上仍然以认可型和矛盾型为主,且两种类型儿童在人数分布上显著多于中间型与拒绝型儿童(χ2=43.458,df=2,p<0.001;χ2=57.589,df=2,p<0.001)但令人关注的是,矛盾型小学生的人数开始较4年级明显增多(χ2=15.795,df=2,p<0.001)。
3.2.2小学生人格类型的性别差异
研究表明,四种人格类型均存在非常显著的性别差异其中女孩在矛盾型和认可型人数比重上显著多于男孩,而男孩在拒绝型和中间型人数比重上显著多于女生。表7列出了男女小学生在四种类型中的人数分布及每种人格类型小学生的人数差异比较结果。
4讨论
4.1小学生四种人格类型的划分
根据人格结构成分的不同特点,小学生的人格主要表现为四种类型,每种类型的内涵及特点分别为:
Ⅰ型——矛盾型:该类型小学生认真自控维度上的得分高于总体平均分,也显著高于中间型与拒绝型儿童,表明该类儿童做事认真、自我控制能力比较强,很少与同伴发生冲突。智能特征维度的水平低于总体平均分,并显著低于认可型与中间型儿童,仅比拒绝型儿童高,表明他们智力发展水平较差,不喜欢展示自己,不善于交往。亲社会维度的得分与总体平均分大致相当,显著高于中间型与拒绝型儿童。但是,该类型儿童的情绪性维度与拒绝型儿童一起处于四种人格类型的最低水平,表明该类小学生的消极情绪表现最为明显。矛盾型小学生一方面认真性比较强,很少出现攻击行为,对自我的约束也比较强,但另一方面,他们的智能特征水平较低,群体交往能力较差,同时情绪的敏感性强,易于焦虑,经常表现出一种消极心境。矛盾型是一种消极的人格类型。
Ⅱ型——认可型:该类小学生在认真自控、智能特征、亲社会性维度上的得分均处于最高水平,并显著高于另外三类幼儿,同时,情绪性维度上的得分也处于最高水平,并显著高于另外三类儿童。该类型小学生好奇心强,兴趣广泛,学习努力、刻苦,上课认真、注意力集中,具有很强的坚持性,同时,他们具有很强的自我约束能力,极少与同伴发生冲突,人际关系良好,善于合作,对老师交代的任务负责认真,乐于关心、帮助别人,交往能力和协调能力也很强。另外,该类型小学生在情绪上也表现出开朗、活泼,遇事沉稳,不焦虑,师生关系也十分和谐。认可型是一种积极、良好的人格类型。
Ⅲ型——拒绝型:该类型小学生在认真自控、智能特征、亲社会性等三个人格维度上的分数均处于四种类型的最低水平;情绪性维度的分数与矛盾型儿童一起处于四种类型的最低水平。说明该类型小学生自控能力差,同伴交往质量低,不愿意关心、帮助他人,人际关系淡漠,与同伴很少有亲密、和谐的情感联系,同时智力发展水平也较其他小学生低,在课堂上表现为接受新知识能力差、缺乏想象力和创造力、不具有强烈的好奇心等。同时,他们在日常生活中很少表现出高兴、快乐的样子,与同伴相比,他们的不良情绪表现得更为明显,一点小事都可能使其着急、焦虑或者担忧。拒绝型是一种消极的人格类型。
Ⅳ型——中间型:该类型小学生智能特征维度的得分高于总体平均水平,而认真自控维度的得分低于总体平均水平,情绪性维度的分数与总体平均水平大致相当,亲社会性维度的分数稍稍低于总体平均水平。与其他三种人格类型相比,该类型小学生在四个人格维度上的分数均大致处于中等水平,表明该类小学生在人格表现方面在所有儿童中处于中间状态。
4.2不同人格类型小学生的年级差异和性别比较
总体上看,三个年龄段小学生在人格类型的人数分布上均是认可型最多,说明小学生中积极人格类型的人数占主体地位。从发展趋势上看,认可型和矛盾型小学生在人数比重上随年级升高逐渐增多,但矛盾型学生的人数比重在中年级到高年级阶段增长迅速,这表明我国小学生尤其是中高年级学生在敏感、焦虑等消极情绪的表现方面存在着令人担忧的问题。与低年级小学儿童相比,中高年级的小学生在独立性、自我意识的发展上均有了显著提高,具体表现在他们不再完全服从教师的指令,对事物的认识也变得更加深入,同时,同伴关系也由于小团体的出现而亲疏不一,这些均可能导致其在教师眼中消极情绪的大量出现。除了师生关系、同伴关系的影响外,学业压力也开始有所显现。消极人格类型迅速增多的现象需要引起有关部门的关注,也值得我们做进一步的深入研究。
人格类型的性别比较发现,认可型女生的人数比重要显著高于男生,而拒绝型女生的比重要显著低于男生。上述结果与社会对男女两性的认识是趋于一致的。与男生相比,教师眼中的女生往往具有较好的人格行为表现,她们在学习、学校日常生活中认真、负责,能较好的控制自己,更容易表现出同情心、更多地做出关心他人的行为。但是,通过比较发现,矛盾型女生的人数比重明显大于男生,到底是什么原因造成的,需要做更为深入的后继研究。
5结论
5.1我国小学生的人格类型包括认可型、矛盾型、拒绝型及中间型四类。其中认可型属积极的人格类型,矛盾型和拒绝型属消极的人格类型。
5.2我国小学生在人格类性的年龄和性别分布上存在差异。认可型学生在人数分布上始终占优,但矛盾型学生人数比重在中高年级阶段迅速增加。性别差异方面,认可型及矛盾型女孩的人数比重明显高于男孩,而拒绝型和中间型男孩的人数比重明显著高于女孩。
6参考文献
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3Caspi,&Silva.Temperamentalqualitiesatagethreepredictpersonalitytraitsinyoungadulthood:LongitudinalEvidencefromaBirthCohort.ChildDevelopment,1995,66(2):486-498
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5王登峰,崔红.中国人人格量表(QZPS)的编制过程与初步结果.心理学报,2003,35(1):127-136
6杨丽珠,张野.基于教师描述的小学生人格结构的验证性因素分析.心理科学,2006,29(4):933-936
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9申继亮,李虹等.当代儿童青少年心理学的进展.杭州:浙江教育出版社,1998:265
关键词：产业结构 就业结构 协整分析 贵州省
贵州“十二五”规划纲要提出要大力实施工业强省战略，加快推进产业结构调整升级，增强区域辐射带动能力和吸纳就业能力。胡晓登通过研究也指出，工业强省战略的关键点和着力点是促进贵州工业又好又快和更好更快发展，而工业产业的构成及各产业间的联系和比例关系即产业结构则是决定工业强省“好”的关键性因素。夏杰长等也认为，产业结构的变动是引起就业总量和就业结构变化的一个重要因素。相关学者的研究进一步表明，研究三产的产业、就业间关系的重要性不言而喻。
一、贵州三次产业结构偏离度分析
产业、就业结构的失衡状态常用结构偏离度指标衡量。其定义为：结构偏离度Ⅰ＝Yi / Xi－1，结构偏离度Ⅱ＝Xi－Yi ，其中i＝1，2，3； Yi ：第i产业产值占整个GDP比重； Xi：第i产业就业人员占总就业人员比重； Yi / Xi：比较劳动生产率。三产总偏离度：■|Xi－Yi |。
结构偏离度Ⅰ、Ⅱ是测度产业结构与就业结构偏离状态的指标，偏离度越高，表明结构偏离越失衡；反之，偏离度越低或趋向0，表明产业、就业结构趋于均衡。采用总偏离度衡量三产总体偏离程度。偏离度越高或比较劳动生产率差距越大，表明劳动力迁移动力将越强，产业间转移可能性就越大。依据结构偏离度指标定义，计算出贵州（1990―2010）的结构偏离度及总偏离度（见表1）。
由表1，从结构偏离度Ⅰ知，1990―2010年第一产业皆为负值，表明就业比重大于产值比重，农业部门劳动生产率不高，第一产业效益明显偏低，其对国民经济发展贡献率小。总体呈上升趋势，至2010年达到-0.73。尽管较前几年有所下降，但绝对值仍稍高于全国同期平均水平的-0.72。平均偏离度为-0.64，低于全国平均水平的-0.68，表明作为贵州传统优势产业的第一产业，在贵州经济和社会发展中发挥着重要作用；第二、三产业平均偏离度皆为正值，从2004年起第二产业虽有递减趋势，但绝对值仍很大，结构失衡较严峻，平均偏离度3.22，远高于全国平均水平的0.96；从2007年起第三产业虽有递减倾向，但表现不明显，平均偏离度为1.21，远高于该阶段全国平均水平的0.41。
从结构偏离度Ⅱ知，第二、三产业皆为负值，表明就业比重小于产值比重。二、三产业较少劳动投入将产生较高产出，相比第一产业部门收入，劳动者为追求较高收入将进入二、三产业，二、三产业皆存在劳动力迁入可能性。从2004年起，二、三产业偏离度分别呈现上升、下降趋势，表明第三产业就业吸纳能力高于第二产业。二、三产业的平均偏离度分别为-27.84和-19.05，绝对值皆高于全国平均水平的-22.33和-10.55。
贵州1990―2010年，总偏离度下降幅度为7.43%，低于全国平均水平12.77%，但总偏离度整体高于全国平均水平，综合结构偏离度Ⅰ、Ⅱ的相关分析，表明贵州三次产业结构失衡，产业结构整体效益和水平皆偏低。贵州总偏离度平均值为93.78，同全国平均值65.77存在28.01的差距。
二、贵州三次产业就业效应分析
采用就业弹性指标来分析由于结构调整引起GDP和就业增长率的内在关系，即经济增长对就业效应的关系。定义：就业弹性系数=E IRATE／GDP IRATE，其中GDP IRATE：GDP增长率，E IRATE：就业增长率，表示GDP增长率提升1个百分点能拉动就业增长的百分点。
就业弹性系数综合反映了经济增长带动就业的关系。就业弹性系数越大，表明随着经济增长，对就业拉动效应将越强。反之，就业弹性系数较低时，即使经济保持高增长，对就业拉动效应也不明显，其中，（1）就业弹性＞0，数值越大表明经济增长对就业拉动效应将越强；（2）就业弹性＜0，经济增长对就业拉动将产生“海绵效应”，即GDP增长率＞0，就业增长率＜0时，经济增长对就业产生“挤出”效应；反之，经济增长对就业产生“吸入”效应；（3）就业弹性＝0时，表明经济增长对就业增长无拉动作用。由就业弹性系数定义计算出贵州（1990―2010）三次产业的就业弹性及总弹性（见表2）。
由表2，贵州第一产业的就业弹性系数总体波动较平稳，但在2001年发生突变，就业弹性达到25.052，较同年第二、三产业的就业弹性偏高，表明当年第一产业经济增长对就业拉动效应明显。1991―2010年，第二、三产业的就业弹性系数总体波动较明显，其中第三产业幅度变化为6.222，高于其他两个产业，表明贵州第三产业对就业的劳动效应逐渐凸显，其中贵州三产的平均就业弹性分别为（1.147，0.106，0.642），进一步表明第一产业对就业的拉动效应高于第三产业，第三产业对就业拉动效应高于第二产业。
在“十一五”期间，贵州第三产业就业弹性逐年递增，表明第三产业经济增长对就业的拉动效应变得显著。第二产业的就业弹性系数总体趋势平稳，表明该阶段第二产业经济增长对就业的拉动作用不明显。其中，在2008―2010年，尽管第一产业的就业弹性系数皆为负值，不意味第一产业GDP增长不能拉动就业，而是说明随着农业劳动生产率的提高，存在劳动力转移到第二、三产业的趋势，表明经济增长对就业产生“挤出”效应。
三、结语
在“十二五”实施工业强省战略背景下，贵州要以此为契机，以技术进步和技术创新，带动第二产业，以装备制造业为核心，不断提升产业技术水平，提高第二产业的工业产值。进一步发挥第三产业的就业吸纳效应，对劳动者进行再就业培训，同时注意相关培训与产业就业市场的需求不要脱节，以期提升劳动者就业素质。比如可加大职业教育培训，以创业带动就业等，发挥第三产业产值的长期就业拉动效应，作为解决贵州就业问题的重要途径之一。
同时，也要不断提升第一产业劳动生产率，加大产业转移力度，逐步改善第一产业就业吸纳效应过大但产值过低的局面，并且配套、完善相关产业、就业政策，改善结构偏离度，朝产业、就业均衡发展的道路迈进，并形成合理的战略性产业结构布局，保持产业结构、就业结构协调发展。
参考文献：
①胡晓登. 贵州工业产业结构调整的硬约束与工业强省[J]. 《贵州财经学院学报》，2011，（1）
②夏杰长，李勇坚，姚战琪. 增长就业与公共政策[M]. 北京：社会科学文献出版社，2005
关键词：人际困扰；大学生；地方院校
中图分类号：G44 文献标志码：A 文章编号：1002-2589（2014）05-0248-02
人际关系，是指在人与人的交往活动中所发生的直接的、可感的心理关系，它是在社会关系的内部所形成的一种特殊关系。随着社会的进步，社会分工更加细化，人际关系的作用也越来越重要。大学作为大学生通向社会的过渡阶段，除了要学习文化知识和技能以适应社会，同时也需要在大学这个“模拟社会”中建立和发展人际关系。但从已有的研究来看，大学生普遍存在人际关系困扰，人际关系问题总检出率的比例最高为58.0%[1]，最低为16.0%[2]。其中具有严重人际关系困扰的比例在10%―25%左右。这些研究表明，大学生在人际关系中出现的问题必须得到高校乃至社会的关注，解决好大学生人际关系问题也是高校教育者必须承担的责任。
一、对象与方法
（一）对象
本研究按照分层随机抽样方法，选取周口师范学院大一到大四学生各120名进行研究。共发放问卷480份，回收425份，经过刷选，有效问卷为365份，有效率为85.88%。其中，男生105人，女生260人；大一学生95人，大二学生92人，大三学生94人，大四学生84人；农村学生240人，城镇学生125人。
（二）工具
采用郑日昌编制的大学生人际关系综合诊断量表调查大学生人际困扰程度。该量表共28题，包括交谈方面、交际与交友、待人接物和异往四个维度。每个维度各7个问题，各分量表的得分范围是0-7分，总分得分范围是0-28分。该量表被广泛应用，具有良好的信度和效度[3]。
（三）施测与数据处理
从大一到大四每个年级分别抽取一个文科班级和理科班级利用晚自习时间集中施测，当场回收。采用SPSS19.0进行数据的录入、整理和分析。使用的主要统计方法包括描述统计、独立样本t检验、方差分析。
二、结果
（一）大学生人际困扰的总体状况
对大学生人际困扰总分及各维度进行描述统计，结果见表1。
从表1可以看出，127人人际交往能力一般，感受到人际交往困扰，占总人数的34.8%；有33人在人际交往方面感到严重困扰，占总人数的9.0%。约占四成的大学生在交谈交流方面感到困扰，半数学生在交际交友方面感到困扰，在接人待物和异往方面，感到困扰的学生则在三成左右。
（二）不同性别大学生人际困扰比较
以人际困扰总分及各因子为因变量，性别为自变量，进行独立样本t检验，结果见表2。
由表2可知，在交际交友方面，女生困扰程度显著高于男生；异往方面，男生困扰程度高于女生，且差异极显著。
（三）不同年级大学生人际困扰比较
以人际困扰总分及各因子为因变量，年级为自变量，进行单因素方差分析，结果见表3。
由表3可知，在人际困扰总分、交际交友、接人待物和异往四个维度均存在极显著的年级差异。经过事后比较可知，在人际困扰总分、接人待物和异往三个维度方面大四年级困扰程度均高于其他三个年级，且具有统计学意义。在交际交友方面，大四年级学生困扰程度最高，且与大一、大三两个年级的差异具有统计学意义，大二年级学生困扰程度显著高于大三年级学生。
（四）不同学科大学生人际困扰比较
以人际困扰总分及各因子为因变量，学科为自变量，进行独立样本t检验，结果见表4。
由表4可知，在交际交友方面，文科学生困扰程度高于理科学生，差异极显著；在接人待物方面，文科学生困扰程度高于理科学生，且差异显著
三、分析与讨论
（一）大学生人际困扰基本状况分析
根据研究结果可知，地方院校大学生人际困扰比较严重，43.8%的大学生存在人际困扰，其中严重困扰的学生占9%，这与以往的一些研究比较相似[4][5]。究其原因，首先是当前社会人与人之间的关系越来越紧密，作为大学生也应当认识到了人际关系的重要性，但他们缺乏处理人际关系的技能，这样不可避免地感受到人际困扰。另外，根据埃里克森人格阶段理论，大学生处于成年早期（18到25岁），这一阶段的主要任务是获得亲密感，避免孤独感。大学生迫切需要友情的温暖和爱情的滋润，所以他们会去主动寻求发展友情和爱情，在这一过程中往往也会遇到一些挫折。当然，大学人际关系比中学时代更加复杂，大学是一个小社会，班干部竞选，进入学生会，评优表先中也会出现一些摩擦，这样也会给大学生带来人际困扰。
（二）大学生人际困扰的性别差异
在交际交友方面，女生困扰程度显著高于男生；异往方面，男生困扰程度高于女生，且差异极显著。结果说明女大学生比男大学生在正常集体活动与社交场合更加拘谨，在交友方面朋友也比较少。这可能与女性本身含蓄、敏感等人格特质相关。女性含蓄的特征往往使其在社交场合不像男生那样大胆和主动，往往过多考虑自己的形象，表现得比较被动。另外，女生在人际关系上更加敏感，她们面对交往对象容易受到一些男生不会注意到的细微线索所影响，如果这些线索是负面的，那么会影响到她和对方人际关系的进一步发展。上述结果还说明男大学生在异往方面比女大学生有更多的困扰。或许因为在传统社会情境下，往往要求男性主动，所以男大学生面对异性特别是心仪的异性时，他们更加渴望与对方交往，从而造成困扰。
（三）大学生人际困扰的年级差异
在人际困扰总分、接人待物和异往三个维度方面大四年级困扰程度均高于其他三个年级，且具有统计学意义。大四学生人际困扰程度最高，这一结果与赵洁等人的研究结果相一致[6]。这或许是因为大四是大学生涯最关键的一年，他们要面对考研或就业的压力，可能给他们带来更多的负性情绪，从而造成人际困扰。一部分考研的大四学生每天都在相对封闭的场所进行枯燥的学习，内心可能会产生更多的焦虑和冲突；另一部分就业的大学生在大四可能会逐渐步入社会，在面对复杂的各种社会人和事时往往会遇到挫折，理想遭遇现实之后会让他们心情低落，这样会对他们的人际关系造成不良影响。
（四）大学生人际困扰的学科差异
在交际交友方面，文科学生困扰程度高于理科学生，差异极显著；在接人待物方面，文科学生困扰程度高于理科学生，且差异显著；这说明文科生比理科生在面对人际关系时候情绪不稳定，内心不平衡，常处于矛盾之中，在交友方面朋友较少。这一结果与魏颖的研究结果相一致[7]。分析原因，可能是文理科学生接受的知识性质不一样，理科生在学习时较多运用逻辑思维、线性思维，文科生在学习时，较多运用发散思维、抽象思维。在面对人际关系的时候文科生较理科生考虑问题多，常常产生各种想法，造成一些误解，在互动中预设的立场也会给对方一些伤害，因此会阻碍良好人际关系的发展。
四、结语
从笔者的调查结论来看，大学生人际困扰比较严重，高校应当重视并采取一定的措施改善大学生的人际关系。高校可以通过建立健全心理咨询体系，开设人际关系课程，充分发挥高校辅导员的作用等途径来改善大学生的人际关系，同时也需要对人际困扰严重的重点人群进行积极关注，从而使所有大学生都能够健康全面地成长。
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一、基本情况
xx现有31人，其中干部5人、xx26人，xxx待转业，xxx和xxx在家休假外，其余28人全部参加了年终总结。xx以xx下发的《二00二年年终总结评比实施意见》为依据，突出安全稳定这个重点，认真回顾了一年来的工作情况，查出了存在问题，挖出了问题的根源，找出了解决问题的办法，进一步理清了明年的工作思路，为干好明年的工作打下了良好的基础。
二、主要特点
（一）支部重视，学习到位
一是党支部一班人认真学习领会《二00二年年终总结评比实施意见》，围绕以什么样的姿态搞好这次总结，通过总结达到什么目的进行了认真的讨论，通过讨论，克服了两种错误思想：①无所谓的思想；②“总结经验教训是领导的事，和战士关系不大的”思想，进一步统一了思想，端正了态度，切实提高了对搞好年终总结的认识。
二是按照大队要求组织官兵认真学习了党的“十六大”会议精神、“五句话”总要求、《军队基层建设纲要》、大队制定下发的《先进单位评比具体实施方案》等。
三是在学习的基础上，充分讲清年终总结评比工作的重要意义，明确评比的方法、步骤、标准和要求，要求大家正确对待个人荣誉和得失，同时要求全体官兵切实处理好大队长在年终总结动员中指出的"三种关系"。即摆成绩与查问题的关系、总结与谋划的关系、评先与争先的关系。同时提出了“总结新经验、开创新局面、创造新成绩”的口号。
（二）对照检查，准备充分
在深刻领会总结重要意义的基础上，连队个人总结汇报采取分层次、分级别、定标准的方法，即：干部和战士分开，党员和非党员分开，不搞“一刀切”。支部主要对照《基层建设纲要》和“五句话”的总要求，着重围绕连队全面建设的思路清不清，支部战斗保垒作用发挥好不好、抓安全稳定的意识强不强等方面，查找差距，分析原因，汲取教训，制定措施；干部对照“军官职责”、优秀基层干部条件；战士对照“优秀士兵”的评比条件搞好自查、自评，针对存在问题制定改进措施；党员主要是对照“党员义务”和“入党誓词”，在充分肯定成绩的基础上，找准差距，明确努力的方向。每个同志都以对连队、对自己高度负责的精神客观评价了自己一年来的工作成绩和问题，在发言前做到“两个不”：一是不写到纸上，形成书面形式不发言、二是发言题纲不被连首长和大家通过不发言。二排有个班长，总结在排务会上没有被大家认可，最后进行了重写才通过。这样切实保证了发言题纲的质量，避免了总结流于形式、克服了“应付差事”的现象。
（三）组织严密，“四个落实”
一是人员落实。xx28人参加了总结，在总结中官兵表现出极高的自觉性，干部、骨干、党员带头作用发挥地比较明显。11月22日上午排长何斌老家来人专意看望他，但何斌为了不影响年终总结，当天下午就毫不犹豫把家人送了回去。
二是时间落实。连队在大队下发的实施计划基础上，又把21日、22日、23日、24日、25日五天时间进行了细化，具体到几时几分干什么工作，有力的督促了时间的落实，同时有的同志利用休息时间加班写总结、述职报告、制定措施，切实把时间落实到位。
三是内容落实。xx党支部在总结前讨论如何搞好年终总结中，就把总结内容落实好与差作为检验是否搞好总结的一项重要标准，因此他们从开始到结束，逐项内容、逐个问题的通过，一个都不能少。
四是效果落实。在总结期间和总结结束后，我都分别找战士进行了座谈，排长陈成文讲：“通过这次总结，我看到了自己存在的不足，找到了和别人的差距，在以后的工作中，我一定能干得更好”，上等兵张冬说：“这次如果我转不了士官，按原来的想法准备和连队大闹一次，但现在我改变了我的想法，因为通过年终总结，我不仅看到了自己的差距，更重要的是看到了连队在士官选举、学兵留队、评功评奖等一些热点、敏感问题上的处理，是公开、公平、公正的、我即是转不了士官也毫无怨言，走也是非常愉快的。我也相信我回到地方后，凭在部队练就的本领会大有作为的”。
（四）重点突出，方法灵活
一是在内容上重点解决连队建设上存在的问题。采取的方法，首先听取干部、战士意见；其次找准问题的根源；最后支部研究决定的方法进行解决。如：少数骨干事业心，责任感有所下降的问题。连队干部通过调查了解，认为问题虽然出在个别骨干身上，但问题的根源在于连队干部，在思想上有“重学兵轻骨干”的现象，平时对骨干关心少，人为地拉大了干部和骨干之间的距离。于是支部研究决定由书记张彦翔同志在连务会上代表支委向班长骨干道谦，同时干部包干到排和班长骨干谈心交心，进而拉近了距离，消除了误会。
二是在形式上着重进行民主评议、评功评奖。按照“公平、公正、公开”的原则，严格把住“三关”，一是程序关。评先按照班排推荐，支委研究上报的程序进行；二是标准关。就是按照先进连队和优秀士兵的条件进行把关，把年终测评成绩和平时表现结合起来，作为评先的主要标准之一；三是比例关。xx现有人数31人，按照大队规定的25％的比例，共评出了7名优秀士兵报营党委批准。经过民主评议，六连14名党员全部合格。
三是在步骤上重点是对照检查、分析连队建设形势、召开民主生活会。对存在的问题及安全隐患逐个进行分析，逐个进行解决，同时调动广大官兵的积极性为连队出谋划策。在年终总结中，战士共向连队输送合理化建议8条，其中有1条需向机关汇报解决的：连队应购买洗衣机。有7条经支委会研究后由连长在军人大会上当场给予了答复：①伙食质量差，数量少。xx答复：提高伙食质量和数量。采取措施；首先，教育后勤人员树立“后勤就是服务”的思想，立足本职干好工作。其次充分充分发挥好经委会的作用，对炊事班每周订的食谱要审订，征取大家的意见，然后再报连首长批准。第三，抓好后勤管理，严防“跑、冒、漏、滴”的现象发生，让有限的伙食费都能吃到官兵的嘴里。②干部和战士谈心交心少。对此连队党支部首先从自身查找了原因，并在军人大会上由书记张彦翔同志代表支委向战士道谦，并允诺定期和战士谈心交心，积极地为战士排忧解难，想战士之所想、急战士之所急，切实把战士的冷暖放在心上，③连队应加强对新骨干的培训。今年连队13个班长中有6个新骨干，针对骨干成分新的特点，为了提高新骨干的素质，连队为此想了不少的办法，如：集中培训、以老带新，“开小灶”、强化训练等，但仍有少数骨干业务素质、带兵能力提高较慢。连队答复：对少数骨干仍继续进行“传、帮、带”，直至适应当班长的需要为止。④车辆维修应和修理所多协调。经了解，是连队的个别车辆在修理所没有及时修理，总的来讲今年连队和修理所协调的关系还是比较好的，连队答复：可以采纳意见。多和修理所协调，使每一辆车都能得到及时的修理。⑤连队点名时间长。连队答复：可以采纳意见，按照《纪律条令》规定，点名时间不超过15分钟。⑥冬天到了，每个排应配备三把暖瓶，连队答复：每个排可以配备三把暖瓶，但必需有专人负责，以防丢失和损坏。⑦炊事班提出，非工作人员无事不准进入操作间。连队规定，除帮厨人员外，非工作人员不要随便进入操作间，以免影响炊事班的工作，否则会受到连队点名批评。连队答复完毕后，由战士进行提问题，连队干部解答，直到战士满意为止。
三、存在问题
（一）学习不够深入扎实
主要是因为总结内容多、两用人才培训任务重、白天要正常训练，总结只有利用中午和晚上时间进行，所以矛盾比较突出。导致第一个内容刚进行完，还没来得及消化，必需进行第二个内容。
（二）少数同志思想上重视不够
认为总结年年搞，没有新花样，“换汤不换药”都是老一套，能过去就行了，尤其是总结刚开始时，有个别骨干个人总结还没有写好，受到连队的严肃批评，通过教育，提高了思想认识，端正了态度。
（三）管理教育工作还有漏洞，落实规定还有死角
五月份大队组织学兵测评时，发现有个别新班长教学态度不端正，教学方法过于简单的现象。虽然问题出来后，进行了及时处理，班长在军人大会上作了检查，和学兵进行了交流，和好如初。但说明连队在落实规定方面还有弹性，管理教育工作做得不够细。
四、几点建议
（一）加强官兵理论学习，提高官兵整体素质
连队要积极营造学习的氛围，提高学习的自觉性，组织干部、党员继续学习党的“十六大”会议精神、巩固“三个代表”的重要思想，进一步理解其精神实质和内容。
（二）抓好连队安全工作，保持部队高度稳定
加强安全教育，认真落实好各项安全制度，尤其是安全形势分析制度，要定时分析、查找安全隐患，发现问题，及时纠正，切实杜绝事故案件的发生。
（三）抓好连队日常管理，落实各项规章制度
一是严格落实各项规章制度。如：一日生活制度、请销假制度、干部查铺查哨制度、晚点名制度、请示汇报制度等。对于机关要加大检查、督导力度。
二是广泛开展“双四一”活动，发杨好的传统。如：连队党支部保持和学兵家长通信，进而了解学兵的思想情况，实践证明，这种方法对做好学兵思想工作是积极有效的。
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