DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 摘 要 针对离散正交矩的平移和尺度不变量只能通过图像归一化或者借助几何矩不变量的线性组合间接获取，会带来较大的表示误差，本文基于离散Charlier多项式，提出了一种新的离散正交矩——Charlier矩，并给出了Charlier矩平移与尺度不变量的直接计算方法。实验表明，由Charlier矩直接计算的平移和尺度不变量与现有方法相比，具有较高的表示精度与分类准确率，而且对图像噪声有较强的稳定性，可以应用于图像不变分析与目标识别等应用领域。 关键词 :离散正交矩，Charlier多项式，平移和尺度不变量，模式识别 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 1962年Hu [ 1 ] 提出的图像几何矩理论受到广泛关注。图像几何矩不变描述量具有平移、旋转和尺度不变的特性，而且计算效率较高，可以应用于图像不变分析与机器视觉的各个领域。然而，几何矩的基函数是非正交的，导致了较大的信息冗余，所以基于几何矩重构图像是非常困难的，而且该类矩对图像噪声非常敏感，带来一定的表示误差与分类错误率。针对以上问题，一些研究工作者基于连续正交基函数提出了Zernike [ 2 ] [ 3 ] [ 4 ] 和Legendre [ 5 ] 等连续正交矩。由于连续正交矩的基函数是正交的连续函数，所以可以具有较小的信息冗余，基于连续正交矩可以对图像精确重构，此外，与几何矩相比，对噪声有更好的稳定性。但是，由于连续正交矩的定义涉及到二维连续积分形式，而数字图像是定义在离散域的数字矩阵，所以计算过程中需要进行坐标转换和积分近似，所以存在数值积分近似误差与几何误差 [ 4 ] 。这些误差会严重影响图像的重构精度与分类精度。 Mukundan [ 6 ] 在2001年提出一种基于离散Tchebichef多项式的离散正交矩。随后，Yap [ 7 ] 提出另一种基于Krawtchouk多项式的离散正交矩。离散正交矩的基函数与数字图像域完全匹配，定义与计算过程消除了由坐标转换和近似误差引起的数值积分近似误差与几何误差，具有良好的图像表征能力与分类精度，而且与连续正交矩相比，抵抗噪声的干扰能力也明显增强，然而，离散正交矩缺乏本质上的平移与尺度变换不变性，平移和尺度不变量是通过图像平移与尺度归一化方法或者借助几何矩不变量的线性组合间接获取通，这一过程会引入新的计算误差，从而影响离散正交矩的优良性能。本文基于Charlier离散正交多项式 [ 8 ] ，提出了一种新的离散正交矩，并基于该离散正交多项式的特殊性质，提出一种直接计算该矩的平移和尺度不变量的方法。实验结果验证了该方法所获得的Charlier离散正交矩尺度和平移不变量具有很好的表示与分类性能。
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user: 2. Charlier离散正交矩 大小为 的图像函数为 ，二维Charlier矩 [ 8 ] 定义如下： (1) 其中， 和 分别表示n阶和m阶标准Charlier离散正交多项式。n阶Charlier多项式可用超几何函数定义如下： (2) 其中， (3) (4) 有 (5) 因此，n阶Charlier 多项式可以写为： (6) 其中， (7) (8) 其中， 表示第一类斯特林数，有以下递归关系： (9) 离散Charlier多项式 和 ， ， ，满足以下正交关系： (10) 其中， 表示平方模， 表示狄拉克函数， 是加权函数，有 (11) (12) 由此，n阶标准Charlier离散正交多项式 为： (13) 根据公式(6)，(7)，(8)和(13)， 又可以写成： (14) 可以证明，标准Charlier离散正交多项式存在以下递推关系， (15) 其中 ， (16) 零阶和一阶Charlier多项式为： (17) 根据以上的递推关系，可以实现Charlier基函数的快速计算，从而提高Charlier矩的计算速度。
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user: 3. Charlier矩不变量的快速计算 3.1. Charlier矩的平移不变量 给定图像 ，为了计算其平移与尺度变换不变量，进行以下的预处理， (18) 计算预处理后的图像对应用的质心坐标，有 (19) 对应的Charlier中心矩为 (20) 表示归一化后的Charlier多项式： (21) 运用式子(8)和(14)，又可写为： (22) 其中有， (23) 平移Charlier多项式 可以表示为下面可分离形式： (24) 有 (25) 类似地，y轴方向上的平移Charlier多项式可以写成： (26) 和 (27) 公式(20)表示的Charlier中心距又可以写成： (28) 由上可知，Charlier中心距可以用Charlier矩线性表示。根据上述的递推关系，Charlier矩的平移不变量可以快速的计算出来。 3.2. 尺度不变量 假设原始图像在横轴和纵轴上的尺度因子分别为a和b，则预处理后的图像函数 尺度化后的Charlier矩为： (30) 由公式(10)和(23)，我们可以把归一化的多项式写成： (31) 其中， (32) 因此，横轴方向的尺度化Charlier多项式可以表示为： (33) 未经过尺度化的多项式和尺度化后的多项式之间的数学关系为： ， (34) 其中， (35) 类似的，纵轴方向的Charlier多项式可以表示为： (36) 因此，有如下： (37) 通过消除因子a和b，我们可以推导出Charlier矩的尺度不变量： (38) 根据(32)、(33)、(35)表示的递推公式，我们可以快速计算出来尺度不变量。由上式可知，尺度不变量来也可以表示平移不变量，即尺度不变量也可以表示为尺度平移不变量。
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user: 5. 结论 本文基于Charlier多项式提出了一种新的离散正交矩——Charlier矩，并给出了Charlier矩平移与尺度不变量的直接计算方法。与现有离散矩的平移与尺度不变量的计算方法相比，具有更好的计算精度。实验验证了本文方法较现有最新方法在二值图像与灰度图像都具有非常好的稳定性与分类精度，并对噪声干扰也具有较高的鲁棒性，作为平移与尺度不变特征描述可以应用于数字图像分析与机器视觉的相关领域。
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user: 摘 要 近年来温室气体排放增加引起的全球气候变暖备受人们的广泛关注，缓减温室气体排放势在必行。CH 4 和N 2 O是大气中两种重要的温室气体，在全球变暖中具有非常重要的作用。稻田系统是重要的温室气体排放源，本文从品种选择、水分管理、肥料施用、耕作制度以及秸秆还田和综合利用等几个方面总结了可以减缓我国稻田温室气体排放的一些措施，为我国低碳农业的可持续发展提供一定的技术支撑，为我国温室气体减排和缓解全球气候变暖作出积极的贡献。 关键词 :稻田，温室气体，气候变化，甲烷，氧化亚氮，减排对策 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 全球气候变化与人类社会的生产、消费和生活息息相关，全球气候正经历着一次以变暖为主要特征的显著变化。IPCC第五次评估报告 [ 1 ] 显示，到本世纪末，全球平均表面温度和过去20年相比可能上升0.3℃~4 .8 ℃ 。全球变暖已是不争的事实，也是威胁人类生存的重大环境问题。普遍认为，全球变暖主要是由于人为温室气体排放增加所致。2016年11月正式生效的《巴黎协定》指出，气候变化对人类社会和地球构成紧迫的可能无法逆转的威胁，这就要求所有国家尽可能开展最广泛的合作，参与有效和适当的国际应对行动，以期更快地减少全球温室气体排放量。 甲烷(CH 4 )和氧化亚氮(N 2 O)是大气中两种重要的温室气体，其浓度的不断升高加剧了全球温室效应。自工业革命(1750年)以来，全球大气中CH 4 和N 2 O浓度明显增加，其浓度已由工业革命前的约715 ppb和270 ppb分别增至2011年的1803 ppb和324.2 ppb。CH 4 是仅次于CO 2 的一种温室气体，它的全球增温潜势(GWP: Global Warming Potential)相当于CO 2 的25倍。虽然N 2 O是大气中一种含量更低的痕量温室气体，但它在大气中滞留的时间较长，并具有更大的全球增温潜势，相当于CO 2 的298倍 [ 2 ] 。由此可见，采取各种有效的措施来减少CH 4 和N 2 O的排放对于缓减温室效应迫在眉睫。 稻田系统是重要的温室气体排放源。我国是世界上重要的水稻生产大国，水稻种植面积达3000万hm 2 ，占世界稻田面积的27%，占我国粮食作物耕地面积的34% [ 3 ] ，因此，稻田系统温室气体减排潜力巨大。为此，在掌握我国稻田系统温室气体排放概况的基础上，探索我国稻田系统温室气体排放的减排对策，为我国发展低碳、可持续发展的农业提供技术保障，为我国稻田节能减排的综合调控和国际谈判提供科学依据和技术支撑。
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user: 2. 我国稻田系统温室气体排放概况 据2007年IPCC第4次评估报告显示 [ 2 ] ，稻田CH4的年排放量为31~112 Tg，占全球总排放量的5%~19%。另有报道 [ 4 ] [ 5 ] 统计，稻田CH 4 排放约占全球每年总排放量的20%或17%左右。通过对文献资料和大量研究结果分析得出 [ 6 ] ，中国农业源温室气体占全国温室气体排放总量的17%。根据2004年中国政府向联合国提交的《中华人民共和国气候变化初始国家信息通报》 [ 7 ] 显示，1994年我国稻田CH 4 排放量为6.147 Tg，占到农业活动CH 4 排放总量的35.75%。Zou等 [ 8 ] 研究发现，在20世纪90年代，我国稻田CH 4 的年排放量为6~10 Tg。通过模型与GIS技术相结合 [ 9 ] 表明，我国大陆2000年水稻生长季的稻田CH 4 排放量为6.02 Tg。 稻田N 2 O主要通过土壤和肥料中微生物的硝化和反硝化作用产生，大气中N 2 O有90%来源于这两个过程 [ 10 ] 。据统计 [ 11 ] [ 12 ] ，2012年我国稻田排放的N 2 O占我国农田总排放的7%~11%。Gao等 [ 13 ] 通过模型预测，我国稻田N 2 O每年排放约为35.7 Gg，氮肥的施用对N 2 O的排放具有促进作用，在我国随着氮肥的大量投入，N 2 O的排放也呈明显的增加趋势 [ 14 ] 。
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user: 4. 小结 全球气候变化日益引起人们的重视，目前已成为各国关注的重大环境问题。《巴黎协定》要求所有国家尽可能开展最广泛的合作，更快地减少全球温室气体排放量。《中美气候变化联合声明》中强调，中国计划2030年左右CO 2 排放达到峰值且将努力早日达峰，并计划到2030年非化石能源占一次能源消费比重提高到20%左右。《中国应对气候变化的政策与行动2016年度报告》中明确指出，农业部推动实施“到2020年化肥使用量零增长行动”，提高秸秆综合利用水平，实施保护性耕作等，减少农业温室气体排放。由此可见，应对全球气候变化这一重大环境问题既是世界的需要，也是我国未来发展低碳、绿色和环保型国家的需要，为此，我国要加大农业减排的力度，尤其要加强稻田系统温室气体减排。在了解目前我国稻田温室气体排放状况的基础上，重点对我国稻田温室气体的减排对策进行了阐述，主要从品种选择、水分管理、肥料施用、耕作制度以及秸秆还田和综合利用等方面展开。由于我国稻田类型较多，包括单季稻田、双季稻田和水旱轮作田等，南方和北方气候、土壤和耕作制度等条件的不同，为此，针对我国不同的稻作区，研究相应的减排对策，对于缓解我国温室气体排放以及引起的气候变暖等环境问题，具有非常重要的意义。
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user: 摘 要 采取踏查法、田间观察和室内研究相结合的方法，探明扶桑绵粉蚧在苏州地区1年发生9代，世代重叠严重，存在雌雄二型现象，营兼性孤雌生殖。以成虫在土壤或枯枝落叶中越冬，来年4月初结束越冬，5月底数量开始增长，7~9月为盛发期，10月中下旬虫量开始减少，11月进入越冬。在苏州地区扶桑绵粉蚧有3种天敌，班氏跳小蜂为优势种。 关键词 :扶桑绵粉蚧，生物学特性，苏州地区 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 扶桑绵粉蚧(Phenacoccus solenopsis Tinsley)隶属于半翅目(Hemiptera)、蚧总科(Coccoidea)、粉蚧科(Pseudococcidae)、绵粉蚧亚科(Phenacoccinae)、绵粉蚧属(Phenacoccus Cockerel)。该虫是一种重要的农林害虫，在全世界近24个国家和地区为害棉花、蔬菜等经济作物和观赏植物，导致严重的经济损失和生态灾难 [ 1 ] 。2009年该虫被列入《中华人民共和国进境植物检疫性有害生物名录》，次年农业部、国家林业局将其列人检疫性有害生物 [ 2 ] 。苏州地区自2012年首次发现以来，近几年不断有新的发现。为了掌握扶桑绵粉蚧在苏州地区的发生情况和有效地加以防控，2015~2016年进行了普查，并对其生物学特性进行了初步研究。
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user: 2. 材料与方法 2.1. 分布与寄主调查 采取踏查法。2015~2016年在扶桑绵粉蚧发生季节4~10月间，抽样普查除常熟和张家港以外的苏州所辖其他市、区的山林、林地、公园、苗圃和农田等，按照设计的踏查路线每月踏查1次，观察所有植物上有无该虫发生，拍摄寄主和虫态，填写踏查记录表。 2.2. 生物学特性研究 采取田间观察和室内研究相结合的方法。 1) 田间观察：2015年3月初至11月底，在苏州大学校园内选定一片被扶桑绵粉蚧寄生的木芙蓉，观察期间不进行任何病虫防治处理，其他管理如常。采用五点法用记号笔标记每个样株一根虫口率较高的枝条，从5月底开始每隔7天观察1次，临近产卵、孵化、蜕皮等每天观察1次。每次观察50头，系统地记载其发育过程、年发生代数、越冬虫态及场所和各代发生时期等。 2) 室内试验：在苏州外来有害生物防控实验室的隔离温室内进行，温度25℃~28℃，RH 65%~85%，光照时间11.5 h~12.5 h。用细毛笔挑取初孵若虫于盆栽的木芙蓉叶片上，每株150头，每天观察记载其活动、取食及危害等习性。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 分布与危害 结合以前调查及本次普查，已知扶桑绵粉蚧在苏州呈现较广泛的点状零星分布(见表1)，由于均被及时除害扑杀，尚没有大面积灾害性发生。除带虫苗木移栽传播外，低龄幼虫随风、水、动物、人、器械携带也是重要的传播扩散途径。 调查表明，扶桑绵粉蚧在苏州地区的寄主植物目前仅有木芙蓉(Hibiscus mutabilis)、木槿(Hibiscus syriacus)、太阳花(Portulaca grandiflora)、棉花(Gossypium sp.)、黄金菊(Euryops pectinatus “Viridis”)、马缨丹(Lantana camara)，以木芙蓉和太阳花受害较重，木槿次之，棉花、黄金菊、马缨丹轻微受害(表1)。 扶桑绵粉蚧以雌成虫和若虫通过口针插入寄主植物组织内取食，常聚集于植株幼嫩部分的芽、新叶、嫩茎、花蕾等部位，叶片上多在背面取食。木芙蓉、太阳花和木槿被害后，植株生长缓慢，叶片萎蔫，逐渐变黄、枯萎，受害严重的花蕾脱落，甚至死亡。同时，因取食后分泌大量蜜露常引发煤污病，降低寄主植物的光合作用。 3.2. 年生活史 扶桑绵粉蚧在苏州地区1年发生9代(见表2)，主要以成虫在土壤或枯枝落叶中越冬，世代重叠，具有雌雄二型现象。越冬成雌虫于翌年4月上旬开始活动，寻找合适的位置刺吸植物汁液并在腹部末端形成白色囊状物，5月初开始孕卵，5月下旬大部分雌成虫开始产卵，单雌产卵量314~522粒/头，平均423粒/头，卵期2.1 ± 0.32 d。6月中下旬，单雌产卵量526~914粒/头，平均745粒/头，卵期1.8 ± 0.21 d。7~9月间，种群数量明显增多，单雌产卵量936~1218粒/头，平均1143粒/头，卵期1.5 ± 0.24 d。10月份虫量明显减少，11月中下旬以后，成虫逐渐进入越冬场所。 Table 1 Phenacoccus solenopsis occurrence and damage (Suzhou， as of 2016 发生地点 寄主植物 为害程度 调查时间 发生地点 寄主植物 为害程度 调查时间 苏州姑苏区娄门菜场 木槿 ++ 20120824 苏州吴中区友新路 木芙蓉 +++ 20151010 苏州相城区荷塘月色 木芙蓉 +++ 20121130 苏州吴中区石湖景区 黄金菊 + 20151017 苏州相城区荷塘月色 太阳花 +++ 20121130 苏州吴中区石湖景区 马缨丹 + 20151017 苏州吴江区退思园 太阳花 + 20130725 苏州高新区小茅山公园 太阳花 ++ 20150906 苏州吴江区松陵镇 木芙蓉 ++ 20161025 苏州高新区新区公园 木芙蓉 +++ 20150924 苏州工业园区白鹭园 木芙蓉 +++ 20131105 昆山市苏沪高速 木槿 ++ 20150813 苏州工业园区苏州大学 木芙蓉 ++ 20140303 昆山市周庄镇 太阳花 ++ 20150914 苏州工业园区裕新路 棉花 + 20150920 昆山市亭林公园 太阳花 ++ 20160825 苏州工业园区东方大道 木芙蓉 +++ 20150920 昆山市城市森林公园 太阳花 ++ 20160825 苏州工业园区白鹭园 木芙蓉 +++ 20150904 太仓市城厢镇弇山路 太阳花 +++ 20160816 苏州吴中区石湖景区 木芙蓉 +++ 20150827 太仓市城厢镇净水公园 太阳花 ++ 20160816 表1. 扶桑绵粉蚧的发生与为害(苏州，截止2016年) 注：+表示为害程度轻(0 < 枝梢受害率 ≤ 20)，++表示为害程度中(20 < 枝梢受害率 ≤ 50)，+++表示为害程度重(枝梢受害率 > 50)。 Table 2 Annual life history of Phenacoccus solenopsis (Suzhou， 2015 月/旬 世代 1~3 4 5 6 7 8 9 10 11~12 上 中 下 上 中 下 上 中 下 上 中 下 上 中 下 上 中 下 上 中 下 上 中 下 上 中 下 越冬代 (+) (+) (+) (+) (+) (+) ⊙ ⊙ ⊙ ⊙ 第1代 • • • • – – – – + + + + 第2代 • • • • – – – + + + + 第3代 • • • – – – + + + 第4代 • • • – – – + + + 第5代 • • • – – – + + + 第6代 • • • – – – + + + 第7代 • • • – – – + + + 第8代 • • • – – – + + + 第9代 • • • – – – – + + + + (+) (+) (+) 表2. 扶桑绵粉蚧年生活史(苏州，2015年) 注：(+)表示越冬成虫；⊙表示孕卵雌成虫；•表示卵；−表示若虫；+表示雌成虫。 3.3. 生活习性 扶桑绵粉蚧在苏州地区以孤雌生殖为主，田间雄成虫极少。雌成虫有明显的产卵前期，产卵前腹部下方分泌蜡质卷曲细丝形成白色囊状物，卵产于此囊内。解剖观察孕卵雌成虫显示，在即将产卵阶段多数卵已经孵化直接产出小若虫。在温度25℃~28℃，RH 60%~80%条件下，卵期1.4 ± 0.26 d。单雌产卵量为153~1105头，平均510.3头，产出的多为1龄若虫，也有部分卵。1龄、2龄和3龄若虫的生长发育均较快，分别为5.1 ± 0.19 d、3.7 ± 0.14 d、4.3 ± 0.16 d。产卵前期为11.4 ± 1.1 d。 雌虫为渐变态，一生经历卵、若虫(1龄、2龄、3龄)、成虫3个虫态(见图1和图2)；雄虫为过渐变态，经历卵、若虫(1龄、2龄)、拟蛹、成虫4个虫态。1龄若虫浅黄色，无蜡粉；2龄若虫体背仅有少量蜡粉，出现黑色斑纹；3龄若虫体表具较多蜡粉，背面2对黑斑显著；雌成虫整个虫体披覆白色蜡粉。低龄若虫很活跃，具有明显的趋光性和向上性，尤以1龄若虫四处爬行，无固定的取食部位，多在叶背面多沿叶脉分布。2、3龄若虫行为较为缓慢，常群集于茎杆、顶端、花蕾和叶腋处固定取食。雄虫在2龄若虫末期停止取食，转向叶片背面或枯枝落叶等隐蔽处化蛹。 3.4. 天敌种类 野外调查和室内饲养共发现3种扶桑绵粉蚧天敌，即班氏跳小蜂(Aenasius bambawalei)，寄生若虫和成虫形成黄褐色的僵蚧(见图3)，寄生率可达39.5%左右，抑制作用较大；六斑月瓢虫(Cheilomenes sexmaculata) (见图4)和异色瓢虫(Harmonia axyridis)，成虫和幼虫捕食扶桑绵粉蚧各虫态。 图1. 雌成虫 图2. 若虫 图3. 班氏跳小蜂寄生的僵蚧 图4. 六斑月瓢虫成虫
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user: 4. 小结与讨论 室内饲养和田间调查表明，扶桑绵粉蚧在苏州地区1年发生9代，主要以成虫在土壤或枯枝落叶中越冬。4月上旬越冬雌成虫开始活动，之后虫口数量不断增长，7~9月为盛发期，10月中下旬以后虫量开始减少，11月进入越冬场所。已知在苏州地区扶桑绵粉蚧有3种天敌，班氏跳小蜂为优势种，均应加以保护利用。 鉴于本次普查采取抽样调查，可能存在遗漏之处。通过研究初步获得了扶桑绵粉蚧在木芙蓉上的发育历期及产卵量等，但不能全面代表其在苏州地区的发生情况，应综合考虑气候因子、寄主植物种类、饥饿和不同品种等多方面的影响。
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user: 摘 要 探讨时间管理倾向对大学生焦虑水平的影响，并考察成就动机在其中的调节效应。采用了青少年时间管理倾向量表、成就动机量表和焦虑水平自评量表对173名大学生施测。(1) 大学生平均焦虑水平较高，达到了轻度焦虑水平。男生的焦虑水平显著大于女生；(2) 时间管理倾向与焦虑水平存在显著的负相关关系，成就动机与焦虑水平存在显著的负相关关系；(3) 大学生的时间效能感越高，其焦虑水平越低。时间效能感能够显著预测焦虑水平；(4) 避免失败的动机在时间效能感与焦虑水平之间的调节作用显著。研究表明大学生的心理健康问题不容忽视，建议大学生在期末考试期间要调整好自己的认知、情绪，避免过度焦虑。 关键词 :心理健康，时间管理倾向，成就动机，焦虑，调节效应 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 心理健康是每个人不可忽视的一个问题。大多数研究者认为，大学生存在很多心理问题，是高危人群(焦玲艳，张华伟，陈景武，2007；黎文静，2009；尤方华，林静，2006)。甚至有资料表明，大学生中有心理障碍或疾病的高达30%左右，远远高于其他年龄的社会群体(王河，2005)。大学生的心理健康具有重要的意义，而焦虑，是影响大学生心理健康中的一个重要因素。根据一些学者的定义，焦虑是对外部事件或内在想法与感受的一种不愉快的体验，它涉及轻重不等但性质相同因而相互过渡的一系列情绪，最轻的是不安和担心，其次是心里害怕和惊慌，最重的是极端恐怖。 大学生焦虑产生的原因是多方面的，有其自身的因素，也有家庭、社会等外界因素(李晶，2012)。关于大学生焦虑水平的相关研究，赵铭锡(2000)对师范院校大学生采用焦虑自评量表(SAS)进行了调查研究，结果显示师范类大学生SAS总分均值和标准差高于国内正常成人测试的得分；有37.14%的大学生存在着不同程度的焦虑情绪，其中焦虑程度大多数为轻中度。王桦等(2001)的研究结果表明新生焦虑状态的分值明显高于在校生，其中男生得分明显高于女生。唐宏、刘善玖、李小波和钟文贵(2002)的研究结果则表明在状态焦虑上，不同性别的大学生不存在显著差异。由此可见，关于大学生焦虑的性别等人口学变量的差异的研究结果仍有争议，本研究会对该问题继续进行探讨。 自2000年心理学者黄希庭提出了时间管理倾向的概念之后，就开启了我国学者对时间管理倾向研究的进程。根据黄希庭和张志杰(2001)，时间管理倾向是指个体在对待时间的价值与功能上，以及运用时间的方式上所表现出来的较为稳定的心理和行为特征。虽然时间是无处不在的，每个人的时间也是完全一样的，但是不同的个体对于时间的认知、态度和行为却是有差异的。黄希庭指出，时间维度上的人格差异明显地表现在个体的时间管理倾向上。 前人对时间管理倾向与心理健康间的相关关系已进行了较多探索。比如说，秦启文和张志杰(2002)的研究结果表明，个体的时间管理倾向和生活质量之间存在着较为显著的正相关。张志杰、黄希庭、凤四海和邓麟(2001)的研究结果显示，时间管理倾向与自我价值感和主观幸福感之间存在着非常显著的正相关，对中学生的学业成绩也有显著的预测作用。邓凌和陈本友(2005)的研究结果显示大学生的时间管理倾向、主观时间压力与抑郁三者之间存在着显著的相关关系，时间管理倾向和主观时间压力对于抑郁具有预测作用。 尽管前人对时间管理倾向与心理健康之间的相关研究已取得了一些较为一致的结论，但少有研究者考察时间管理倾向与焦虑水平之间的关系。鉴于以上对大学生时间管理与焦虑水平间关系的论述，本研究考察的是时间管理倾向与焦虑水平之间的关系。尽管大学生肩负着重大的发展任务，但这并不意味着每个大学生都对自己要着高标准的要求，要求自己取得非凡的成就。如果大学生并不力求使自己获得成功，那么或许尽管他们的时间管理能力较差，也不会引起他们理想自我与现实自我的不平衡，就不会造成内心的矛盾冲突，因而也不会影响到他们的心理健康甚而是焦虑水平。因而推测成就动机会影响时间管理倾向与焦虑水平之间的关系，本研究将详细考察成就动机在时间管理倾向与焦虑水平之间关系起着何种作用。 综合以上所述，本研究的目的是：(1) 探究大学生焦虑水平的现状，部分了解其心理健康状况；(2) 探究大学生的焦虑水平在性别等人口学变量上差异，力求整合前人研究在此问题上出现的不一致的结果；(3) 考察时间管理倾向与焦虑水平之间的关系；(4) 考察成就动机在时间管理倾向与焦虑水平之间关系所起的作用。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究对象 采用问卷的方式进行调查研究，最终收回有效问卷173份。其中男性被试55名，女性被试118名；大一年级的被试29名，大二年级的被试104名，大三年级的被试29名，大四年级的被试11名。被试的平均年龄为20.34岁(SD = 6.87)。被试均了解调研目的并自愿参与本次调查研究。 2.2. 研究方法 2.2.1. 青少年时间管理倾向量表 青少年时间管理倾向量表(Adolescence Time Management Disposition Scale， ATMD)是由黄希庭和张志杰编制而成的，用于分析个体在使用时间时所表现出来的心理结构特点。该量表由时间价值感分量表、时间监控观分量表和时间效能感分量表三个分量表构成，共包含有44个项目。三个分量表均采用5点评分，从1表示“完全不符合”到5表示“完全符合”。所有项目的总分越高表明个体越善于时间管理。在本研究中，该量表的内部一致性信度Cronbach α系数为0.92，三个分量表的Cronbach α系数分别为 0.77、0.86、0.78，表明其具有良好的信度。 2.2.2. 成就动机量表 成就动机量表(Achievement Motivation Scale，AMS)是由Gjesme和Nygard编制而成的。中文版本由叶仁敏和Hagtvet. K. A于1988年修订而成，用于评定个体成就动机的水平。该量表由追求成功的动机(MS)和避免失败的动机(MF)两个分量表构成，共包含有30个项目。每个分量表有15个项目。两个分量表均采用4点记分，从1表示“完全不符合”到4表示“完全符合”。分量表的得分越高，表明个体的这类动机越强。同时根据阿特金森的理论得到合成动机得分MA(MA = MS-MF)，MA越高，表明个体的成就动机越强。在本研究中，该量表的内部一致性信度Cronbach α系数为0.87，两个分量表的α系数分别为0.85、0.91，表明其具有良好的信度。 2.2.3. 焦虑水平自评量表 焦虑水平自评量表(Self-rating Anxiety Scale，SAS) 是由Zung (1971)编制而成的，用于评定个体对焦虑水平的主观感受，具有较广泛的适用性。该量表共包含有20个项目，采用4点评分。主要评定项目为所定义的症状出现的频率，其标准为：1是“没有或很少时间有”；2是“小部分时间有”，3是“相当多时间有”，4是“绝大部分或全部时间都有”。所有项目的总分越高表明受试者的焦虑水平越高。在本研究中，该量表的内部一致性信度Cronbach α系数为0.88，表明其具有良好的信度。 2.3. 统计分析 使用统计软件SPSS17.0进行数据分析。数据处理主要包括5个部分：(1) 对各变量进行描述统计分析；(2) 使用独立样本t检验以及方差分析(ANOVA)考察各变量在人口学变量上的差异分析；(3) 在各变量及其维度之间进行皮尔逊积差相关的相关分析；(4) 采用回归分析考察时间效能感对焦虑水平的预测作用，并考察避免失败的动机在其中的调节作用。
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user: 3. 结果 3.1. 各变量的描述统计 对本研究中收集到的各量表的原始分数据进行描述统计分析，其均值及标准差的结果如下表1所示。 另外，对焦虑水平量表的原始分进行标准分转化后，得到大学生焦虑水平的平均值为51.14，标准差为12.38。 3.2. 人口学变量的差异分析 通过独立样本t检验、方差分析(ANOVA)来考察大学生在时间管理倾向、成就动机和焦虑水平这三个变量及其各维度上是否存在性别、年级、专业、师范生、家庭所在地、独生子女6个人口学变量的差异效应，结果显著的部分见表2。 Table 1 The mean and standard error of variable 变量 M SD 时间管理倾向 3.34 0.43 成就动机 0.07 0.59 焦虑水平 1.93 0.47 时间价值感 3.49 0.55 时间监控感 3.23 0.42 时间效能感 3.38 0.49 追求成功的动机 2.69 0.39 避免失败的动机 2.62 0.47 表1. 各变量原始分的平均数、标准差(N = 173) Table 2 The differences in populatio 变量 男(N = 55) 女(N = 118) p M SD M SD 时间管理倾向 3.39 0.49 3.32 0.40 0.33 成就动机 0.15 0.54 0.04 0.60 0.24 焦虑水平 2.06 0.50 1.87 0.44 0.01 * 时间价值感 3.51 0.63 3.48 0.51 0.69 时间监控感 3.27 0.45 3.21 0.41 0.39 时间效能感 3.46 0.50 3.34 0.49 0.13 追求成功的动机 2.78 0.44 2.65 0.36 0.03 * 避免失败的动机 2.63 0.50 2.61 0.46 0.75 表2. 各变量的人口学变量差异检验结果 注：“ * ”表示p < 0.05，“ ** ”表示p < 0.01，“ *** ”表示p < 0.001 从表1可以看出，男生的焦虑水平显著大于女生(p = 0.01)，另外，男生追求成功的动机(MS)显著大于女生(p = 0.03)。 差异分析中其余变量及其维度在各人口学变量上的差异效应则均不显著。 3.3. 各变量之间的相关分析 采用皮尔逊积差相关对大学生时间管理倾向、成就动机、焦虑水平量表得分进行相关分析，结果如表3所示。 从表3可以看出，大学生的时间管理倾向、成就动机与焦虑水平三者间均存在显著的相关关系。更进一步说，时间管理倾向与成就动机间存在显著的正相关关系(r = 0.37，p < 0.01)，而时间管理倾向与焦虑水平存在显著的负相关关系(r = −0.15，p < 0.05)，成就动机与焦虑水平之间也存在显著的负相关关系(r = −0.15，p < 0.05)。 值得注意的是，在时间管理倾向的3个维度中，只有时间效能感这个维度与焦虑水平存在显著的相关关系(r = −0.16，p < 0.05)。因此，在接下来的回归分析中，仅选取时间管理倾向量表中的时间效能感这一个维度作为自变量，探究其对焦虑水平的预测作用。另外，在成就动机的2个维度中，只有避免失败的动机这个维度与焦虑水平存在显著的相关关系(r = −0.23，p < 0.01)。同理，在接下来的回归分析中，仅选取避免失败的动机作为调节变量，考察其在时间效能感与焦虑水平关系间的调节效应。 3.4. 以焦虑水平为因变量的分层回归 如上文所述，时间效能感与焦虑水平之间的相关以及避免失败的动机与焦虑水平之间的相关均达到了统计学意义上的显著水平。为了进一步探究它们之间的关系，以焦虑水平为因变量进行分层回归分析，结果如表4所示。 模型1：以时间效能感为自变量，焦虑水平为因变量，考察时间效能感对焦虑水平的预测作用； 模型2：以时间效能感为自变量，避免失败的动机为调节变量，焦虑水平为因变量，考察避免失败的动机在时间效能感与焦虑水平之间的调节作用。 从表4可以看出，在模型1中，时间效能感对焦虑水平的预测作用达到了显著水平(t = −2.05，p < 0.05)，R2 = 2.4%，调整后的R2 = 1.8%。 Table 3 The correlations between variable 变量 1 2 3 4 5 6 7 8 1 时间管理倾向 - 2 成就动机 0.37 ** - 3 焦虑水平 −0.15 * −0.15 * - 4 时间价值感 0.74 ** 0.09 −0.09 - 5 时间监控感 0.93 ** 0.41 ** −0.11 0.52 ** - 6 时间效能感 0.88 ** 0.40 ** −0.16 * 0.52 ** 0.79 ** - 7 追求成功的动机 0.53 ** 0.60 ** 0.05 0.31 ** 0.51 ** 0.51 ** - 8 避免失败的动机 −0.02 −0.75 ** 0.23 ** 0.16 * −0.09 −0.08 0.08 - 表3. 各变量之间的相关系数 注：“ * ”表示p < 0.05，“ ** ”表示p < 0.01，“ *** ”表示p < 0.001 Table 4 Regression analysis of anxiet 模型 预测源 非标准变化系数 标准变化系数 t B SE β 模型1 时间效能感 −0.15 0.07 −0.16 −2.05 * 模型2 时间效能感 −0.12 0.07 −1.21 −1.64 避免失败的动机 0.16 0.08 0.16 −2.06 * 时间效能感×避免失败的动机 0.27 0.12 0.18 2.23 * 表4. 对焦虑水平的回归预测 注：“ * ”表示p < 0.05，“ ** ”表示p < 0.01，“ *** ”表示p < 0.001 温忠麟、侯杰泰和张雷(2005)指出，当自变量与调节变量均为连续变量时，将自变量与调节变量中心化，做层次回归分析，若回归系数的差异显著，则调节效应显著。对应上表中模型2的结果，可以发现避免失败的动机在时间效能感与焦虑水平之间的调节作用是显著的(t = 2.23， p < 0.05)。当避免失败的动机进入回归方程后，R2 = 9.9%，调整后的R2 = 8.3%。另外，在模型2中，避免失败的动机对焦虑水平的预测作用也达到了显著水平(t = −2.06， p < 0.05)，起着正向的预测作用。
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user: 4. 讨论 4.1. 大学生焦虑水平的现状 对焦虑自评量表总分标准分的评判标准一般为：低于50分者为正常；50~60分者为轻度焦虑；60~70分者为中度焦虑；70分以上者为重度焦虑。国内正常成人SAS测试的得分均值为37.23，标准差为12.59。本研究通过对346名大学生的问卷调查得到的结果显示大学生焦虑水平的平均值为51.14，标准差为12.38，远远超过了国内正常成人的焦虑水平，已经达到了轻度焦虑水平。这一结果与前人的研究一致。赵铭锡利用焦虑自评量表得到的研究结果显示师范类大学生焦虑总分均值为45.04，标准差为10.91；有37.14%的大学生存在着不同程度的焦虑情绪，其中焦虑程度大多数为轻中度。然而本研究有一个不足之处，就是该研究的调查时间非常临近期末考试，根据王珊(2014)学习压力可以有效预测焦虑水平的研究结果，可以推测本研究中出现的结果很有可能是由于大学生面临着繁重的学业压力，对考试的担心忧虑导致了大学生焦虑水平的上升。未来研究可以选取一个学期的不同时间点进行大学生焦虑水平的研究。 另外，本研究中男生的焦虑水平显著大于女生，这与王桦表明的新生焦虑状态的分值明显高于在校生，其中男生得分明显高于女生的研究结果一致。但同时，男生追求成功的动机也显著大于女生。这可能是由于男生在追求成功时对自己的标准、要求更高，因而更容易导致焦虑。 4.2. 时间管理倾向与焦虑水平的关系 本研究发现，大学生的时间管理倾向与焦虑水平之间存在显著的负相关关系。大学生在时间管理倾向中的时间效能感这个维度上的得分越低，其焦虑水平越高，时间效能感对焦虑水平有显著的预测作用。 在大学生的学习过程中，学习任务等事件的完成具有较强的时间约束，在有较多任务的情况下，能够良好管理时间的个体自然更能够从容有序地应对各科的学习任务，从而减少焦虑的情绪体验。在结构化的学习环境中，个体对学习时间的有效安排与利用，对其学习压力与考试焦虑水平都会有显著的影响。研究结果可以得到合理的解释。 4.3. 避免失败的动机在时间效能感与焦虑水平之间的调节作用 本研究发现，大学生的成就动机与焦虑水平之间存在显著的负相关关系，成就动机中的避免失败的动机这个维度与焦虑水平之间存在显著的相关关系。避免失败的动机在时间效能感与焦虑水平之间的调节作用显著。从避免失败的动机对时间效能感的影响来看，尽管大学生的发展任务重大，但并非每个大学生都对严格要求，力求获取成功，那么或许尽管这些大学生的时间管理能力较差，也不会引起他们的理想自我与现实自我之间的不平衡，因而也不会造成他们内心的矛盾冲突，也就不会影响到他们的心理健康水平甚而是焦虑水平。 尽管成就动机可以调节时间效能感与焦虑之间的关系，可在一定程度上维护个体的心理健康，但切不可为了一味地追求自己的心理健康而降低自己的成就动机。大学生代表年轻有活力的一族，学习生活中遇到一些难以避免的挑战是正常的，这些挑战导致一定程度的焦虑也是正常的。焦虑的程度恰当并主要针对某种特定的情境，可视为一种正常的反应，若为自由浮动的、泛化的、或程度过强，才成为一种异常或病理的状态(唐宏，刘善玖，李小波，钟文贵，2002)。焦虑并不是全部有害于我们的身心健康，它也分为正常焦虑和病理焦虑两种，而正常焦虑在一定程度上对我们有着积极的意义。大学生重视自己的心理健康，首先要对焦虑持有一个正确的认识。 随着社会的发展，人们越来越重视自己的心理健康。著名心理学家周正教授曾说过，心理学研究的最终目的是人类生活的成功、健康、幸福。而心理卫生的重要目标，就是预防心理障碍和各种精神疾病的发生，维持人们的心理健康。台湾学者黄坚厚提出了心理健康的4条标准，其中一条标准就是心理健康的人是有自知之明的，能悦纳自己，并进而发展自己；王登峰也指出，心理健康的人正视现实，接受现实，并热爱生活，乐于工作。大学生作为社会中的一个重要群体，处于人生阶段的青年期，然而理想自我在客观现实中可能一时难以实现，从而引起认知、情绪上的问题，妨碍其健康地成长。大学生的心理健康状况不容忽视，本研究的结果提醒我们大学生要正确认识自己的心理健康状况，尤其在期末考试临近之际要好好调节自己的认知、情绪，避免过度焦虑，损害自己的身心健康。
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user: 致 谢 该论文来自于基地班的科研基金的资助，具体的基金名称和基金号如下：国家自然科学基金(J1210024，J1310031)。
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user: 摘 要 目的：编制研究生创业心理资本量表，并检验其信效度。方法：通过查阅文献、访谈和开放式问卷等方法编制量表题项。采用方便抽样法对955名研究生施测，通过项目分析筛选题目，对数据进行探索性因素分析(n = 459)和验证性因素分析(n = 496)。结果：探索性因素分析获得25个题项，其中事务性心理资本包含了坚韧进取和自信乐观，各因素负荷在.579~.85之间，累计方差贡献率为63.87%；人际性心理资本包含了善于交际和诚信奉献，各因素负荷在.78~.907之间，累计方差贡献率为80.58%。验证性因素分析结果表明量表的模型拟合良好。总量表的Cronbach α系数为.901，事务性心理资本的Cronbach α系数为.863，人际性心理资本的α系数.822，其余因子的α系数在.789~.857之间。结论：研究生创业心理资本量表具有良好的信效度，可在未来相关领域使用。 关键词 :研究生，创业心理资本，量表编制 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 创业研究经过多年发展已成为一个涉及多领域的颇受关注的热点问题，研究者对创业的涵义有着不同的定义，有从识别机会的能力的角度进行定义的，有从创业家个性与心理特征角度定义的，也又从创建新组织和开展新业务角度进行定义的(朱仁宏，2004)。本文采用Krueger、Deborah和Brazeal的观念，将创业定义为对不顾现有资源的机会的追求过程，而创业者则是那些追求机会的人。Krueger认为创业者在进行创业之前一定要先具有创业潜能(entrepreneurial potential)，而创业潜能需要潜在的创业者来体现(Krueger， Deborah， & Brazeal， 1994)。在创业研究中，对创业者个性特征和社会特征的研究也占据很大一部分(范巍，王重鸣，2004)，而对创业心理资本的研究也在创业者个性特征研究的范畴内。心理资本(Psychological Capital)是继人力资本、社会资本后第三大资本形态，是个体在成长与发展过程中表现出来的一种积极状态，具有相对的稳定性，且比较容易改变和开发，包括自我效能、乐观、希望、韧性等构念组成的一个高阶积极构念(柯江林，孙建敏，& 李永瑞，2009)。因而本研究将以研究生群体作为潜在创业者，对其创业心理资本的维度进行探索，编制研究生创业心理资本量表。 国内外学者对心理资本的结构和测量工具进行了探索，Goldsmith， Veum， & Darity (1997)采用的是Rosenberg的自尊量表(self-esteem scale)和Rotter的内外控问卷(internal-external) 23个条目中的4个来测量心理资本。Luthans等人编制的心理资本问卷(Psychological Capital Questionnaire，PCQ)，PCQ问卷由4份不同的问卷整合而成，包含了心理资本的四个维度，即自我效能、乐观、希望、韧性(Luthans， 2002; Luthans， Avolio， Avey， & Norman， 2007)。我国学者柯江林等(2009)率先进行了心理资本量表的本土化研究，开发了本土心理资本量表。与西方的心理资本概念相比，本土心理资本构念具有二阶双因素结构，分为事务型心理资本(自信勇敢、乐观希望、奋发进取与坚韧顽强)与人际型心理资本(谦虚诚稳、包容宽恕、尊敬礼让与感恩奉献)。以上关于心理资本的结构与测量的研究，为创业心理资本的结构和测量研究提供了基础，高娜、江波(2013)在此基础上进行了创业心理资本量表编制的探索工作，提出创业心理资本是一个七因素模型，包括积极成长、主动应对、热情创新、敏锐卓越、自我效能、社交智慧和乐观希望等七个因子。但其量表编制选择的被试数量较少，探索性和验证性因素分析的被试量均不到初测题项的3倍，其量表信效度并未达到较为理想的状态。因而，本研究将在现有研究的基础上对研究生创业心理资本的结构和测量进行探索，旨在编制研究生创业心理资本量表，并对其信效度进行探索。
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user: 2. 研究方法 2.1. 研究被试与程序 访谈：选取12名正在创业的研究生作为访谈对象，采用半结构式访谈。有11名为硕士研究生，1名为博士研究生，11名在校，1名为硕士毕业生。其创业领域包括：教育培训、舞蹈工作室、游戏开发、生物技术产品开发、淘宝人气店主、互联网+创业等。 开放式问卷：选取50名研究生发放开放式问卷，要求其根据自己的理解和感受尽可能多的列出成功创业的研究生所应具备的心理与行为特征，最终收回42份有效问卷，其中23位为正在创业、具有创业经历或参与过创业实践的，19位为未进行过创业活动的。 探索性因素分析：采用方便抽样的方法，采用实地发放与网络发放两种方式，发放问卷500份，回收有效问卷459份，有效率为91.8%。其中，男生257人，占56%，女生195人，占42.5%，缺失值7个；研一248人，占54%，研二100人，占21.8%，研三90人，占19.6，博士及以上14人，占3.1%，缺失值7个。 验证性因素分析：采用方便抽样的方法，采用实地发放与网络发放两种方式，发放问卷550份，回收有效问卷496份，有效率为90.18%。其中，男生250人，占50.4%，女生246人，占49.6%；研一347人，占70%，研二71人，占14.3%，研三75人，占15.1%，博士及以上3人，占0.6%。 2.2. 统计方法 采用NVovo11.0对访谈材料和开放式问卷进行编码，统计频率高的陈述句，并由3位心理学专业研究生和2位心理学本科生对陈述句进行归类分析，最后形成40题的研究生创业心理资本初测问卷。采用SPSS19.0对初测样本进行描述性统计、条目分析和探索性因素分析；对正式施测样本进行描述性统计和信效度分析。采用AMOS21.0对正式施测样本进行验证性因素分析。
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user: 3. 结果 3.1. 条目分析 计算40个项目的总分，以27%为临界值，考察高低分组在每一个条目上平均数差异的显著性，删除鉴别力指数 < .4的一个题项(q20)，剩余39题高低分组差异均显著，鉴别力指数均大于.4。剩余题目继续进行题总相关和内部一致性系数检验，相关系数在.529~.844之间，内部一致性系数为.979，删除任何一题都不会使内部一致性系数提高，因而不予以删除题项。 3.2. 探索性因素分析 在条目分析的基础上，分别对事务性和人际性心理资本分量表进行探索性因子分析，事务性心理资本的KMO系数为.964，Bartlett卡方值为8381.369 (P = .000)，人际性心理资本的KMO系数为.958，Bartlett卡方值为6939.418 (P = .000)，说明数据适合进行探索性因素分析。 对事务性心理资本(1~25题)采用主成分分析方法，进行发差最大性正交旋转，因子负荷均大于.4，不予删除题项，删除双重负荷因子的项目后得到14个项目，特征值大于1的因素有2个，解释率为63.87%。同理对人际性心理资本(26~40)题进行探索，删除双重负荷因子的项目后得到11个项目，特征值大于1的因素有2个，解释率为80.58% (表1)。 3.3. 验证性因素分析 采用AMOS21.0对事务性心理资本和人际性心理资本的因素模型进行验证性因素分析。拟合指标见表2，由表2可知，事务性心理资本(χ 2 /df = 2.26，EMSEA = .05 < .08， GFI = .958， NFI = .933， IFI = .962， TLI=.949， CFI = .961)和人际性心理资本(χ 2 /df = 2.50，EMSEA = .055 < .08， GFI = .967， NFI = .957， IFI = .972， TLI=.962， CFI = .974)的模型拟合均良好。 检验各因素之间及与总分的相关关系，结果见表3和表4，由表3可知，自信乐观与坚韧进取的相关系数为.535，小于其与事务性心理资本及创业心理资本总分的相关系数(.763~.876)，表明事务性心理资本的结构效度较好；由表4可知，善于交流与真诚奉献的相关系数为.208，小于其与人际性心理资本及创业心理资本总分的相关系数(.68~.859)，表明人际性心理资本的结构效度较好。 Table 1 Factor Loading of each projec 事务性心理资本 人际性心理资本 坚韧进取 自信乐观 善于交际 真诚奉献 条目 载荷 条目 载荷 条目 载荷 条目 载荷 q8 .85 q4 .78 q31 .843 q38 .907 q16 .824 q21 .734 q27 .819 q35 .898 q6 .789 q2 .7 q33 .803 q40 .898 q7 .788 q13 .63 q30 .78 q34 .895 q5 .784 q18 .629 q37 .861 q15 .753 q19 .593 q39 .856 q14 .688 q3 .579 q36 .838 表1. 各项目的因素载荷 Table 2 Results of confirmatory analysis of structural mode χ 2 /df RMSEA GFI NFI IFI TLI CFI 事务性心理资本 2.26 .050 .958 .933 .962 .949 .961 人际性心理资本 2.50 .055 .967 .957 .972 .962 .974 表2. 结构模型验证性分析结果 Table 3 Relationship between transactional psychological capital， factors and total scal 创业心理资本 事务性心理资本 自信乐观 坚韧进取 创业心理资本 1 事务性心理资本 .927 ** 1 自信乐观 .763 ** .873 ** 1 坚韧进取 .858 ** .876 ** .535 ** 1 表3. 事务性心理资本、各因子与总量表的关系 注： * 表示p < 0.05， ** 表示p < 0.01， *** 表示p < 0.001 Table 4 Relationship between interpersonal psychological capital， factors and total scal 创业心理资本 人际性心理资本 善于交际 真诚奉献 创业心理资本 1 人际性心理资本 .88 ** 1 善于交流 .689 ** .68 ** 1 真诚奉献 .689 ** .859 ** .208 ** 1 表4. 人际性心理资本、各因子与总量表的关系 注： * 表示p < 0.05， ** 表示p < 0.01， *** 表示p < 0.001 3.4. 信度分析 总量表的Cronbach α系数为.901，事务性心理资本的Cronbach α系数为.863，人际性心理资本的Cronbach α系数.822，其余因子的Cronbach α系数在.789~.857之间(表5)。
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user: 4. 讨论 4.1. 研究生创业心理资本的信效度分析 本研究基于文献分析、访谈研究和开放式问卷调查，构建了研究生创业心理资本的理论结构，并在专家和心理学本硕学生的多次校对下对题项进行了反复修改，因而具有较好的内容效度。项目分析各题项高低分组的平均差异均达到显著，说明问卷具有较高的区分度，能够鉴别不同特征。探索性因素分析获得25个题项，其中事务性心理资本包含了坚韧进取和自信乐观，共解释方差总变异的63.87%；人际性心理资本包含了善于交际和诚信奉献，共解释方差总变异的80.58%。验证性因素分析结果表明量表的模型拟合良好，而研究检验了各因素之间及与总分的相关关系，得出量表具有较好的结构效度。采用内部一致性系数对量表结构的稳定性和可靠性进行了考察，各项系数均符合心理测量学的要求，问卷具有较高的信度。综上所述，本研究编制的研究生创业心理资本量表具有良好的信度和效度。 4.2. 研究生创业心理资本的维度分析 在本研究中，创业心理资本包含四个维度：自信乐观、坚韧进取、善于交际和真诚奉献。自信乐观这一维度与Luthans等人心理资本(Luthans & Youssef， 2004)的自我效能和乐观维度有重合部分，表示认为对自己较强能力和影响力，对不确定的事情抱有积极的态度。在创业过程中，自信心对激发创业动机、选择创业项目、为创业项目争取资源、制定事业发展战略等都有较大的影响(Zhou & Wang， 2014)；而对在校便开始进行创业活动的学生来说，自信可能会决定企业是长远走下去还是毕业即歇业，有研究表明，乐观是对未来目标的信念，是对目标追求的认知和对未来的相对稳定的预期，在目标追求过程中，尤其是追求不确定或新奇目标时，乐观使人对预期结果产生信心感，并进一步产生更大的动力和更多的积极情绪，从而使目标更可能实现(肖倩，吕厚超，& 华生旭，2013)。创业活动即是一种不确定的创新性的活动，拥有乐观希望的心理状态，有利于创业者积极的投入到创业活动中，精神饱满的为目标付出更多努力，从而提高创业成功的可能性。坚韧进取对应Luthans等人心理资本概念中的韧性概念，Luthans等(2007)认为韧性是指从变故、不确定性、冲突失败以及不断增长的责任里恢复过来的积极心理力量。在本研究中，坚韧进取代表了敢于面对逆境并从逆境中恢复的能力，具体表现为遇到困难和挫折能够适应和容忍，能够面对和承担不利条件与后果，并为之努力奋斗。善于交际维度属于人的社会性特征，创业并不是一件孤芳自赏的事，而是需要与各类人打交道，可能包括合伙人、客户、投资人、政府部门(如工商局、地税局等)、供应商、员工、竞争对手等等。良好的沟通交流能力，能够帮助创业者更好的去推广 Table 5 Reliability coefficient of each factor of graduate entrepreneurial psychological capita 总问卷 事务性心理资本 人际性心理资本 自信乐观 坚韧进取 善于交际 真诚奉献 Cronbach α系数 .901 .863 .822 .789 .833 .826 .857 表5. 研究生创业心理资本各因子的信度系数 注： * 表示p < 0.05， ** 表示p < 0.01， *** 表示p < 0.001 自己的事业、谋求更大的发展空间。真诚奉献表现为为人诚信，不轻易承诺，能体察到别人对自己的帮助，并表示感谢，乐于奉献。关于真诚的研究表明，真诚领导可以提升追随者对领导者的信任程度，从而提高其敬业度及工作绩效(王勇，陈万明，& 李建升，2012)。创业大部分时候不是靠一个人单打独斗，而是由一个核心团队慢慢发展壮大的，真诚奉献的特质能够更好的增加团队凝聚力，提升效率。