DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 问题提出 虽然独生子女政策实质上已经取消，但独生子女政策已经实施了30年，大量独生子女家庭已没有机会改变既成事实。而且今后很多家庭出于经济、个人负担、子女教育等多种原因会选择只生一个孩子。在国外，独生子女的性格、人际关系等问题也一直是学者们关心的问题。国外学者研究的角度是：同胞数量对儿童心理发展所起的作用是积极还是消极？如果不考虑我国限制生育数量的基本国策，单从心理发展的角度看，独生与非独生哪一类更有优势？很多人认为，祖父母、父母把所有的爱都给了这些“小皇帝”、“小公主”，对他们有求必应，养成了他们唯我独尊、自我中心、难以合作等特点。那么事实是否如此？2013年一项发表在《科学》杂志上的研究以1979年前(1975、1978年)和后(1980、1983年)出生的421名北京人为被试，采用实验经济学的研究范式探讨了独生政策对个体的行为影响。结果发现独生子女表现出对他人信任程度低且更不可信，更悲观，更没有责任心，分享行为更少，更倾向于规避风险和逃避竞争等特点  (Cameron et al.， 2013) 。基于这些结果作者对我国的独生子女政策提出了严重质疑。 其实早在1898年Bohannon就发表了类似观点  (Bohannon， 2012) 。作者认为父母对独生子女的过度关心和溺爱导致他们行为自私，不愿意参与人际互动且易与同伴产生摩擦。与此呼应，Downey等人对美国11，820名儿童的追踪研究发现，独生儿童人际交往能力和自我控制能力都比非独生儿童差，且有更多的外化行为问题，这一劣势至少能持续到小学五年级(  Downey & Condron， 2004 ;  Downey， Condron， & Yucel， 2013 )。以中国儿童为被试的研究也发现独生子女更加自私  (Stamatov & Jacek， 1986) ，非独生子女则更加独立  (张晓文，2001) ，更加执着，更加注重合作，同伴声望也更高  (Wang et al.， 2000) 。Wang等人发现独生比非独生儿童更抑郁、更易激惹，有更多的情绪表达、控制问题  (Wang et al.， 2007) 。独生子女的心理劣势在中、美以外的国家也同样存在。如Doh等人以韩国6年级儿童为被试进行的研究发现独生儿童比非独生儿童更不受同伴欢迎  (Doh， 1999) 。 但也有很多研究得出了不同的结论。有研究发现独生儿童和非独生儿童在心理健康状况、社会性和受欢迎程度、个性、创造力等方面并不存在显著差异(  方拴锋，经承学，王琳琳，2010 ；  Bobbitt & Downey， 2013 ；  Falbo & Polit， 1986 ；  郑日昌，肖蓓苓，1983 )，甚至在某些方面独生儿童要优于非独生儿童(  刘苓，陈蕴，2011 ；  Yucel， 2014 )。即使有的研究发现独生与非独生儿童存在差异，随着年龄的增长和心理功能的自然成熟这些差异也会逐渐缩小。到了青少年或成年早期，独生儿童在早年表现出的社交能力缺陷会逐渐得到弥补(  Wang et al.， 2007 ;  Bobbitt & Downey， 2013 )。 独生儿童和非独生儿童为什么会存在差异？有两个理论可以对此进行解释。同胞资源假设(siblings- as-resources perceptive)认为同胞兄弟姐妹的存在更有利于人际交往能力的形成。与同胞反复的人际互动使儿童很早就获得了人际交往技巧，这种技巧又在与同龄人的互动中得到了进一步的应用和发展(  Mackinnon， 1997 ;  Mccoy & Stoneman， 1994 )。Piaget指出儿童亲社会行为的发展是通过与父母、同龄人(包括同胞)之间的人际互动来实现的，缺少与同胞的互动是独生儿童心理发展滞后的主要原因  (Piaget， 1997) 。 资源稀释假设(resource dilution hypothesis)则做出了相反的解释(  Yucel， 2014 ;  Blake， 1981 )。父母的资源(时间、精力、金钱)是有限的，每个儿童得到资源的份额会随同胞数量的增加而减小。同胞数量多时儿童得到父母关爱的机率就降低，妨碍了依恋关系的建立、维持和发展。与父母间的依恋关系有助于儿童获得安全感，产生一种环境安全、有人关爱、自身有价值的基本感觉。这种感觉会融入性格中，形成一种指导未来人际关系的原型  (Bowlby， 2008) 。但与同胞间的竞争却很容易使这种依恋关系受到威胁(同胞越多依恋就越不稳定或容易破坏)。资源稀释假设也得到了很多研究的支持。如有研究发现同胞数量多的儿童在学校表现和认知能力方面都差于同胞数量少的儿童(  Blake， 1981 ;  Downey， 1995 )。对美国9150名8年级儿童的调查发现同胞数量较少时资源稀释的问题还不突出，但同胞数量超过4个时，父母在教育上已经力不从心，导致子女出现更多的内化行为问题(更低的自尊和心理控制感)  (Yucel， 2014) 。这说明同胞是竞争对手而不是资源。 涉他偏好(other-regarding preferences)是儿童心理学的一个重要研究领域  (Fehr， Glätzle-Rützler， & Sutter， 2013) 。有涉他偏好的人在人际情境中更愿意遵守合作规范且对违反合作规范的人进行利他惩罚，他们不愿意搭便车也不愿意容忍他人搭便车。因此涉他偏好对合作关系的建立和发展具有决定作用。这种影响甚至会通过作用于社会福利和税收政策而改变整个社会(  Fehr， Glätzle-Rützler， & Sutter， 2013 ;  Ernst， Helen， & Bettina， 2008 )。已有关于儿童涉他偏好的研究发现独生子女较非独生子女表现出更多的分享行为。但随着年龄增长，独生和非独生儿童之间的差异会逐渐缩小  (Ernst， Helen， & Bettina， 2008) 。 小学阶段是儿童涉他偏好发展的关键时期  (Fehr， Glätzle-Rützler， & Sutter， 2013) ，也是儿童同伴交往最为频繁的时期，那么在这个阶段独生和非独生儿童的涉他偏好是否存在差异？借鉴Cameron等人的实验经济学研究范式，我们也采用了类似的博弈实验手段以期解决这一问题。博弈实验以实验情境下的真实行为为研究对象，能有效地排除社会赞许性的影响，具有更高的生态效度。我们假设非独生儿童比独生儿童更加利他，更加注重公平，更加懂得分享，同时嫉妒行为更少。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 从某东部省份2所城市小学和2所乡村小学中选取701名学生为被试，剔除作答不完整的数据后得有效被试648名。男325人，女343人，平均年龄9.06岁。被试的年级和城乡分布见表1。 2.2. 研究工具 本研究采用Fehr等人研究中设计的亲社会博弈、嫉妒博弈和分享博弈作为涉他偏好的研究工具  (Ernst， Helen， & Bettina， 2008) ，并增加了恶意博弈，也称作有代价的嫉妒博弈  (Bauer et al.， 2014) 。每种博弈中被试都要在两个选项中选择其一，实验后根据其选择记录得分，每得1分发放1个奖品(奖品为多数儿童喜欢的橡皮或铅笔)。 Table 1 Rural-urban distribution of only-child and non-only -child in every grad 城市 农村 独生 非独生 独生 非独生 一年级 36 21 39 39 二年级 49 7 42 23 三年级 53 8 32 29 四年级 48 13 34 42 五年级 45 10 37 41 表1. 独生和非独生儿童的城乡及年级分布 亲社会博弈：要求被试在(1，1) (如果选择这个选项则决策者得1分，同时接收者1分)和(1，0) (如果选择这个选项则决策者得1分，同时接收者0分)两种分配方案中进行决策并做出选择。这一博弈是对最简单的亲社会行为的测量，即避免对自己有利的不公平。由于博弈中决策者的利他行为没有代价，使得选择(1，1)背后隐藏着几种不同的动机：避免不公平、追求效率、使收益最大化，或仅仅是一种自私的行为(因为一个纯粹自私者在两种选择中随机选择一种，不管如何选择都能得1分)。 嫉妒博弈：要求被试在(1，1)和(1，2)两种分配方案中进行选择。选择(1.2)代表决策者愿意损失自己的利益以增加对手的收益，并忍受不利己的不公平，因此选择(1，1)代表嫉妒决策而选择(1，2)则代表利他决策。 综合分析以上两种博弈，可区分出不公厌恶、利他(增加对手的收益)以及嫉妒(不让对方的收益比自己的收益大) 3种选择模式。避免不公平的人会在两种博弈中都选择(1，1)。利他的人会在亲社会博弈中选择(1，1)，而在嫉妒博弈中选择(1，2)。嫉妒的人会在亲社会博弈中选择(1，0)，而在嫉妒博弈中选择(1，1)。 分享博弈：要求被试在(1，1)和(2，0)两种分配方案中进行选择。与前两个博弈不同的是，被试选择(1，1)这一公平选择是需要付出成本的，代表了一种更强的不公平厌恶。在该博弈中，自私的决策者会选择(2，0)。 恶意博弈：要求被试在(1，1)和(2，3)两种分配方案中进行选择。在该博弈中，不平等的选择(2，3)使双方收益都更大，但是对决策者来说却会导致不利己的不公平，此时平等的选择需要决策者付出代价。因此(1，1)选择代表更强烈的公平倾向，也可能意味着更强烈的嫉妒或恶意(宁愿自己的收益受损也不让对方的收益高于自己)。 亲社会博弈中儿童选择(1，2)这种利他选择时自己无需付出代价，但在分享博弈中儿童选择(1，1)则需要付出代价，所以有研究者将这两种博弈分别叫做无代价的亲社会博弈和有代价的亲社会博弈  (Bauer et al.， 2014) 。同样在嫉妒博弈中，决策者无论选择哪个选项自己的收益都不受损，而在恶意博弈中，决策者选择(1，1)这种公平(也是嫉妒)选择时，自己就要遭受损失。 根据被试在四个博弈中的选择可以将被试划分为利他、公平、嫉妒三种类型，每一种类型又可以划分为强弱两个亚型(见表2)。需要指出的是，我们对弱公平的划分标准作了调整。Bauer等人把四个博弈中分别选择(1，1)、(1，1)、(2，0)、(2，3)的被试划分为弱公平类型，而我们则认为在分享博弈和恶意博弈中有一个选择(1，1)，就应该属于弱公平类型。同时根据被试在四个博弈中的选择是基于自身收益最大还是总体收益最大，将被试可以划分为经济人型和关注效率型：经济人型在分享博弈中选择(2，0)，且在恶意博弈中选择(2，3)，因为如此选择自己的收益最大；关注效率型在亲社会博弈中选择(1，1)，在嫉妒博弈中选择(1，2)且在恶意博弈中选择(2，3)，这样总体收益最大，同时关注效率型也是利他型的个体。此外我们还根据被试在每一个博弈中的选择计算利他总分。标准是在亲社会博弈中选择(1，1)得1分，选择(1，0)则得0分，在分享博弈中选择(1，1)得1分，选择(2，0)得0分，在嫉妒博弈中选择(1，1)得0分，选择(1，2)得1分， Table 2 Definition of other-regarding preference type 行为类型 亲社会博弈 (1，1) vs (1，0) 嫉妒博弈 (1，1) vs (1，2) 分享博弈 (1，1) vs (2，0) 恶意博弈 (1，1) vs (2，3) 强利他 (1，1) (1，2) (1，1) (2，3) 弱利他 (1，1) (1，2) (2，0) (2，3) 强公平 (1，1) (1，1) (1，1) (1，1) 弱公平 (1，1) (1，1) / / 强嫉妒 (1，0) (1，1) (2，0) (1，1) 弱嫉妒 (1，0) (1，1) (2，0) (2，3) 表2. 涉他偏好类型的划分标准 在恶意博弈中选择(1，1)得0分，选择(2，3)得1分。被试在每个博弈中的得分相加，即为每名被试的利他总分。 2.3. 研究程序 主试将每名被试引导进实验室后进行个别施测。先讲解博弈规则并询问被试是否理解，如果有问题则再次讲解，确认儿童完全理解后再开始实验。每次给被试发放一张选择卡片，上面呈现一个博弈中的两个选项，让被试选择其中之一。在四个博弈中都是随机分配一名儿童和一个匿名搭档(只告诉被试他的搭档是来自其他班的某个同学，并不具体确定是哪位同学，事实上搭档只是一个假想的对象，本身并不存在)搭配进行博弈，每次都是被试有选择权，匿名搭档则只能接受。主试记录被试做出的选择后再进行下一个博弈。不同被试参加四个博弈的顺序是随机的。实验过程是匿名进行的，而且只有一轮，因此能区分出纯自私行为和出于其他动机(如互惠等)的亲社会行为。实验数据采用SPSS17.0软件进行分析。
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user: 4. 讨论 本研究发现小学1~5年级的独生和非独生儿童在嫉妒博弈、分享博弈、恶意博弈中的分配行为，及利他总分上的差异都不显著，且属于利他型和经济人型的比例差异也不显著。在亲社会博弈中独生儿童比非独生儿童更多地做出亲社会分配，且比非独生儿童更可能属于公平型，这一优势在一年级和五年级表现得更加明显，而非独生儿童属于嫉妒型的比率却高于独生儿童。这表明独生儿童的涉他偏好行为并不比非独生儿童差，甚至在有些方面优于非独生儿童。这与Cameron等人的研究结果几乎相反  (Cameron et al.， 2013) 。 图4. 独生和非独生儿童经济人型和关注效率型所占百分比 Table 5 Linear regression of altruistic total score 变量 R 2 ΔR 2 F B β t 第一层 年级 0.06 0.05 9.84 ** 0.03 0.01 0.21 ** 性别 0.20 0.24 6.21 城乡 −0.04 −0.02 −0.40 SES 0.01 0.02 0.33 第二层 是否独生 0.06 0.05 7.94 ** −0.07 −0.03 −0.64 表5. 利他总分的线性回归分析 注： ** 代表0.01水平显著， * 代表0.05水平显著， + 代表在0.1水平显著。 Cameron等人的结论看来似乎是不容易反驳的  (Cameron et al.， 2013) 。这个研究发表在顶级学术期刊上，又使用了客观的实验经济学研究方法，对无关变量进行了严格控制。研究结果又与人们对独生儿童的刻板印象一致。但Lee的研究就与Cameron等人结论相左(  Cameron et al.， 2013 ;  Lee， 2011 )。Lee对16，000名1971~1995年出生的大陆居民的调查发现，家庭子女数量与子女受教育质量呈现明显负相关  (Lee， 2011) 。独生子女在身体发育、受教育年限、职业成就、收入等方面优于非独生子女。因此Cameron等人的结论很可能有地域和时代的局限性。Cameron等人的研究所用被试都是1979年前后出生，至今已是36岁左右的北京人，样本不具有代表性  (Cameron et al.， 2013) 。而且30多年来中国经历了巨大的社会、经济、文化变革。工业化使人们的价值观念、教育观念都发生了根本的改变  (张宇，王冰，2012) 。独生子女的心理问题早已被家长和社会意识到并设法加以克服。家长和教师都重视其身心健康和人际交往能力的培养。多数儿童3岁就进入幼儿园，有充分的机会参与同伴交往。这些都可以弥补独生子女“同胞缺失”带来的问题。Shao等人在一个更晚出生的被试样本中的研究就支持了上述推论  (Shao et al.， 2013) 。他们对1468名年龄为16~20岁的大一新生(1995年左右出生)的研究中发现，独生子女在生活满意度、大五人格的经验开放性维度上的得分高于非独生子女，其他大五人格维度上则没有差异。 Cameron等人将独生子女的问题归因于同胞缺失  (Cameron et al.， 2013) 。其实同胞的作用却并不总是积极的。Neil等人对4237名10~15岁英国学生的调查表明46%的被试报告了被同胞欺负(包括身体和言语攻击，被取笑或偷窥)的经历  (Neil & Dieter， 2015) 。同胞关系对同伴关系起示范的作用，差的同胞关系让儿童难以学会冷静而有效地处理同伴关系的技巧，表现得缺乏自制力和人际沟通能力。Shalash等人研究指出青少年时期建立起来的人际关系模式与成年之后的互动模式密切相关，他们发现在同胞关系中逃避或攻击的个体在以后的婚姻关系中也会采用同样的策略  (Shalash & Parker， 2013) 。Buist等人的元分析发现同胞间的攻击会导致更多的外化(社会能力低)和内化问题行为(低自尊、抑郁和孤独)，对儿童适应非常不利  (Buist， Deković， & Prinzie， 2013) 。同胞间的攻击与危险行为(吸烟等物质依赖行为和违法行为)的发生呈正相关。追踪研究发现在控制了亲子关系等变量的影响后，同胞冲突仍然可以预测外化和内化问题行为，同胞温暖则可以预测社会能力和健康情绪(  Solmeyer， Mchale， & Crouter， 2014 ;  Ji-Yeon et al.， 2007 )。有研究表明旨在改善同胞关系的干预对预防青少年的问题行为是有帮助的  (Feinberg et al.， 2013) 。Buist等人在1670名荷兰中学生中发现了3类同胞关系：和谐型(高温暖低冲突，占26.5%，且女孩居多)、冲突型(低温暖高冲突，占18.6%)、情感激烈型(高温暖高冲突，占29.1%)，其他为不易分类型。同胞关系冲突型比其他两类人在学业能力和社会能力上得分更低，同时报告了更多的抑郁、焦虑情绪。且同胞间冲突的消极后果并不容易被同胞间的情感温暖所弥补  (Buist & Vermande， 2014) 。Yucel认为同胞关系的质量比同胞数量更有意义(  Yucel & Downey， 2014 ;  Yucel， 2014 )。这也是多数学者的共识。 另外欧洲国家也存在独生子女偏见，包括不合作、自私，社交能力差等。这种偏见也得到了一些研究的支持，但总体上看证据不足  (Yucel， 2014) 。并且有很多学者认为独生子女在心理上也有优势，包括1) 更加独立，能自己解决问题，对事物有自己的判断；2) 得到父母更多的关爱，避免了很多因管教不足而出现的问题；3) 避免了为得到资源或父母关爱而出现的同胞间争斗，更有安全感，因此更懂得分享；4) 与父母有更多互动，学会了人际交往技巧，这种技巧很容易用在同伴交往中。Yucel的调查表明独生子女在内化问题、自尊、心理控制源几方面与非独生子女并没有明显的差异。而当同胞数量超过4个时，非独生儿童在以上几方面反而差于独生儿童  (Yucel， 2014) 。 综合以上理由，独生儿童的涉他偏好行为非但不比非独生儿童差，甚至在有些方面要优于非独生儿童的实验结果完全可以得到合理的解释。因此我们认为，Cameron等人的发现与其说是一种普遍性结论，倒不如说是仅仅揭示了带有时代特点的特殊现象  (Cameron et al.， 2013) 。家庭规模缩小是社会发展的一个必然结果，目前我国的生育率已与发达国家非常接近  (国家统计局，2014) 。但限制人口增长仍然是我国的一项基本国策。更多独生子女出现已经是各国共同的事实。因此消除独生子女偏见，针对其特点采取有针对性的教育措施才是更加理性的做法。
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user: 5. 结论与启示 在本研究设计的嫉妒博弈、分享博弈、恶意博弈中，独生和非独生儿童的分配行为都不存在显著差异，且属于利他型和经济人型的比例差异也不显著。在亲社会博弈中独生儿童比非独生儿童更多地做出亲社会分配，且比非独生儿童更可能属于公平型，这一优势在一、五两个年级表现得更加明显，而非独生儿童属于嫉妒型的比率却高于独生儿童。这表明独生儿童的涉他偏好总体上优于非独生儿童。涉他偏好是亲社会行为的重要形式。以往研究表明亲社会倾向强的儿童在人际关系、学业表现、心理适应等方面都存在优势。这说明独生儿童的心理品质更好，以往关于独生儿童的偏见是没有道理的。 但“同胞缺失”的问题也的确不容忽视。对独生子女而言，最重要是的要有平等交往的机会，让他们懂得尊重他人的利益，能设身处地为他人着想。从本研究的调查样本看，我们的家长和教师已经有了成功的经验。
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user: 摘 要 社区感是一种连接居民与社区、居民与居民之间的情感要素，它直接反映的是人们内心对居住地域的情感。本研究是对重庆市北碚区的天生街道、北温泉街道以及江北区的观音桥街道以方便取样的形式选取的106名社区矫正人员施测调查问卷，并得到以下结果：1) 多数社区矫正人员在社区感量表得分处于中等偏上水平。2) 社区矫正人员的社区感水平要显著低于普通城市居民。3) 社区矫正人员的社区感水平在文化程度、婚姻状况、家庭月总收入和房屋所有权等因素上呈显著差异，在性别、年龄、居住时长和子女数等因素上差异不显著。 关键词 :社区，社区感，社区矫正，社区矫正人员
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user: 1. 引言 社区心理学起源于20世纪60年代的美国和拉丁美洲，到了20世纪七八十年代，社区心理学逐渐在其它大洲发展起来，由此成长为一个国际化的研究领域  (Dalton & Elan， 2001) ，我国关于社区心理学这一领域研究开始于20世纪80年代。在社区心理学这一宏大的研究领域中，社区感作为其中一个最具特色和活力的核心概念，受到国内外众多研究者的广泛关注。 被大多数的社区心理学家认为的，那些积极而又强大的、把社区成员紧密地联系起来的社区内部力量，被Sarason定义为社区感(sense of community or psychological sense of community)。1974年，他在《社区感：社区心理学的前景》一书中，把社区感定义为：“觉察到与他人的相似性，认同与他人间相互依赖的关系。向他人提供他们需要的帮助，愿意保持相互依赖的关系。个体从属于大型的、可依靠的和稳定结构的情感”  (Duffy & Wong， 2000) 。 我国台湾学者在这一领域的研究起步也较早，不同于我们所说的“社区感”，台湾学者把这一外来词汇译成“社区意识”，并且在概念和结构的认识上也与西方学者有所不同。  徐震(1980) 认为社区感是居住于某一地区的人，在心理上存有一种对这一地区以及其它居民的认同与融合，类似于我们理解的归属感(sense of belongingness)。  侯锦雄和宋念谦(1997) 将社区感解释为居民对社区具有心理上的归属情谊，此归属情谊包括个人对社区事务及活动参与感、对社区环境的认同感和熟悉度、对社区生活的满意度及邻里之间的互动关系。本研究倾向于采用  周佳娴(2011) 提出的社区感定义：社区感是一种连接居民与社区、居民与居民之间的情感要素，它直接反映的是人们内心对居住地域的情感。 陈永胜和牟丽霞(2007) 认为影响居民社区感的因素主要有：居住时间、房屋所有权、受教育程度、宗教信仰、抚育儿女数等。每个国家、每个地区都有着各自的特殊性，所以社区居民的社区感强弱，是由多方面的原因造成的。具体的每个因素对社区感的影响如下： 1) 居民居住时间的长短。居民在社区居住的时间越长，其对社区的归属感也就越强，社区感也就越强。 2) 社区环境的优劣。社区环境的好坏与社区居民对社区的满意度有着直接的联系。只有当社区居民对社区环境感到满意的时候，他们才更容易产生对社区强烈的归属感，社区感指数才会维持在一个高的水平。 3) 居民社会经济地位的高低。社会经济地位高的人可以按照自己的喜好，选择让自己舒适的社区关系，从而有利于社区感的建立。 4) 个体社区人际关系的好坏。居民在社区内有良好的邻里关系或者亲友关系，也会使得居民对社区产生特殊的情感。 5) 居民的社区参与度。只有居民对社区事务有所参与，其才会感觉到自身在社区中的存在感，才能真正把自己当做社区的一员，建立良好的社区感。 牟丽霞(2007) 认为每个人的认知风格、个人自尊的强弱、不同的职业特征、遇事的应对方式、对社区的依恋程度等都是衡量社区感的因素，这些因素或多或少对社区感都有影响。  俞建华(2012) 在研究中发现，农村居民社区感在性别、年龄、居住空间上不存在显著差异。在受教育水平、婚姻状况、收入水平、宗教信仰上存在显著差异。 在此之前，社区感的研究对象涉及了在城市生活的城市社区居民、在乡镇和农村生活的农村居民、在学校学习的学生甚至在虚拟社区活动的网络用户等群体  (李中，2011) ，但是社区矫正人员作为在社区生活的特殊群体，却一直没有引起研究者的关注。 社区矫正是一种与监禁矫正相对的行刑方式，是指根据我国现行法律的规定，将被判处管制、宣告缓刑、裁定假释、剥夺政治权利并在社会上服刑、暂予监外执行的罪犯置于社区内，由专门的国家机关在相关社会团体和民间组织以及社会志愿者的协助下，在判决、裁定或决定确定的期限内，矫正其犯罪心理和行为恶习，并促使其顺利回归社会的非监禁刑罚执行活动。 社区矫正人员，也称社区服刑人员，是指社区矫正适用的对象，一般包括社区服刑人员和刑满释放后由社区接收的“社区矫正人员”。根据目前我国社区矫正的立法、实践和相关文件等的规定来看，社区服刑人员包括5类：被判处管制的人员，被宣告缓刑的人员，被暂予监外执行的人员，被裁定假释的人员，被剥夺政治权利并在社会上服刑的人员。 我国的社区矫正工作始于2002年，在2009年开始全面试行，据司法部统计，截止到2014年06月，社区矫正工作已在全国31个省(区、市)和新疆生产建设兵团的342个地(市)、2830个县(市、区)、4万多个乡镇(街道)开展，期间，全国累计接收社区矫正人(服刑)员199.4万人。 然而在全面迅速发展的同时，我们也应认识到我国在社区矫正领域的理论与实践研究滞后的一个事实。社区矫正制度作为一个舶来品在我国落地生根的时日尚短，因此目前我国在矫正的形式和方法上，大多是机械地照搬欧美的研究成果，缺少适合中国社会特征的矫治方法，缺少专业的矫正工作人员，矫治手段单一的问题也非常突出，从整体来看，无论是理论研究还是实践状况都与欧美等发达国家存在较大的差距。本研究正是从这一基本情况出发，从社区感的角度着手，在重庆选取几个社区的矫正人员作为研究对象，通过问卷测查的形式，探究社区矫正人员的社区感水平及其影响因素，力求丰富社区心理学在社区矫正这一领域的本土化理论研究，为我国的社区矫正工作提供一些新的思路，同时也为我国社区矫正本土化的实践提供理论参考。
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user: 2. 研究对象与方法 2.1. 研究对象 通过与重庆北碚区司法局以及江北区司法局合作，召集其中的天生街道、北温泉街道和观音桥街道的社区矫治人员于指定日期在指定地点集中，采取现场测查的方式，统一指导语和现场监督，测试时长40分钟。通过这种方式一共测查117名社区矫正人员，经筛选，有效问卷为106份。被试的详细样本分布见表1。 Table 1 The distribution of sample 变量 变量含义 被试数 百分比 所在社区 (n = 106) 天生街道 28 26.4% 观音桥街道 34 32.1% 北温泉街道 44 41.5% 性别 男 80 75.5% 女 26 24.5% 文化程度 初中及以下 37 34.9% 高中 37 34.9% 大专及以上 32 30.2% 居住时长 2年以下 15 14.2% 2~5年 27 25.5% 5~10年 24 22.7% 10~20年 26 24.5% 20年以上 14 13.2% 婚姻状况 未婚 19 17.9% 已婚 71 67.0% 其他 16 15.1% 子女数 无小孩 28 26.4% 1个小孩 61 57.5% 2个或以上 17 16.0% 家庭月总收入 1000元以下 4 3.8% 1000~3000元 14 13.2% 3000~5000元 37 34.9% 5000~10，000元 26 24.5% 10，000元以上 25 23.6% 房屋所有权 自己所有 80 75.5% 租借 26 24.5% 表1. 被试样本分布 2.2. 研究工具 本研究采用  周佳娴(2011) 编制的中国城市居民社区感测量量表。量表由15个题项组成，分归属感(9题)和满意度(6题) 2个维度。采用李克特5点计分，从“完全不同意”到“完全同意”分别计1~5分。整个量表得分越高，表明个体的社区感越强。社区感总量表的同质性信度为0.953，分量表的同质性信度介于0.885与0.930之间，量表的分半信度为0.918。 2.3. 统计处理 所有数据采用spss19.0统计处理。具体的数据处理方法有：描述性统计分析、t检验和方差分析。
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user: 3. 研究结果 3.1. 社区感整体水平分析 对全部被试的社区感总分进行统计，被试的社区感水平为55.84，处于中等偏上，这就说明大部分的社区矫正人员愿意在社区长期居住，对自己所在社区及其他居民有一定的心理上的认同与融合，对社区事务及活动有一定的参与感，对社区生活及邻里间的互动关系较为满意。 采用单样本t检验，比较社区矫正人员社区感水平与普通城市居民的差异，检验值采用  周佳娴(2011) 对460名上海普通居民社区感的研究结果——均值57.45，结果见表2，结果显示，社区矫正人员的社区感显著低于普通城市居民(p < 0.001)。 3.2. 社区感影响因素分析 采用t检验和单因素方差分析的方法，依次分别比较被试社区感量表得分在性别、文化程度、居住时长、婚姻状况、养育子女数、家庭月总收入以及房屋所有权上是否存在差异，所得结果见表3。 由表3可见，在性别上，虽然女性的平均得分要高于男性，但是t检验结果显示差异并不显著(t = 2.96， p > 0.05)，说明男女被试的社区感水平接近；在文化程度上，不同文化程度的被试呈现显著差异(F = 2.22， p < 0.05)，事后检验显示，拥有大专文化水平的被试得分要显著高于其他文化水平的被试，而初中及以下、高中、本科及以上这三种文化水平的被试均之间不呈现显著差异；在居住时长上，被试的社区感水平之间不存在显著差异(F = 0.33， p > 0.05)；在婚姻状况上，被试的社区感总分存在显著差异(F = 8.36， p < 0.001)，已婚被试的得分要显著高于未婚被试及其他婚姻状况的被试；在养育子女数量上，三组被试之间没表现出显著差异(F = 1.22， p > 0.05)；在家庭月总收入上，被试的社区感水平呈显著差异(F = 4.47， p < 0.001)，事后检验显示，家庭月总收入在1000元以下的被试在得分上要显著低于家庭月总收入在1000元~3000元、3000元~5000元以及10，000元以上的被试，家庭月总收入在10，000元以上的被试在得分上要显著高于家庭月总收入在3000~5000元和5000~10，000元的被试，而家庭月总收入在1000~3000元的被试得分要显著高于家庭月总收入5000~10，000元的被试；在房屋所有权上，被试的社区感水平呈现显著差异(t = 11.98， p < 0.001)，房屋为自己所有的被试社区感水平要显著高于没有房屋所有权的被试。
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user: 4. 讨论 4.1. 社区感的总体水平状况分析 本研究结果发现，社区矫正人员的社区感处于中等偏上水平，与以往研究  (周佳娴，2011) 的城市居民社区感水平比较发现，社区矫正人员在社区感上要显著低于普通城市居民，虽然比较采用的是以往的研究结果，但是笔者认为这个差异还是具有一定的参考性，社区矫正人员虽然也和普通居民一样在社区生活，但是他们相比而言在人身自由上受到一定的限制，同时他们的特殊身份也会让他们背负着一定的压力，因此他们在社区感方面低于普通社区居民也是可以理解的。 Table 2 T-test between community correction people and ordinary people of the sense of communit N M ± SD t p 社区矫正人员 106 55.84 ± 10.64 −8.90 0.000 普通城市居民 460 57.45 ± 12.78 表2. 社区矫正人员社区感与普通城市居民的差异比较 Table 3 Difference comparison of different community correction people in sense of communit 组别 分组 N M ± SD t/F 事后比较 性别 男 80 54.94 ± 11.14 2.96 - 女 26 58.38 ± 8.66 文化程度 初中及以下 37 54.90 ± 4.14 2.22 * 1 < 3 * ， 2 < 3 * ， 4 < 3 * 高中 37 54.32 ± 3.23 大专 20 61.26 ± 4.15 本科及以上 12 53.40 ± 3.23 居住时长 2年以下 15 58.17 ± 7.62 0.33 - 2~5年 27 55.87 ± 10.29 5~10年 24 55.86 ± 11.78 10~20年 26 54.08 ± 11.16 20年以上 14 57.00 ± 11.56 婚姻状况 未婚 19 47.94 ± 9.95 8.36 *** 1 < 2 *** ， 3 < 2 * 已婚 71 58.66 ± 10.16 其他 16 52.80 ± 11.13 子女数 无小孩 28 53.19 ± 10.60 1.22 - 1个 61 57.20 ± 10.54 2个或以上 17 55.88 ± 10.69 家庭月收入 1000元以下 4 41.67 ± 3.78 4.47 *** 1 < 2 ** ， 1 < 3 * ， 1 < 5 ** ， 3 < 5 * ， 4 < 2 * ， 4 < 5 * 1000~3000元 14 60.33 ± 8.12 3000~5000元 37 55.35 ± 8.65 5000~10，000元 26 52.32 ± 12.36 10，000元以上 25 61.83 ± 9.63 房屋所有权 自己所有 80 58.17 ± 9.53 11.98 *** - 租借 26 50.22 ± 11.14 表3. 不同社区矫正人员在社区感水平得分的差异比较 注： * ：p < 0.05， ** ：p < 0.01， *** ：p < 0.001，事后比较中1~5，分别表示对应组别的分组。 4.2. 社区感的影响因素分析 以往的研究  (陈永胜，牟丽霞，2007) 发现影响居民社区感的因素主要有：社会经济地位、在社区居住时长、房屋产权、文化程度、宗教信仰、抚育儿女数等。本次研究的发现与现有的研究结果有所异同，在受教育程度、家庭月总收入、房屋所有权和婚姻状况上，社区矫正人员的社区感呈现出显著差异，而在性别、年龄、居住时长、抚育儿女数上未见显著差异。 在性别方面，笔者假定社区矫正人员在社区感上存在性别差异，且女性的社区感要显著高于男性。本文研究结果却没有支持这一假设，社区矫正人员的社区感水平在性别因素上并没有呈现出显著差异。笔者认为这可能是在社区互动中，男性女性并没有受到区别对待，在社区参与中都扮演了类似的角色，这使得他们在社区体验上没有太大差别。 在教育程度变量上，研究发现在社区感总体水平上，拥有大专文化水平的被试得分要显著高于其他文化水平的被试，而初中及以下、高中、本科及以上这三种文化水平的被试在社区感总分上均不呈现显著差异。笔者认为，学历在高中或以下的矫正人员在接受社区矫正后，由于本身可能缺乏一定的职业技能，因此他们在择业就业上可能会受到很大的影响，他们可能从事着不令人满意的工作，影响到他们的工资收入，很大程度地降低了他们的社区感，而大专学历的矫正人员由于本身具有一定的职业技能，所以接受社区矫正后可能对他们的就业影响不大，因此他们的社区感会偏高。而大学本科或以上学历的矫正人员在社区感水平上较低，这一点并不让人感到意外。  林晖月(2001) 的研究也发现了类似的结果，通常文化程度较高的人多为上班族，他们社会交际大多数时间都是在社区之外，因此对社区的关注较少，社区感水平偏低也不足为奇。 从抚育孩子的数目上来看，社区矫正人员的社区感在有无小孩以及抚育小孩个数上未呈现显著差异。这与  Brodsky (1996) 研究结果不同，他发现有孩子的家庭其社区感水平较低，这可能与Brodsky在美国近郊的贫困社区这一研究背景有关。而  Skjaeveland等人(1996) 的研究结果发现“没有抚养小孩”的居民其社区感水平显著低于“有抚养小孩”的居民，而“孩子个数少”的居民在社区感水平上要显著低于“养育孩子个数多”的居民。笔者认为，孩子在同一社区中的邻里交往中起举足轻重的作用，在提升父母的社区感上也同样起着积极的影响。接受社区矫正的事实对于矫正人员的邻里交往会产生较大的负面影响，出于保护孩子的目的，父母亲通常会对社区里的“危险因子”做出积极回避，他们宁愿舍弃社区归属感并远离社区活动以保护子女的安全，因此有无小孩以及养育子女个数并不能影响到矫正人员的社区感。可见，儿女数对社区感的影响作用也需视情境而定。 从婚姻状况来看，已婚的社区矫正人员在社区感上要显著高于未婚和其他婚姻状况的社区矫正人员。笔者认为，这可能是由于在接受社区矫正后，矫正人员的正常人际交往受到了很大的影响，而已婚的矫正人员由于配偶的存在，依然能够享受家庭带来的关怀和温暖，而未婚或者其他婚姻状况的矫正人员则不然，因此他们的社区感水平呈现出显著的差异。 从家庭月总收入上来看，被试的社区感水平呈现了显著差异，但是事后检验的结果比较复杂的，社区感水平在不同家庭月总收入上并没有呈现一个线性的变化，而是在3000元~5000元和5000~10，000元两个组上出现了下滑，笔者分析认为这有可能是收入在影响社区感水平的同时，可能还要取决了被试的消费水平，3000元~5000元和5000~10，000元两个组的被试他们虽然在收入上要高于1000~3000元的被试，但是在消费水平上也可能要高出许多，因此反而要承受更大的经济压力，这可能是导致出现社区感下降的一个原因。 房屋所有权问题上，本研究的结果与  吴秋田(2001) 的研究结果相似。本研究的结果发现房屋权属不同，居民的社区感存在显著差异，其中房屋所有者的社区感明显高于房屋租借者。这里可能存在两方面的原因：其一是租赁者居住的时间相对较短小，或尚未有长期定居的打算，因而对社区缺乏认同或缺少浓厚的感情，而当居民对房屋拥有所有权时，容易凝聚较高的社区意识：其二是研究中所有者与租赁者的样本比例不均衡所致，本研究中房屋所有的样本数占75.5%，明显高出租借者样本数。
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user: 5. 结论 1) 大部分的社区矫正人员在社区感量表得分处于中等偏上水平。 2) 社区矫正人员的社区感平均得分上要显著低于普通城市居民。 3) 社区矫正人员的社区感在文化程度、婚姻状况、家庭月收入和房屋所有权变量上呈显著差异，在性别、年龄、居住时长和子女数变量上差异不显著。
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user: 6. 研究不足 6.1. 被试样本较少以及样本的代表性问题 本次研究对象身份的特殊性，给笔者在实际操作中带来了极大的不便，再加上时间和精力的限制，因此尽管本次研究采取方便取样的原则，即利用现有的资源，在北碚区司法局和江北区司法局的配合下，结合当时的条件尽可能多的搜集被试，也仅在三个社区街道选取了100多名被试作为研究对象。其次，由于是方便取样，选取的样本可能会具有很大的同质性，样异质化程度不够，这也可能使本次研究存在样本代表性不足的问题。 6.2. 没有对普通社区居民进行测查对比 本次针对重庆社区矫治人员的研究结果是与其它研究结果的结论直接进行对比的，而本研究在设计之初是有考虑针对普通居民进行调查的，但在调查实施过程中发现，取样的难度很大。首先是社区居民分散，且时间难以统一，不能集中进行测查。笔者曾尝试在社区设点两天进行调查，结果收效甚微。其次是社区居民数量庞大，很难进行筛选，测查的结果也难有代表性。最后是社区普通居民的参与度不够，接受调查的积极性不高，这都会使得调查的结果没有说服力。如果要进行测查只有采取上门调查和一对一的形式进行，笔者限于自身的精力和时间，未能开展针对普通社区居民的调查，不能不说是本研究的一大不足。 6.3. 测验中的社会赞许效应 在研究中使用自陈问卷最大的优点是实施简便而且评分也非常容易，但是最大的缺点是被试在答题时容易有社会赞许性，可能导致他们在答题时朝着社会期许的方向来回答，从而影响到整个的研究结果。心理学研究中为了避免受被试的社会赞许性的影响，一般要求测验在编制过程中加入一定的测谎题，而且在数据整理的时候要严格地剔除不合格的问卷，以保证最后得出客观准确的研究结果。本研究使用的调查问卷中的量表没有包含测谎题，量表只对正、反向题进行穿插，这有可能致使一些敏感的矫正人员在做答时带有一定的社会赞许性，会不按自己的真实情况答题。这有可能是本研究中矫正人员的社区感水平处于中等偏上的原因。
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user: 摘 要 通过对在3省11个城市工作的847名新生代农民工的政治行为方式进行调查，考察新生代农民工的政治行为方式特点及其影响因素。研究结果显示：新生代农民工的政治行为表现普遍消极，在政治表达、政治维权、政治选举上参与度低；文化程度、政治面貌和月收入对新生代农民工的政治行为方式有显著影响，在城市工作时间越长的新生代农民工，其参与政治选举的积极性越高；女性参与政治选举的比例显著低于男性。 关键词 :新生代农民工，政治行为方式，问卷调查，影响因素
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user: 1. 问题的提出与文献回顾 新生代农民工作为我国的一个特殊群体，其数量已占所有外出农民工的60%以上，日益成为我国经济社会发展的重要力量。本文沿用新生代农民工习惯的界定，即指1980年代以后出生，在异地以非农就业为主的农业户籍人口。2010年中央“一号文件”首次提出“着力解决新生代农民工问题”后，学界和相关机构对此群体的研究表现出极大热情，对数据库论文的统计发现，80%以上的研究文献都是在2010年以后发表的。本课题将从政治心理学的视角来研究此群体的政治行为方式。 政治行为(方式)是西方政治心理学研究的主要内容，西方政治行为的研究始于对政治家的心理传记分析，研究内容主要为政治人物的决策行为及其影响因素；政治群体的冲突行为、选举或投票行为、政治运动及其影响因素以及国家的对外政策行为分析等；探讨了个体因素、社会环境因素、选举制度、文化因素对政治行为的影响(  Jeffery， 2010 ;  Zhang， 2010 ;  Jeffery， 2008 )。从研究方法与手段来看，除对某些政治人物的政治行为采用个案分析外，基本采用实证研究路线；注重应用心理学的理论，如社会认同理论、心理动力学理论、小集团思维理论、意象形成理论来解释政治行为方式；近年来，采用认知神经科学技术和双生子研究技术来研究脑、遗传与政治认知、政治行为的关系，但用这些研究成果来解释政治心理存在争议(  Lieberman， 2003 ;  Joseph， 2010 )。从研究对象来看，包括对政治家、女性群体、宗教群体、恐怖主义群体、不同类型的选民群体和种族的政治意识和政治行为方式的研究；此外，也有文献探讨了移民的政治行为及其对政治民主化的影响  (Clarisa， 2010) 。 我国学者对农民政治心理的研究始于1980年代，成果较丰富，并有理论上的贡献，如对农民政治行为的研究提出了新的理论解释模式  (徐勇，2009) 。而对农民工群体的政治心理研究则较晚(始于2000年代)，除了少数论文研究农民工政治意识、政治社会化、政治认同和政治态度外，绝大部分是关于农民工政治参与的研究，内容涉及政治参与现状、方式(制度化与非制度化)、变迁、存在问题或困境(参与缺失、边缘化)、影响因素与对策研究等(  陈赵阳，2009 ；  孙中民，2007 )。专门针对新生代农民工政治心理的研究文献不多  (左珂，何绍辉，2011) ，罕见新生代农民工政治行为(方式)研究的文献报道。 总之，国内研究者主要从城市化、社会稳定和政治民主化视角对农民工政治心理问题进行探讨，大都为定性分析；除了对农民(农民工)的研究外，以大学生为多。而国外研究者主要从个体和选举层面来研究政治心理问题，注重实证研究；其研究对象分布广泛。 现有的研究缺乏对新生代农民工这个特殊群体政治行为的研究，相关概念的内涵与结构的探讨亦缺乏科学性。本研究将首先探讨新生代农民工政治行为方式的结构，并在此基础上编制具有较好信度和效度的测量工具，以了解新生代农民工政治行为方式的现状与特点，及其在月收入、文化程度、政治面貌、城市工作时长等人口学变量、组织学变量和社会学变量上的差异。
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user: 2. 研究设计 2.1. 抽样与方法 开放式调查：采用纸质问卷进行调查。以“面对国家或日常生活中的政治事件，你觉得你可以通过哪些方式参与到这些政治事件中”为题，在广东珠三角、粤东、粤西地区共发放97份问卷，其中有效问卷95份，有效率97.93%。 预调查：根据上述开放式调查的内容分析结果，参考相关问卷，结合我们的理论思考，初步编制了含24道题项(如：我经常关注国家大事或时事新闻)的政治行为方式问卷用于预调查。问卷采用Likert自评式5点量表法，从“非常不符合”到“非常符合”，记为1分到5分。为了避免心理定势的影响，问卷中设有7个反向题项，在计分时作相应的分数转换。预调查在广东和贵州9个市的火车站、汽车站及工厂，以随机抽取被试的方式进行问卷发放，此次共发放问卷458份，实得有效问卷309份，有效率67.5%。 正式问卷的形成与正式调查：对上述预调查数据进行项目分析和探索性因素分析，项目分析采用临界比率法(CR值法)和相关分析法，删除CR值不显著和相关系数低于0.2的题目共5道；探索性因素分析删除在两个因素上均有高负荷值(0.5)或所有因素上均低负荷值的题目共3个，且旋转形成的4因素结构方差累积贡献率最高，各因素方差贡献率均大于3%，特征根值大于1，每个因素上均有3道以上的题目且容易命名。最终形成了16道题项的《新生代农民工政治行为方式》正式问卷(如：我平时会通过网络和手机发表自己的政治看法；我曾参加所在社区或街道的选举活动)，以在广东省、贵州省和安徽省11个城市生活和工作的新生代农民工为调查对象，发放问卷共计1751份，有效问卷847份，有效率为67.01%。 上述各阶段调查对象的筛选均剔除基本情况部分出生填写1980年之前、户口填写城市居民的被试，以保证调查对象为新生代农民工。工厂调查采用集体统一施测，车站、商场实地调查基于被试愿意回答的情况下采用个别作答，当场回收的方式进行。 2.2. 政治行为方式的结构与内涵 根据开放式调查结果，以及对预调查问卷数据的探索性因素分析，并结合理论思考，我们将农民工政治行为方式的结构确定为4个维度(因素)：政治关注、政治表达、政治维权和政治选举。各个维度的操作性定义如下： 1) 政治关注：即通过传统媒体(电视，报纸，广播)和新媒体(互联网，移动终端)、日常讨论、政府宣传等途径了解时政信息，关注热点政治问题。 2) 政治表达：指个体在面对政治事件的时候，通过各种手段和机会(如网络、电话、信件、集会)来表达自己的观点和态度。 3) 政治维权：通过借助新闻媒介、政府相关部门进行投诉以及人大代表的帮助，或利用法律武器，采取诉讼的方式，来维护自己的合法权益。 4) 政治选举：根据法律和法规赋予的权利和要求，积极参加所在单位、社区或自己家乡的民主投票以及其他形式的选举活动。 2.3. 数据处理 对收集的资料进行废卷剔除、编码、录入和核对，采用SPSS17.0和Amos统计软件包进行数据统计分析，包括描述性统计和推断统计(相关分析、回归分析、方差分析、因素分析)。
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user: 4. 结论与建议 4.1. 结论 通过对847名新生代农民工政治行为方式及其影响因素的调查分析，本研究发现：1) 新生代农民工政治行为表现普遍消极，特别是在政治表达、政治维权和政治选举上参与程度低，其中参与政治选举的农民工比例只占25%左右。通过写信和打电话等传统途径表达自己的政治意见，以及通过人大代表和政府相关部门等正规途径来维护自己政治权益的意愿低，互联网和手机等新媒体成为新生代农民工表达政治想法和进行政治维权的主要渠道；2) 文化程度、政治面貌和月收入对新生代农民工的政治行为方式有显著影响。文化程度和月收入越高，政治行为表现越积极，中共党员的政治行为表现比非中共党员积极；3) 性别、出生年代、城市工作时长和婚姻状况对新生代农民工政治行为方式的影响则不显著。但性别和城市工作时长对新生代农民工参与政治选举的程度有显著的影响，在城市工作时间越长的新生代农民工，其参与政治选举的积极性越高；男性参与政治选举的比例显著高于女性。 Table 4 The results of multi-factor analysis of varianc 政治关注 政治表达 政治维权 政治选举 总问卷 性别 1.969 2.441 0.054 6.463 * 3.436 出生年代 2.335 0.402 3.840 * 7.932 ** 5.213 文化程度 22.914 *** 6.086 *** 6.252 *** 5.253 12.471 *** 政治面貌 9.753 *** 13.294 *** 8.777 *** 18.536 *** 17.715 *** 月收入 7.367 *** 7.754 *** 8.158 *** 10.918 *** 13.346 *** 城市工作时长 0.365 0.340 0.897 4.319 *** 1.504 婚姻状况 0.169 0.563 0.410 0.601 0.291 表4. 多因素方差分析结果 4.2. 建议 根据上述研究结论，提出以下几点建议，以促进新生代农民工政治行为的积极转变： 4.2.1. 重视新生代农民工政治行为表现消极的现象 新生代农民工政治行为表现消极，既不利于国家政治稳定和社会和谐，也不利于政治民主化的进程。政府、社区和相关单位要高度重视这一现象，利用当前新生代农民工关心国家政治时事这一积极现象，采取措施，畅通新生代农民工政治表达和政治维权的渠道，加强新媒体建设和管理，健全选举制度和人大代表制度，改善政府部门及其工作人员的服务态度和工作作风，提高新生代农民工的经济收入、文化水平和入党比例，促进新生代农民工消极的政治行为向积极方面转化。 4.2.2. 提高新生代农民工的经济收入，改善其生活水平 提高新生代农民工的经济收入，是提升其积极政治行为的根本途径。总体上新生代农民工的收入水平较低，而我们的调查发现新生代农民工月收入的高低对其政治行为表现有显著的影响。改善新生代农民工的经济收入将会有助于增强其政治行为的积极表现。因此，政府要完善农民工的工资保障和增长机制，让他们的经济收入和福利状况能随着国民经济的增长不断提高。同时，政府要加强对农民工工作单位的监督，解决农民工工资被拖欠、工作时间长等问题，切实维护农民工的合法权益。 4.2.3. 加强新生代农民工文化培训工作，提高其文化素质 提升新生代农民工的文化素质和职业技能水平，是促进新生代农民工积极性政治行为的一个重要途径。首先，要将新生代农民工的继续教育纳入政府工作，开展符合新生代农民工特点的专升本、成人高考、自考、短期文化培训等继续教育措施，提升其学历水平和文化程度；其次，要实施新生代农民工职业技能提升计划，免费接受职业培训活动，提升其职业文化素质和职业技能水平；再次，社区和农民工工作单位也要组织各种文体活动，丰富农民工的文化生活。 4.2.4. 积极发展新生代农民工党员，提高新生代农民工的党员比例 中共党员身份的新生代农民工的政治行为表现比非中共党员积极，而本次调查发现新生代农民工中具有中共党员身份的比例较低(仅占8.3%)，因此，有必要提高新生代农民工的党员比例。可以从以下几个方面来培养新生代农民工党员：一是加大入党宣传，增强新生代农民工的入党意识，提高其入党积极性。二是树立新生代农民工党员典范，以榜样激励引领其入党。三是营造入党的良好氛围和完善农民工入党培养机制，增强党组织对新生代农民工的吸引力。 4.2.5. 激发新生代农民工参与政治选举的热情，提高其政治选举的参与度 提高新生代农民工政治选举的参与度，政府、社区街道以及农民工工作单位和户籍所在地等各方都要一起努力，协调推进。政府要在选举制度安排和选举名额(或比例)上向新生代农民工倾斜。社区、单位和户籍所在地要做好宣传、联络和动员工作，可以利用网络和手机等现代通讯手段，如开通网上投票、组织开设新生代农民工自己的政治选举网络论坛(或门户网站)、引导新生代农民工积极参与政治选举网络话题的讨论等等。
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user: 摘 要 径向基函数是一种处理高维散乱数据插值的有效方法。由于逼近精度和稳定性都严重依赖于配置点的分布，因此在重建过程中如何设计配置点的优化选取算法成为一个迫切需要解决的问题。在本文中，我们将简要介绍已有的选取算法，例如：细化算法、贪婪算法等。文章的最后，我们给出一种新的自适应选取算法，并通过数值算例验证该方法的高效性。 关键词 :自适应算法，配置点，径向基函数，贪婪算法
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user: 1. 引言 依据大量的散乱数据通过插值方法重建一个光滑曲线或曲面，在反向工程、计算机图形学、计算机视觉等很多领域中有着重要的应用[ 1 ] 。由于原始数据的无规则性，在选取插值方法的时候，尽量使得逼近函数的产生不依赖于数据位置，即选择所谓的无网格方法。径向基函数插值方法作为一种常用的无网格方法，其实质是用一元函数来描述多元函数。由于在通常的方法中所有的原始数据均选取为径向基函数配置中心，这样导致了所求插值函数的不稳定性 [ 2 ] [ 3 ] 。因此众多的学者关注于如何从大量的原始数据中选择较少的配置点以使得所求的插值函数近似精度高并且稳定性好 [ 4 ] [ 5 ] 。在本文中，我们将给出一种新的一元自适应配置点优化选取方法。本文内容安排如下：在第二部分我们简要介绍径向基函数相关概念性质。第三部分概述诸如：细化算法、贪婪算法等已有的几类选取算法。在第四部分，介绍我们所设计出一种新选取算法，最后通过数值算例演示新算法的有效性。
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user: 2. 径向基函数 考虑一个定义在Ω上的未知函数f(x)，其定义在离散样本集合 上的函数值集合为 。给定一个一元函数 ，令 ，其中 为欧几里得范数，则函数 可以近似表示成如下线性组合形式 (1) 其中： ， 为待定系数，其值由如下的插值条件决定 称 为径向基函数插值配置点集，由径向基函数 与配置点集 决定的矩阵记为 如果 非奇异，则线性方程组 的解存在并唯一，其中 。 下面为常用的径向基函数： 多二次函数(MQ)： 逆多二次函数(IMQ)： 薄板样条函数(TPS)： 高斯函数(Gauss)： 大多数径向基函数不能保证插值矩阵 的非奇异性，此时应对插值函数进行处理，即为了保证插值问题解的存在唯一性，在式(1)中等号的后边添加多项式项 ： ， 且满足条件 (2) 是 的一组基， 为 的维数。令 ，结合式(2)，则插值条件可以写成如下形式： 其中 ， ， 。 任给 上的一个径向基函数 ，对于任意选取的配置点集X，若矩阵 均为正定矩阵，此时我们可以定义一个由 诱导的内积： 利用此内积可以定义如下的线性空间： 即 是有所有有限个 的线性组合构成的空间。取 的闭包为 ，则 是一个Hilbert空间，其上的内积仍然是 。并且任取空间 中的一个元素 ，都有 称 是 的本性空间 [ 6 ] 。为了给出径向基插值的误差估计，定义配置点分布的填充距离如下： 则对于任意的本性空间中的函数 ，有如下的误差估计 ， (3) 其中C为常数， 为函数在本性空间中的范数。一方面，从误差估计式中可以看出要使得近似精度高，应该尽可能多选取配置点。但另一方面，过多的选点将导致矩阵 的条件数过大，从而导致求解插值函 数的不稳定性 [ 7 ] 。若定义配置点分布的分散距离为 ，则配置点的选取应使得 尽量小，并且 尽量大。