DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 6. 建议 1) 大型园区开发建设影响了社区体系的自然演化，打破了传统的村镇城市化、现代化的自然进化状态；人口结构农转非数量剧增，加速城市化进程；社区内产业结构由第一产业向第二、第三产业转移，由自给自足的农业经济转变为非农经济，社区大部分青年群体人口迁出，造成社区人口构成过于“老龄化”，人口流失过多。 如果政府部门或工程建设单位能供附近的工作岗位或者免费技能培训，以满足社区青年群体诉求，可以极大地缓解项目开发给人口构成带来的冲击效应。 2) 失地农民因受自身知识水平以及生活技能的限制，拆迁安置后就失去最主要的经济来源和收入，导致生活质量下降、社会低阶层分化加剧。 因此政府应该在其就业方面提供帮助指导，例如提供就业技能培训促使其再就业，或者提供基金促使其自主创业，对移民来说都是好的发展机遇，可减少社区群体利益损失的现状、提高社会阶层。 3) 大型开发园区的产业结构决定了其性质为劳动密集型，吸引了众多的外来务工人员大量通入，但是外来人口中临时居住人员的流动性大、人员构成复杂、对社区热爱程度低，对社区的就业、消费、交通、治安和卫生方面都带来了负面影响。 社区基层组织要多关注外来人口的情况，组织进行宣传教育，提高外来人口的素质；社区组织也可进行联谊活动，促进原住居民与外来人口的交流和情感，达到提高社区内部团结程度、促进社区凝聚力加强居民向心力的目的。 4) 基层行政机构要提高执政能力、加强的政治作为，为居民服务。政府、行政机构要提高拆迁社区的后期服务能力，及时落实户口变更、房产证发放等关系民生的事务，使受迁移群体能尽快安定下来继续开展新的生活工作。
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user: 7. 总结 大型园区开发是当前我国城市化进程的重要推动力，新型园区项目的发展为社会经济贡献了积极力量，但是在这一片城市化浪潮中忽视那些为此而牺牲自身利益的居民，他们承受着一种不协调的“半城市化”生存状态，若长此以往，必将引发新的社会问题。 因此，本研究着眼于原住居民社区的人口、群体阶层、文化娱乐、基础设施，以期从社会角度聚焦当下原住民社区现状及分析预测未来发展。社区的发展虽然受到不可逆转力量的非正常化转型，除了依靠政府机构来保障后期工作，更重要的是依靠社区居民自身的提升来抵抗外界干扰。本文从社区人口要素组成上分析原住民生活现状，客观上看待在职业发展、社区硬件等方面呈积极转变的趋势，但是原住民主观上还是对拆迁抱有不满情绪。社区相关基层行政机构更应该关注原居民群体的心理需求，体现人文关怀。《国家新型城镇化规划(2014-2020)》强调城镇化的发展要坚持“以人的城镇化为核心”的原则，更应关注被拆迁居民对“大社区”生活方式的适应情况与满意程度，这就要求要注重区别“村改居”社区与普通城市社区的不同，针对原住居民的特殊情况构建合适的组织管理体系，促使社区各种组织机构多元化发展，满足原住居民基本需求，提高幸福指数。 本研究也有一些不足之处，在调查时大部分受访者为50~70岁老年人，年龄分布不均，数据处理分析尚有欠缺，另外，对生活问题进行原因分析时轻视了原住居民主观因素的影响，这些都是需要进一步修正的问题。
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user: 摘 要 为探讨运动员倦怠在控制执教行为与主观活力感之间的中介作用，我们使用控制执教行为量表(CCBS)、运动员倦怠问卷(ABQ)和主观活力量表(SVS)调查了334名大学生运动员。研究发现，运动员倦怠在消极条件性关注、威迫与主观活力之间起完全中介作用，在过度个人控制与主观活力之间起部分中介作用。这一研究发现表明，运动员倦怠是教练员为控制执教行为影响主观活力感的一个重要中介因素。另外，过度个人控制对主观活力感的直接影响更加突显控制执教行为的对运动员的负面影响。因此，教练员应减少对控制执教方式的使用。未来研究者需要进一步探讨更加符合中国文化特点以及体育体制特征的教练员执教方式，在确保运动成绩、训练质量的同时，使运动员的主观心理及情感体验(主观幸福感)得到应有的重视。 关键词 :控制执教行为，运动员倦怠，主观活力感，中介作用 Copyright © 2017 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 在竞技体育系统中，教练员起着主导作用，教练员的执教行为对运动员的成绩和心理体验产生重要的影响(李宁，2007)。基于自我决定理论，来自教练员的自主性支持是促进运动员个体运动基本心理需求满足的重要因素之一，能够激发运动员的自主动机，有利于增加运动员的运动参与感以及主观幸福感(Deci & Ryan， 2000; Dupont， Carlier， Gérard， & Delens， 2009; Standage， Gillison， Ntoumanis， & Treasure， 2012)。大量国外研究发现，相比于自主支持型执教方式，控制执教行为对运动员产生更多的负面影响，例如，控制执教行为与运动员心理需求阻滞正相关，后者对运动员的负性心理(抑郁、饮食紊乱、心理疲劳等)具有正向预测作用(Pelletier， Fortier， Vallerand， & Brière， 2001; Bartholomew， Ntoumanis， & Thøgersen-Ntoumani， 2010; Bartholomew， Ntoumanis， Ryan， & Thøgersen-Ntoumani， 2011)。这些研究表明，教练员控制执教行为对运动员的训练及心理体验具有负性影响。然而，国内已有研究文献对教练员控制执教行为的关注相对较少。因此，本研究旨在探讨教练员控制执教行为对中国大学生运动员的主观活力感的影响，以此进一步了解教练员控制执教行为与运动员主观幸福感之间的关系。 运动员倦怠是运动员运动生涯普遍存在的心理现象。以Maslach和Jackson (1981)职业倦怠的基本概念为基础，Raedeke (1997)提出了运动员倦怠的概念。他认为，运动员倦怠是指一种包括生理-情绪枯竭、运动贬值(sport devaluation)和运动成绩下降三种特征的综合征。Coakley (1992)提出的单维同一性发展和外在控制模型(Unidimensional identity development and External control model)指出，运动员自我概念的单维性以及社会生活控制权和决策权不能自主的外在控制感是运动员倦怠的主要原因。相关研究进一步表明，教练员的领导风格是运动员倦怠的重要影响因素，专制型决策行为比民主型决策行为引起更多的倦怠和更低的满意度(邢淑芬，俞国良 & 王良玉，2007；Price & Weiss，2000；Isoard-Gautheur， Trouilloud， Gustafsson， & Guillet， 2015)。可见，控制执教行为与运动员倦怠呈正相关。另外，已有研究发现，职业倦怠会降低个体的主观幸福感，增加心理压力(沈虹，2013；李媛媛 & 栾奕，2015)。因此，本研究拟探讨运动员倦怠在教练员控制执教行为和主观活力感之间关系的中介作用。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 350名大学生运动员受邀参加本研究，其中334人自愿参加并完成问卷。其中男性249名，女性64名，21名未填写。平均年龄20.78岁(SD = 1.61岁)。所涵盖运动项目包括，篮球，乒乓球，游泳，举重，田径，足球，排球。平均训练年限为6.4，标准差为3.78。 2.2. 研究工具 控制执教行为量表。采用Bartholomew等(2010)编制的控制执教行为量表(Controlling Coach Behaviors Scale， CCBS)，中文版由赵大亮等(2015)翻译，该量表由15个条目组成，包括四个维度，分别是奖励控制(4条目)、消极条件性关注(4条目)、威迫(4条目)、过度个人控制(3条目)。问卷采用里克特7点计分，即1=非常不同意，7=非常同意。奖励控制指使用外部奖励控制运动员行为，消极条件性关注指教练员以冷漠的态度来回应运动员比赛的失败以期待其在以后的比赛取得更好的成绩，威迫指以居高临下的姿态使用贬低、威胁或体罚等手段来控制行为，过度个人控制指以侵入式干预运动员训练以外的生活。该量表在已有研究中表现出良好的信效度(Bartholomew， Ntoumanis， & Thøgersen-Ntoumani， 2010；赵大亮，蒋小波 & 刘靖东，2015)。在本研究中各分量表信度介于0.70~0.86之间。 主观活力量表。研究者采用5个条目版本的主观活力量表(Subjective Vitality Scale， SVS， Ryan & Frederick， 1997)测量运动员的主观活力水平。该量表采用里克特7点计分，即1 = 非常不同意，7 = 非常同意。该量表在其他中国人群中表现出良好的信效度(Liu & Chung， 2014)，在本研究中量表的内部一致性信度为0.89。 运动员倦怠问卷。采用Raedeke等(2011)编制的运动员倦怠问卷(Athlete Burnout Questionnaire，ABQ)。问卷由15个条目组成，采用里克特5点计分，即1 = 从来没有，2 = 很少，3 = 有时，4 = 经常，5 = 总是。已有研究表明该问卷在中国人群中表现出良好的信效度(陈作松 & 周爱光，2007；陈作松，周爱光 & 徐建清，2011；王斌，叶绿，吴敏，冯甜 & 彭秀，2014；吴敏，彭秀 & 冯甜，2016)，在本研究中问卷的内部一致性信度为0.87。
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user: 3. 结果 3.1. 相关分析 控制执教行为各维度、运动员倦怠与主观活力感的均值和标准差见表1，除奖励控制与主观活力外，各变量之间两两相关显著。 3.2. 运动员倦怠的中介效应 3.2.1. 以消极条件性关注为自变量的中介效应 由相关分析结果可知，消极条件性关注(X)，运动员倦怠(M)，与主观活力感(Y)的两两相关达到显著水平，满足中介效应检验条件。根据温忠麟等(2004)提出的中介效应检验的方法及程序，以消极条件性关注为自变量，主观活力感为因变量，进行运动员倦怠的中介效应分析。操作步骤如下：第一步，以消极条件性关注为自变量，主观活力感为因变量进行回归分析；第二步，以消极条件性关注为自变量，运动员倦怠为因变量进行回归分析；第三步，以消极条件性关注(第一层)和运动员倦怠(第二层)为自变量，主观活力感为因变量进行分层回归分析。表2中，消极条件性关注能显著预测主观活力感；消极条件性关注能显著预测运动员倦怠；在运动员倦怠进入模型后，运动员倦怠显著预测主观活力感，但消极条件性关注与主观活力感之间关系不再显著(t = −1.92， p > 0.05)。因此，运动员倦怠在消极条件性关注和主观活力感之间起完全中介作用(见图1)。 3.2.2. 以威迫为自变量的中介效应 由相关分析结果可知，威迫(X)，运动员倦怠(M)，与主观活力感(Y)的两两相关达到显著水平，满足中介效应检验条件。因此以威迫为自变量，主观活力感为因变量，进行运动员倦怠的中介效应分析。操作步骤与以消极条件性关注为自变量时相同。如表3所示，威迫显著预测主观活力感；威迫显著预测运动员倦怠；在运动员倦怠进入模型后，运动员倦怠显著预测主观活力感，但威迫与主观活力感之间关系不再显著(t = −1.67， p > 0.05)。因此，运动员倦怠在威迫和主观活力感之间起完全中介作用(见图2)。 3.2.3. 以过度个人控制为自变量的中介效应 由相关分析结果可知，过度个人控制(X)，运动员倦怠(M)，与主观活力感(Y)的两两相关达到显著水 Table 1 The correlations between controlling coach behaviors， athlete burnout and subjective vitalit 均值 标准差 1 2 3 4 5 6 1.奖励控制 3.54 1.39 1 2.消极条件性关注 3.02 1.57 0.43** 1 3.威迫 2.54 1.56 0.44** 0.76** 1 4.过度个人控制 2.83 1.41 0.52** 0.70** 0.81** 1 5.运动员倦怠 2.80 0.65 0.17** 0.36** 0.38** 0.37** 1 6.主观活力感 5.21 1.31 0.04 -0.17** -0.17** -0.19** -0.23* 1 表1. 控制执教行为各维度与运动员倦怠、主观活力感之间的相关 注：*表示p < 0.05，**表示p < 0.01，下同。 Table 2 The mediating effect of athlete burnout between negative conditional regard and subjective vitalit 步骤 因变量 自变量 β R 2 F t 1 主观活力感 消极条件性关注 −0.17 0.03 9.85** −3.14** 2 运动员倦怠 消极条件性关注 0.37 0.13 48.75** 6.98** 3 主观活力感 消极条件性关注 −0.11 0.06 10.93** −1.92 运动员倦怠 −0.19 −3.26** 表2. 运动员倦怠对消极条件性关注和主观活力感的中介效应分析 Table 3 The mediating effect of athlete burnout between intimidation and subjective vitalit 步骤 因变量 自变量 β R 2 F t 1 主观活力感 威迫 −0.17 0.03 10.08** −3.17** 2 运动员倦怠 威迫 0.39 0.15 56.30** 7.50** 3 主观活力感 威迫 −0.09 0.06 10.39** −1.67 运动员倦怠 −0.19 −3.26** 表3. 运动员倦怠对威迫和主观活力感的中介效应分析 平，满足中介效应检验条件。因此以过度个人控制为自变量，主观活力感为因变量，进行运动员倦怠的中介效应分析。操作步骤与以消极条件性关注为自变量时相同。表4中，过度个人控制能显著预测主观活力感；过度个人控制能显著预测运动员倦怠；在过度个人控制进入模型后，运动员倦怠能显著预测主观活力感，过度个人控制仍然能显著预测主观活力感。因此，运动员倦怠在过度个人控制和主观活力感之间起部分中介作用(见图3)，中介效应占总效应的比例为35%。
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user: 4. 讨论 4.1. 控制执教行为与主观活力 本研究结果表明，除奖励控制外，控制执教行为的其他维度与主观活力感负相关显著，与已有研究 图1. 运动员倦怠对消极条件性关注和主观活力感中介效应概念图 图2. 运动员倦怠对威迫和主观活力感中介效应概念图 Table 4 The mediating effect of athlete burnout between excessive personal control and subjective vitalit 步骤 因变量 自变量 β R 2 F t 1 主观活力感 过度个人控制 −0.19 0.04 12.28** −3.50** 2 运动员倦怠 过度个人控制 0.37 0.14 50.55** 7.11** 3 主观活力感 过度个人控制 −.12 0.07 11.24** −2.09* 运动员倦怠 −0.18 −3.18** 表4. 运动员倦怠对过度个人控制和主观活力感的中介效应分析 图3. 运动员倦怠对威迫和主观活力感中介效应概念图 结果一致(Bartholomew， Ntoumanis， Ryan， Bosch， & Thøgersen-Ntoumani， 2011)。在自我决定理论中，动机分为外部动机、内部动机及无动机。相比于消极条件性关注、威迫及过度个人控制可能引起的无动机，奖励控制会激发自我决定程度较高的外部动机，因此其作用与其他三者不同。总的来说，控制执教行为会降低运动员的主观活力，因此教练员在执教过程中应注意执教形式，合理使用奖励控制激励，避免引起运动员的无动机，保持更高的主观活力和健康心理状态，有利于运动员提高成绩。 4.2. 运动员倦怠的中介作用 本研究发现，消极条件性关注、威迫及过度个人控制可通过运动员倦怠影响运动员的主观活力感。当运动员倦怠进入模型后，过度个人控制仍可直接影响主观活力感，而消极条件性关注和威迫却不能直接影响主观活力感。根据前文提到的三者概念的界定，与教练员干预运动员训练以外生活的过度个人控制相比，教练员的消极条件性关注行为和贬低、威胁等威迫行为更容易直接引起运动员认知情感的负性体验，使运动员倦怠进而导致主观活力感下降。而过度个人控制不仅会通过倦怠间接对运动员主观活力感产生影响，也会因过于干预运动员的个人生活而直接对运动员的主观活力感产生负面影响。 运动员倦怠是运动员主观的负性心理体验，主观活力感是个体对自己活力水平的知觉，也是一种主观的，但积极的心理体验。对运动员来说，教练员的控制执教行为会很大程度上引起运动员的消极的情绪和心理反应，因此运动员倦怠这种负性体验越强，其主观活力感越低。因此，运动员倦怠是教练员控制执教行为影响主观活力感的一个中介因素。另外，过度个人控制对主观活力感的直接影响更加突显控制执教行为对运动员的负面影响。 4.3. 结论与展望 运动员倦怠量表包含三个维度：情绪/体力耗竭、成就感低下及运动消极评价。本研究采用运动员倦怠量表总分作为中介变量，并未对运动员倦怠的三个维度分别进行中介效应分析，因此未来研究可以进一步对运动员倦怠三个不同方面的中介作用进行探讨，从而提供更加深入及具有侧重点的研究结果。 本研究发现奖励控制与主观活力之间相关不显著，这一结果与以往研究存在差异。控制执教行为在国内的研究还相对较少，因此未来研究可以进一步探讨在中国传统文化下，教练员能否以及如何避免过多使用控制型执教方式。同时，未来研究者需要进一步探讨更加符合中国文化特点以及体育体制特征的教练员执教方式，在确保运动成绩、训练质量的同时，使运动员的主观心理及情感体验(主观幸福感)得到应有的重视。
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user: 企业社会责任演进过程探析
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user: 摘 要 本研究将企业社会责任演技阶段划分为被动阶段、认知阶段和主动阶段，从企业文化、发展目标、相关政策、信息公开度、监管措施、利益相关者关系和社会影响力七个维度来对演进阶段进行界定。本文以宜家为案例进行讨论，通过阅读2011~2014年度可持续发展报告，对宜家的企业社会责任演进阶段进行划分和分析。通过研究我们得到，企业会通过对企业社会责任意识的逐渐加深，在理念、承诺和行为方面会进行不断地完善，最后主动并号召更多的企业承担起企业社会责任。本研究从过程演进的角度出发，总结企业社会责任发展过程中各阶段的关键行为，对处于企业社会责任发展期的企业起到借鉴的作用。 关键词 :企业社会责任，演进，案例研究，宜家 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 企业社会责任(Corporate Social Responsibility，下文简称CSR)对于国内外企业来说已经不是一个陌生的词了，消费者担心食物中是否含有添加剂，煤矿开采工人担心自身安全，从事建筑行业的工人担心工资是否会被拖欠，种种社会现象每时每刻都在试图突破我们社会的道德底线，破坏社会的诚信机制。而如何改变这种情况，企业发挥的作用是尤为重要的，这就需要社会中的企业都自觉践行CSR。 同时CSR已经呈现国际化发展趋势，它不再是一个企业的单独行为，也不再是一个国家的单独行为，越来越多的国家、企业加入到CSR运动中来 [ 1 ] 。在国际范围内，CSR一直在发展，从跨国公司的CSR实践来看，它们在国际范围内推动CSR主要表现在其生产守则的实施上，这种实施主要是在生产供应链上推行，与供应链体系的上下游企业特别是供应商共同承担责任，作为企业推行社会责任的一致行动。宜家就是一个很好的例子。宜家家居是目前全球最大的家具家居用品商场，它一直注重CSR的管理与实践，并将CSR看作是其工作的一部分，主要理念在于倡导可持续发展上。本文采用案例分析的研究方法，在划分CSR演进阶段的基础上，以宜家家居为例，探讨CSR的演进过程，对其他正处于CSR发展期的企业起到一个借鉴的作用。
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user: 2. 理论回顾 CSR是20世纪初以来，西方国家普遍重视的一种建构企业与社会和谐关系之间的一种思想。据调查，CSR已经成为社会评价体系中的重要部分，它包括了经济、法律、道德和慈善责任，是企业除创造利润、对股东负责以外应承担的对员工、消费者、社区、环境及政府等利益相关者的所有责任。CSR实践的发展过程是一个动态演进的阶段性的过程，揭示了处在不同发展阶段的企业应尽的常见的社会责任 [ 2 ] 。从19世纪60年代起，外国学者已经发表了大量关于CSR演进阶段的文献了。比如：1956年，Eells’s提出，CSR的问题是一个连续的行为。1967年，Walton提出了CSR划分的六阶段模型，即简谱、家、小贩、投资、公民和艺术阶段 [ 3 ] 。2004年，Zadek从组织学习的角度将CSR划分为五个阶段，即：防守、遵从、管理、战略和公民阶段 [ 4 ] 。然而，国内对于CSR的研究起步还比较晚。目前，我国学者对CSR演进阶段的研究文献还比较少。在2010年，李伟阳将CSR演进划分为基于纯粹道德驱动、基于社会压力回应、基于社会风险防范、基于财务价值创造和基于价值创造的五个阶段 [ 5 ] 。现整理学者们对于CSR演进阶段的划分，以便于加深对CSR演进阶段的理解，如表1所示。
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user: 3. 研究方法和评价标准 本研究在维度划分上从人的认知角度入手，将演进模型的，每个阶段从“怎么想”、“怎么说”、“怎么做”这三个方面，划分为“CSR理念”、“CSR承诺”和“CSR行为”这三个维度。这也是一个企业由初步产生CSR的想法到真正将CSR应用于实践的主观认知过程。 在判定维度权重时，采用了AHP-模糊综合法。AHP方法主要是用于对划分维度权重的判定上，由于本文研究的是CSR演进过程的划分，期间的转换具有过渡性的特征，也就是等级划分的模糊性特征。为了避免在最后划分过程上产生模糊性，我们采用模糊综合法来判定CSR的演进阶段，用划分维度在所应用企业上所体现的程度来展现，更客观地将演进过程进行等级归属 [ 6 ] 。 本研究通过文献阅读、实地调研以及专家老师访谈的方式，对宜家企业的CSR发展情况进行了解，并且咨询业内人士对我们的指标提出意见和建议。在对宜家家居CSR演进过程判定方面，请了相关专业方向的教授老师，采用三级评语即“I级”至“III级”依次排序，专家打分只需要对该维度对应的级别进行判断，选中的一项记为“1”，其余未选中的项记为“0”。
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user: 4. 企业社会责任模型构建 4.1. CSR演进阶段模型 借鉴过往学者的分级思想，我们从怎么想、怎么说、怎么做的角度将CSR演进阶段分为三个阶段：分别为被动阶段、认知阶段、主动阶段。并将每个阶段分为三个维度，分别为：CSR理念、CSR承诺、CSR行为，每个维度上都有相关的评级指标。具体演进模型如表2所示。 4.2. CSR演进阶段判定指标体系 每一个企业都有其自身的发展轨迹，只有根据适当的现实环境，采取适当的战略以及策略，才能实现利益最大化，得到良好的发展。为了更好的对宜家CSR发展的每个阶段进行评级，我们在每个维度都选取相应指标，并对指标进行分级描述如表3所示。 Table 1 Research on CSR evolutio 学者 CSR演进阶段模型 Walton (1967) 六阶段：简朴，家，小贩，投资，公民，艺术 Reidenbach and Robin (1991) 五阶段：不道德，合法，回应，出现伦理，伦理 Van Marrewijk and Were (2003) 六阶段：前可持续，合规驱动，利润驱动，关怀，协同，综合 Zedek (2004) 五阶段：防守，合规，管理，战略，公民 Mirvis Googins (2006) 五阶段：起始，参与，创新，整合，改造 Maon F et al. (2010) 七阶段：驳回，自我保护，合规寻求，能力寻求，关怀，战略，改造 李伟阳 (2010) 五阶段：道德驱动，压力驱动，合规驱动，利润驱动，价值创造 表1. CSR演进阶段研究 Table 2 CSR evolution mode 被动 认知 主动 CSR理念 发展目标 合法经营 提出简单CSR目标 形成系统CSR战略 企业文化 未涉及CSR 提出CSR CSR占重要地位 CSR承诺 相关政策 接受其他政策 提出相关政策 完善政策 信息公开度 财务报告附注 内容简单的CSR报告 数据完善内容丰富的CSR报告 CSR行为 监管措施 没有监管措施 内部监管 外界监管 利益相关者关系 单纯的合作关系 沟通相关标准 制定完善的标准要求 社会影响力 社会认可度几乎没有 社会初步认可 社会认可度高 表2. CSR演进模型 Table 3 The index for the judgment of CSR evolution mode 指标 等级 指标评级描述 企业文化 未涉及CSR 未涉及：CSR没有被列入到主要企业文化中 提出CSR 提出：在企业文化中提到CSR CSR占重要地位 重要地位：CSR是企业文化的重要组成部分 发展目标 合法经营 合法：取得经营合法许可 提出简单CSR目标 简单：初步提出小目标 形成系统CSR战略 战略：形成针对CSR的完整战略体系 相关措施 接受其他政策 接受：被动接受国家提出政策 提出相关政策 提出：自己提出有关政策 完善丰富政策 完善：丰富内容，形成一套CSR政策 信息公开度 财务报告附注 财务报告：仅在财务报告中提到CSR相关数据 内容简单的CSR报告 简单：发布简单的CSR或可持续发展报告 数据完善内容丰富的CSR报告 丰富：数据完善、内容详实的CSR或可持续发展报告 监管措施 没有相关监管措施 没有措施：没有相应的CSR监管措施 内部监管 内部：公司内部自行监管 外部监管 外界：公布信息，请社会公众进行监管 利益相关者关系 合作关系 合作关系：与利益相关者只是单纯的合作关系，没有其他沟通。 沟通相关标准 沟通：初步与其进行沟通建立行为标准 制定完善的标准要求 完善：充分沟通建立并完善一套标准。 社会影响力 社会认可度几乎没有 几乎没有：社会几乎不了解其CSR举措 社会初步认可 初步认可：社会初步了解并认可其CSR举措 社会认可度高 认可度高：社会大多数都认可其CSR举措 表3. CSR演进阶段判定指标标准
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user: 6. 结论 当今，随着CSR的影响力越来越大，发展CSR已经成为企业管理不容忽视的一部分。宜家家居作为目前全球最大的家具家居用品零售企业，长久以来注重CSR的管理与实践，致力于倡导可持续发展。经过多年的努力，宜家的CSR发展日趋完善。探讨宜家CSR的演进阶段，不仅推动了CSR理念更好地融入到企业管理中，还对其他正处于CSR发展期的企业起到了借鉴作用，对于明确在CSR发展过程中企业所应采取的相关方略起到了不可忽视的作用，更好地促进了CSR的发展。 本研究还存在以下不足：1) 由于我们只查阅到宜家自2009年以来的可持续发展报告，所以对于其演进阶段的评级也是从2009年开始，由于2009年到2011年评级一致我们只列举了2011年到2014年的评级结果，由于可参考资料不足，我们无法展示出宜家自成立之初到现在的整个演进过程。2) 在进行指标权重确定的过程中，我们邀请专家进行维度重要性评级，主观因素较多。
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user: 摘 要 目的：研究大学生学习倦怠在自我同一性和生命意义感之间的中介作用。方法：随机选取453名大学生，分别使用自我同一性问卷(The Self-Identity Questionnaire)中文版、青少年学习倦怠量表(The Adolescent Student Burnout Inventory， ASBI)、生命意义感量表(The Meaning in Life Questionnaire， MLQ)中文版对其自我同一性、学习倦怠以及生命意义感水平进行测量。结果：自我同一性对生命意义感具有正向预测作用；学习倦怠对生命意义感具有负向预测作用；学习倦怠中介自我同一性对生命意义的影响；在控制学习倦怠对生命意义感影响的基础上，自我同一性正向预测生命意义感，(β值从0.615下降到0.479)。结论：学习倦怠在自我同一性和生命意义感之间发挥着部分中介作用。 关键词 :生命意义感，自我同一性，学习倦怠 Copyright © 2017 by authors and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 随着积极心理学的蓬勃兴起，越来越多的研究关注积极力量等相关变量。生命意义感在这股浪潮中作为一个非常重要的概念得到了广泛关注。Fankl (1962)在心理学领域最早提出生命意义感。Steger等人认为生命意义感可分为两个维度，即寻求和存在，两者侧重点不同。“存在”反映的是结果，“寻求”反映的是过程，体现了生命意义感的多维研究取向。目前国内外文献对于生命意义感这一概念有不同的界定，但一般赞同三个核心词，即一致性、重要性和价值感。不同人生阶段都有独特的生命意义，而近年来大学生自杀事件的时有发生以及“空心病”等现状，使得大学生的意义感水平越发受到关注。 Fankl认为在界定人的自我感知和同一性时，意义和价值起重要作用。自我同一性是Erikson同一性渐成理论中的核心概念，青少年期的发展任务是形成自我同一性。而Waterman和kroger等人发现，直到青少年晚期的大学阶段，许多个体才能从扩散和早闭状态发展到延缓状态，从而获得同一性。因此，发展同一性是大学生心理发展的核心任务。如果不能获得良好自我同一性，个体将无法整合自己的过去、现在以及未来，这不可避免的使个体失去意义感，现在投入或将来投入愿望会变低。国内外研究均发现，同一性完成的情况会影响个体心理健康水平。综上所述，假设自我同一性与生命意义感二者显著正相关。 学习倦怠是一种消极的学习心理，指由于学习压力或缺乏学习兴趣而对学习感到厌倦的消极态度和行为(连榕等，2005)，是大学生在学习生活中的重大挑战。高丙成(2013)研究发现学习倦怠和学习幸福感二者显著负相关。大学生的学习倦怠水平越低，说明其越愿意学习，更愿意投入到学习中，越容易获得理想的学习成绩，在学习中也更容易体验学习的愉快和成就感，从而体验更多的学习流畅感和幸福感。许多研究表明，倦怠会带给个体心理健康一些负面的影响(单超，2010)。缓解大学生的学习倦怠，有利于提高其心理健康水平，两个变量成负相关。 许多研究者对自我与倦怠的关系进行了探讨，主要从自我实现、自我效能感和自我概念等角度出发。但很少有对自我同一性和学习倦怠的直接研究，大多从学习适应性、学习投入等着手。杨艳玲在研究自我同一性与学习适应性的关系中认为，大学新生处在高考目标实现但缺乏新目标阶段，新的自我统合还没有建立起来，因此缺乏主动性。吴应荣的研究认为，自我同一性混乱和学习动力不足会影响大学生的学习适应性。王翠荣在研究中发现，高职学生自我同一性的发展水平对学习投入有着重要影响。由此，可以发现大学生自我同一性与学习倦怠之间是有关系的，并且是负相关的。 查阅已有国内外文献，没有发现关于自我同一性、学习倦怠以及生命意义感三者关系的相关研究，因此本研究试图探明三者的关系，以便更好地提高大学生生命意义感水平。
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user: 2. 方法 2.1. 对象 选取河南省某高校大学生发放问卷，获得有效问卷453份，其中，男生197名，女生256名。被试年龄在16到29岁之间，均值20.81，标准差2.29。 2.2. 研究工具 2.2.1. 自我同一性问卷(The Self-Identity Questionnaire)中文版 该问卷由加藤厚于1983年编制，张日昻在1989年修订。量表共12个项目，包括“现在的自我投入”，“过去的危机”，“将来自我投入的愿望”三个维度(徐锋，2005)，总量表的内部一致性信度为0.713。量表采用7级评分，数字越大即对该项目的描述越符合。 2.2.2. 青少年学习倦怠量表(The Adolescent Student Burnout Inventory， ASBI) 选用由吴艳等(2010)编制的量表，包括身心耗竭、学业疏离和低成就感3个维度，共16个条目。采用7点评分方法，总量表内部一致性信度系数在0.689~0.858。 2.2.3. 生命意义感量表( The Meaning in Life Questionnaire， MLQ)中文版 选用Steger等人编制刘思斯，甘怡群(2010)修订的生命意义量表(the Meaning in Life Questionnaire， MLQ)中文版中的生命意义存现分量表，共包含5个条目，如：“我明白自己生活的意义”。每个条目采用7级评分。总量表的Cronbach α系数为0.82。 2.3. 施测与数据处理 在课间对大学生进行班级团体施测。测试前，主试通过指导语告知测试目的及注意事项，强调测验不涉及个人隐私，鼓励如实作答。测验完毕，主试回收问卷，录入数据。所有数据用SPSS22.0处理和分析。
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user: 3. 结果 3.1. 独立样本t检验 为探讨其性别差异，对自我同一性、学习倦怠和生命意义感总分分别进行独立样本t检验，结果显示 p > 0.05，这表明大学生的自我同一性、学习倦怠与生命意义感在性别上无显著差异(表1)。 3.2. 学习倦怠与自我同一性和生命意义感的相关分析 对学习倦怠、自我同一性与生命意义感进行相关分析，结果表明：自我同一性总分以及现在的自我投入、过去的危机、将来自我投入得分与生命意义感得分呈显著正相关；学习倦怠总分以及身心耗竭、学习疏离、低成就感得分与生命意义感得分呈显著负相关；自我同一性得分与学习倦怠得分呈显著负相关(表2)。 3.3. 自我同一性在学习倦怠和生命意义感间的中介作用分析 3.3.1. 自我同一性和学习倦怠对生命意义感的回归分析 以生命意义感总分为结果变量，自我同一性总分和学习倦怠总分为预测变量，采用逐步进入法进行 线性回归分析。结果表明，自我同一性和学习倦怠依次进入回归方程，两个回归模型均显著[F(1， 450) = 274.09， p = 0.000; F(2， 449) = 166.96， p = 0.000]，自我同一性可解释生命意义感37.9%的方差，而增加学习倦怠后，可解释方差的比例增加到41.1%。进一步对各回归系数检验，两者的回归系数均达到显著水平((β = −0.106，t = 10.593，p = 0.000；β = −0.312，t = −5.013，p = 0.000) (表3)。 3.3.2. 学习倦怠在自我同一性和生命意义感间的中介效应分析 以生命意义感总分为因变量，以学习倦怠总分为中介变量，以自我同一性总分为自变量，用逐步回归分析的方法研究学习倦怠、自我同一性以及生命意义感三者之间的关系。首先作自我同一性对生命意义感的回归分析，得到路径系数c；然后作自我同一性对学习倦怠的回归分析，得到路径系数a；之后加入学习倦怠，作学习倦怠和自我同一性对生命意义感的回归分析，分别得到路径系数b和c’。结果表明(表4)，在第一步的回归分析中，自我同一性对生命意义感有正向预测作用；在第二步的回归分析中，自我同一性对学习倦怠有着负向预测作用；第三步将学习倦怠这一中介变量纳入回归方程中，在控制学习倦怠对生命意义感影响的基础上，自我同一性仍对生命意义感有正向预测作用。回归系数的减少(从0.615下降到0.479)，表明学习倦怠在自我同一性和生命意义感之间发挥着部分中介作用。 运用SPSS插件process procedure对构建的中介效应模型进行显著性检验(陈瑞，2013)。先采用重复随机抽样的方法在原始数据(n = 453)中抽取5000个Bootstrap样本，然后根据这些样本拟合自我同一性 Table 1 Independent-samples T tes 学习倦怠 自我同一性 生命意义感 性别 0.713 0.879 0.071 表1. 独立样本t检验 Table 2 Correlation with learning burnout， self-identity and meaning in lif 变量 x ± s 1 2 3 4 5 6 7 8 1.身心耗竭 4.62 ± 1.27 2.学习疏离 5.89 ± 1.00 0.40** 3.低成就感 4.71 ± 1.05 0.21** 0.35** 4.现在的自我投入 5.22 ± 1.13 −0.34** −0.50** −0.42** 5.过去的危机 4.90 ± 0.98 −0.33** −0.40** −0.22** 0.48** 6.将来自我投入 5.19 ± 0.78 −0.20** −0.42** −0.38** 0.49** 0.44** 7.自我同一性总分 5.10 ± 0.78 −0.37** −0.55** −0.42** 0.85** 0.80** 0.76** 8.学习倦怠总分 5.06 ± 0.81 0.67** 0.75** 0.79** −0.57** −0.41** −0.46** −0.60** 9.生命意义感 5.25 ± 1.21 −0.25** −0.38** −0.48** 0.69** 0.31** 0.45** 0.62** −0.51** 表2. 学习倦怠与自我同一性和生命意义感的相关分析(r值) 注：**p < 0.01。 Table 3 Multiple regression analysis of self-identity， learning burnout and meaning in lif 自变量 偏回归系数 标准化偏回归系数 系数(β) 标准误(SE) t 值 P 值 自我同一性 −0.106 0.029 10.593 0. 000 0.479 学习倦怠 0.312 0.021 −5.013 0.000 −0.227 表3. 以生命意义感为因变量(自我同一性，学习倦怠为自变量)的多元回归分析(n = 453) Table 4 The mediation analysis of learning burnout on the relation between self-identity and meaning in lif 步骤 因变量 自变量 标准化偏回归系数(β) R 2 t值 1(路径c) 生命意义感 自我同一性 0.615 0.379 16.556** 2(路径a) 学习倦怠 自我同一性 −0.600 0.360 −15.933** 3(路径b) 生命意义感 学习倦怠 −0.227 0.411 −5.013** (路径c’) 自我同一性 0.479 10.593** 表4. 学习倦怠在自我同一性和生命意义感之间的中介效应 注：**p < 0.01。 经学习倦怠至生命意义感的中介效应模型，生成并保存5000个中介效应的估计值，形成一个近似抽样分布，将这些效应值按数值大小排序，用第2.5百分位数(LLCI)和第97.5百分位数(ULCI)来估计中介效应95%的置信区间。如果中介效应95%的置信区间不包括0，则说明该中介效应具有统计学意义。结果显示：自我同一性到生命意义感的直接效应的95%置信区间为[0.2538， 0.3694]，间接效应的95%置信区间为[0.0492， 0.1337]，不包含0，说明该中介效应统计显著。并且自我同一性对生命意义感的直接效应为0.479，间接效应为0.136，中介效应占总效应的22.15%，这说明学习倦怠部分中介自我同一性与生命意义的关系。
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user: 4. 讨论 4.1. 自我同一性、学习倦怠与生命意义的关系 本研究结果与理论假设一致：大学生学习依然是主旋律，自我同一性越高，越愿意投入时间积极探索，找到自己的人生目标并为之努力，因此学习倦怠水平越低；学习倦怠水平越低，学习质量越高，自我成就感越强，对自己存在的价值体验越强，生命意义感可能就越高；而高自我同一性水平也会增强个体的生命意义感。 本研究对中介效应的显著性进行检验发现：学习倦怠在自我同一性和生命意义感之间的中介效应显著，且学习倦怠起部分中介作用。这可能是因为自我同一性水平较低的个体由于对自我认识不清，缺乏统合感，迷茫而不知未来的方向，所以命运的不确定感和生命的无意义感有可能增强，相应的存在焦虑水平也可能会上升(陈坚，2010)，因此无法安心投入学习进而产生学习倦怠。所以，自我同一性较低的个体会感受到更多的学习倦怠，包括身心耗竭，学习疏离，低成就感。由于较高水平的学习倦怠，易导致情绪不稳，心理承受力低，对什么都没有兴趣，害怕自尊心、自信心受挫(李仲平等，2013)，导致价值感体验少并且缺少人生目标，因此他们体验到的生命意义感水平会更低。但是，对于高自我同一性水平的个体而言，现在投入或将来投入愿望高，拥有了奋斗目标，并有较稳定的价值观，同时他们投入到生活或学习的实践之中会降低空虚感和孤独感，越可能找到生命的意义感，体验到更少的学习倦怠而有更高的满意度和幸福感，所以他们更不易有强烈的消极状态，而是能统合自我，感受到自己生命的有目标、有价值并且充满意义。 本研究的结果，即自我同一性能够通过学习倦怠来影响生命意义感，可以为提高大学生生命意义感水平、开展生命意义教育提供依据。促进大学生自我同一性的形成和缓解其学习倦怠感不仅直接关系到大学生的学业发展，而且关系到大学生的心理的健康成长，具有重要的社会意义。 4.2. 未来研究方向 1) 本研究为横断研究，并且样本数量较少，有待于更大样本的纵向研究证实结果； 2) 研究样本仅为一所高校的大学生，样本缺乏多样性和代表性，未来研究可以选择更多样的样本进行探索并推广结论。 3) 问卷调查过程中一些无关变量无法控制，有待于进行进一步的访谈和实验研究等，对研究结果的解释进行更深层的探讨。
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user: 5. 结论 1) 大学生的自我同一性与生命意义显著正相关，学习倦怠与生命意义显著负相关； 2) 大学生的自我同一性、学习倦怠对生命意义感有一定的预测作用； 3) 学习倦怠在自我同一性和生命意义感之间起部分中介作用。
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user: 摘 要 目的：研究大学生社会支持在自我同一性和心理资本之间的中介作用。方法：随机选取453名大学生，分别使用自我同一性问卷(The Self-Identity Questionnaire)中文版、领悟社会支持量表(The Perceived Social Support Questionnaire)、大学生心理资本量表(Positive Capital Questionnaire， PCQ-16)对其自我同一性、社会支持及心理资本水平进行测量。结果：自我同一性和社会支持对心理资本均具有正向预测作用；社会支持中介自我同一性对心理资本的影响；在控制自我同一性对心理资本影响的基础上，社会支持仍能正向预测心理资本，且正向预测作用具有统计学意义(β值从0.615下降到0.451，p < 0.01)。结论：社会支持可能在自我同一性和心理资本之间起部分中介作用。 关键词 :自我同一性，社会支持，心理资本 Copyright © 2017 by author and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 心理资本最早出现在社会学、经济学等相关文献里，在财力、人力、社会三大资本出现之后，提出了以强调人的积极心理力量为核心的“积极心理资本(positive psychological capital)”概念。Luthans等人(2005)将心理资本定义为：“个体一般积极性的核心心理要素，具体表现为符合积极组织行为标准的心理状态，它超出了人力资本和社会资本，能够通过有针对性的投入和开发使个体获得竞争上的优势”。2007年，Luthans，Youssef和Avolio又对心理资本的概念进行了修订，认为心理资本是指“个体的积极心理发展状态”，其特点是：(1) 拥有表现和付出必要努力、成功完成具有挑战性的任务的自信(自我效能感)；(2) 对当前和将来的成功做积极归因(乐观)；(3) 坚持目标，为了取得成功，在必要时能够重新选择实现目标的路线(希望)；(4) 当遇到问题和困境时，能够坚持、很快恢复和采取迂回途径来取得成功”。近年来，学者们开始关注大学生的心理资本现状，研究发现大学生心理资本与学业成就呈显著正相关，并能显著预测大学生学业成就水平(吴双双，2013)。何昭红(2011)发现大学生心理资本与总体心理健康呈极显著相关，心理资本水平越高，心理健康状况越好。大学生心理资本对心理健康具有一定的预测作用。因此，研究心理资本的影响因素有一定的现实意义。 自我同一性(identity)最早由Erikson (1968)提出来。Erikson从多个方面来解释同一性概念，赋予其丰富的内涵。总之，自我同一性是个体在过去、现在和未来对自己内在的一致性和连续性的主观感觉和体验，以及他人所知觉到的一致性和连续性。个体将自我整合成有机整体，是青少年时期的核心问题，探索“我是谁”，确立自己的理想和信念，并对未来的发展做出思考。在以往的研究中没有发现对自我同一性和心理资本的直接研究，但发现自我同一性高的个体，更加自信和乐观，相信自己能完成好任务，有较高的自我效能感(吴静，2012)，而乐观、希望、自我效能感是心理资本的重要因素，因此需要更深入的探索。并根据以往研究做出假设自我同一性能正向预测心理资本。 领悟社会支持(perceived social support)是指个体对家人、朋友、同事或者其它集体、团体所提供的物质或精神方面的帮助的直接感受。研究发现领悟社会支持与自我效能感关系密切(王可，2015)。邓伟，向纯，李得春(2013)发现自我同一性的发展受到社会支持的影响。而目前还没有文献对三者之间的关系做进一步的探索。因此基于已有文献本研究作出如下假设。假设一，自我同一性与心理资本显著正相关；假设二，自我同一性和社会支持对心理资本有一定的预测作用；假设三，社会支持中介自我同一性对心理资本的影响。
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user: 2. 方法 2.1. 被试及施测程序 选取河南省郑州市某高校大学生发放施测问卷，在课堂上集体施测。测试前，告知被试指导语及注意事项、隐私保护，当场收回，最后收回有效问卷453份，男生197名，女生256名。被试年龄在16到29岁之间，均值20.81，标准差2.29。 2.2. 研究工具 2.2.1. 自我同一性问卷(The Self-Identity Questionnaire)中文版 问卷由加藤厚(1983)编制，张日异(1989)修订。量表包括三个维度，分别是过去的危机、现在的自我投入、将来的自我投入，共12个项目，使用李克特7级评分，从−3到3，数字越大表示对该项目的描述越符合。总量表的内部一致性信度为0.713。 2.2.2. 领悟社会支持量表(The Perceived Social Support Questionnaire) 选用Zimet (1987)年编制，姜乾金(2001)修订的中文版领悟社会支持量表。量表包括三个维度，分别为家庭支持、朋友支持、其他支持，共12个项目。使用李克特7级评分，从−3到3，数字越大表示对该项目的描述越符合。本研究中总量表的内部一致性系数为0.887。 2.2.3. 大学生心理资本量表(Positive Capital Questionnaire， PCQ-16) 该量表选取宋洪峰修订的心理资本量表(PCQ-16)——大学生心理资本量表(宋洪峰，茅天玮，2012)。量表包括四个维度，分别是希望，乐观，自我效能感和韧性。共16个项目，使用李克特7级评分，从−3到3，数字越大表示被试对该项目的描述越符合。在本研究中的量表的内部一致性系数为0.90。 2.3. 数据处理 使用SPSS22.0对数据进行处理分析。
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user: 3. 结果 3.1. 大学生自我同一性、社会支持与心理资本的描述性统计 表1呈现了大学生自我同一性、社会支持和心理资本和的描述统计结果。结果显示，大学生的自我同一性总分的平均值为1.10、社会支持的平均水平为1.42，心理资本的总分平均水平为1.13，表明大学生的自我同一性、社会支持和心理资本均处于中等偏上水平。 3.2. 自我同一性、社会支持和心理资本的相关分析 对自我同一性、社会支持和心理资本进行相关分析，结果表明：自我同一性及过去的危机、现在自我投入、将来自我投入等维度与社会支持显著正相关，自我同一性及过去的危机、现在自我投入、将来自我投入等维度与心理资本及心理资本的四个维度希望、坚韧、乐观、自我效能感显著正相关，社会支持与心理资本及心理资本的四个维度希望、坚韧、乐观、自我效能感显著正相关(见表2)。 3.3. 自我同一性和领悟到的社会支持在心理资本中的中介作用分析 3.3.1. 自我同一性和领悟到的社会支持对心理资本的回归分析 以心理资本总分标准分为结果变量，自我同一性标准分和社会支持标准分为预测变量，采用逐步进入法进行线性回归分析。结果表明，自我同一性和社会支持依次进入回归方程，两个回归模型均显 Table 1 Descriptive statistics of self-identity， perceived social support and psychological capita N Min Max M SD 自我同一性 453 −0.75 2.75 1.10 9.33 过去的危机 453 −1.5 3 0.90 3.92 现在自我投入 453 −3 3 1.22 4.53 将来自我投入 453 −1.75 3 1.19 3.13 社会支持 453 −3 5.4 1.42 12.54 心理资本 453 −1.94 4.88 1.13 15.17 希望 453 −3 3 0.93 4.69 韧性 453 −3 3 1.18 4.33 乐观 453 −3 3 1.25 4.83 自我效能感 453 −3 3 1.16 4.87 表1. 大学生自我同一性、社会支持与心理资本的描述性统计 Table 2 Correlation with self-identity， perceived social support and psychological capita 变量 1 2 3 4 5 6 7 8 9 1.自我同一性总分 2.过去的危机 0.80** 3.现在自我投入 0.85** 0.48** 4.将来自我投入 0.76** 0.44** 0.49** 5.社会支持 0.39** 0.26** 0.37** 0.31** 6.心理资本 0.58** 0.31** 0.58** 0.50** 0.51** 7.希望 0.49** 0.22** 0.54** 0.42** 0.40** 0.85** 8.韧性 0.52** 0.34** 0.47** 0.45** 0.44** 0.84** 0.65** 9.乐观 0.42** 0.22** 0.46** 0.31** 0.41** 0.80** 0.55** 0.58** 10.自我效能感 0.45** 0.25** 0.41** 0.43** 0.40** 0.77** 0.54** 0.51** 0.43** 表2. 自我同一性与社会支持和心理资本的相关分析(r值) 注：**p < 0.01。 著[F(1， 451) = 228.403， p = 0.000; F(2， 450) = 168.755， p = 0.000]，自我同一性可解释心理资本33.5%的方差，而增加社会支持后，可解释方差的比例增加到43.6%。进一步对各回归系数检验，两者的回归系数均达到显著水平(β = 0.451， t = 11.636， p = 0.000; β = 0.330， t = 8.530， p = 0.000)。 3.3.2. 社会支持在自我同一性和心理资本间的中介效应分析 以心理资本标准分为因变量，以社会支持标准分为中介变量，以自我同一性标准分为自变量，用逐步回归分析的方法研究自我同一性、社会支持和心理资本三者之间的关系。第一步：作自我同一性对生命意义感的回归分析，得到路径系数c；第二步：作自我同一性对社会支持的回归分析，得到路径系数a；第三步：加入社会支持，作社会支持和自我同一性对心理资本的回归分析，分别得到路径系数b和c’。结果表明(表3)，在第一步的回归分析中，自我同一性对心理资本有着正向预测作用；在第二步的回归分析中，自我同一性对社会支持有着正向预测作用；第三步将社会支持这一中介变量纳入回归方程中，在 控制社会支持对心理资本影响的基础上，自我同一性仍能正向预测心理资本。回归系数的减少(从0.615下降到0.451)，表明疏离感在羞怯和生命意义感之间发挥着部分中介作用。 使用Bias-Corrected Bootstrap程序对构建的中介效应模型进行显著性检验(陈瑞，2013)。首先采用重复随机抽样的方法在原始数据(n = 453)中抽取5000个Bootstrap的样本，然后根据这些样本拟合自我同一性经心理资本到生命意义感的中介效应模型，生成并保存5000个相应的中介效应的估计值，形成抽样分布，选取其中第2.5% (LLCI)和第97.5% (ULCI)作为其中介效应95%的置信区间，见表4，如果此置信区间内不包括，则表明该中介效应统计显著。使用Bias-Corrected Bootstrap程序进行中介效应检验，结果显示：自我同一性到生命意义感的直接效应的95%置信区间为[0.4114， 0.6402]，而自我同一性到生命意义感的间接效应的95%置信区间为[0.6085， 0.8559]，说明该中介效应统计显著。自我同一性对生命意义感的直接效应为0.7322，间接效应为0.2101，中介效应占总效应的20.98%，这说明心理资本部分中介自我同一性和生命意义的关系。