大學生自評報告匯總十篇

序論：好文章的創作是一個不斷探索和完善的過程，我們為您推薦十篇大學生自評報告范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質，帶來更深刻的閱讀感受。

篇（1）

大專學生自評報告一

大學三年轉眼即逝，回首往事仍歷歷在目。在大學三年的時間里，我享受過成功的甜蜜，品嘗過失敗的苦楚，生活的種種，都將我歷練，讓我從一個青澀，魯莽的中學生，蛻變成一個成熟，內斂的大學生。使我能夠在以后的人生道路上，走得更加平穩;面對生活的挫折時，知道該怎樣去應對。下面是我畢業的自我鑒定。

在學習方面，我覺得對于一個大學生來說，學習是無比重要的，我們只有通過不斷的學習，才能不斷的提高自身的文化修養和素質修養。這是我們當代大學生必備的涵養，作為千千萬萬當代大學生的其中一位，我時刻記得要好好學習，天天向上。無論是課內的知識還是課外的知識，我都會以一種虛心的態度去學習。

在生活方面，我同樣以一種虛心向學的姿態，向身邊優秀的同學學習。在與很多同學接觸的這三年時間里，我也懂得了很多生活的樂趣，我們一起談笑風生，快樂無比。我們相互幫助，不讓哪個同學落單。這些，都讓我感到家一般的溫暖，讓我學會了感恩。 在社會實踐方面，我喜歡利用假期時間，去做一些兼職。我覺得，校園只是我們社會的一個縮影，要真正的得到歷練，我們還必須走出校園，走向真正的社會，在這樣的環境下，我們方可歷練自己。學會吃苦，學會容忍，學會微笑，學會謙讓。這樣的我們才能立足于社會的不敗之地。

三年的大學生活，給了我一個歷練的平臺。三年的所有事情，都是我以后回首可見的瑰寶。我衷心的感謝我的大學給我的所有。

大專學生自評報告二

三年的大學生活就這樣匆匆忙忙的結束了，發現自己也長大成熟了好多。四年來點點滴滴的磨練成為我生活中的一個個關鍵的起點。有的輝煌，值得你記住一輩子的。我不怕苦，我只是怕我們沒有挑戰自我、充實自我和實現人生價值的勇氣和機遇。所以我一直在努力著，一直在努力。剛上大一的時候，學校有好多的社團可以加入，比較好的就有廣播站、學習部等。由于自己的害怕而放棄了加入學校這些優秀的社團。也許還要怪自己當時的想法，就是不在學校社團難道就不能發展自己了嗎?難道作為一名普通的學生就不能學校做出貢獻了嗎?就這樣機會與我擦肩而過。當我清楚知道加入社團的好處的時候，我其實也不是很后悔，而是自己默默的在心里發誓，做一名學生也要出類拔萃。

沒有加入社團對我來說其實就是比別人晚了一步要進入所謂大學的半個社會。我經常會利用課余時間去外系旁聽學習，雖然沒有他們專業，但總比普通學生多學習了一點。就這樣我不放棄任何學習的機會，有一點就學習一點。我知道我在某些方面不如那些同學，所以我就拼命的學習，人家都說“學習能改變命運”，也許我就是沖著學習的優秀能禰補我的不足吧。所以在大一的下學期我就通過了英語四級考試，我也正準備著向高一層次發展。也準備考一些對我以后發展有用證件。當然我也不放棄在假期和空閑時間去社會實踐來提高自己，比如去蘇寧打工，去一些專賣店促銷商品。這不僅提高了我的思想覺悟，也使我對社會有了更深刻的認識。

我的優點是誠實、熱情、性格堅毅。我認為誠信是立身之本，所以我一直是以言出必行來要求自己的，答應別人的事一定按時完成。由于待人熱情誠懇，所以從小學到大學一直與同學和老師相處得很好，而且也很受周圍同學的歡迎，與許多同學建立起深厚的友誼。在學習知識的同時，我更懂得了，考慮問題應該周到。我這個人有個特點，就是不喜歡虎頭蛇尾，做事從來都是有始有終，就算再難的事也全力以赴，追求最好的結果，正因為如此，我把自己的意志視為主要因素，相信只要有恒心鐵棒就能磨成針。一個人最大的敵人不是別的什么人，而是我們自己。這么多年來，我一直都是在跟自己作戰，準確地說，是和自己的意志戰斗。現在回想起來，我確實比以前堅毅了許多，但我不會松懈下來的。以上這些優點，是我今后立身處世的根本，我應該繼續保持，并不斷以此鞭策自己奮發向上。

當然，有優點就會有缺點。我應該做的是在今后的學習中不斷的去正視，不斷的去優化。我們不要想到有什么難處，我們應該鞭策自己"工欲善其事，必先利其器"。成功與否在于自己的把握。

大學四年的生活是非常具有代表性質的，它包含了汗水和收獲，也為我劃上了人生拼搏的起跑線。

未來之路就在眼前，遙遠，需君不斷求索。那么就讓我們屏棄所有的恐懼，和我一起上路，為我們以后的學習和工作繼續創造我們自己的輝煌。

大專學生自評報告三

三年時間就這樣結束，大學的學習生涯總是讓人意外，過去我經常都希望能夠早點畢業，細細想想我都感覺真美好，但是到了離開之際我內心此時有不舍了，真是反反復復，三年大學生涯塑造了我現在的身心，性格，這幾年讓我影響尤為深刻，經歷過了中學，再來到這里感覺到處都是好奇的，我常常都能夠感受到這一點，就像剛剛來到_這里的時候我是好奇的，我是難以相信學習可以這樣，現在經過了三年的學習，我早已經習慣了這些，每當想想自己要離開，我心里竟不是滋味，當然包括了對這兒的不舍之情，畢竟是我值得留戀的地方，不僅僅是這里本身就帶著魅力，也就這三年我應全面鑒定自己。

嘗嘗聽說時間它是非常迅速的，我當然知道，留下了斑駁歲月，可它不曾留住時間，大學三年我一直在鍛煉自己，我認為強大了自己才是打敗了困難，這是我對學習的看法，很多時候我都明白這一點，我注重自身修養的提高看，學習一些好的東西，這跟周圍的環境還是有關系的，我明白這一點，環境是非常磨礪一個人，也非常鍛煉一個人，我結實個人修養非常高的同學，大學幾年我也一直都是收到了周圍環境的影響，我虛心學習，注重于自身的一言一行，我很喜歡這種感覺，自己一天天都會有進步，我也回想很多，有時候生活當中會發生一些特備考驗人的事情，但是我也一直都有努力的去適應。

篇（2）

一、問題的提出

職業決策自我效能（career decision-making self-efficacy）的研究大致從20世紀80年代在美國興起，Taylor和Betz從社會學習和認知行為理論出發，依據班杜拉的自我效能結構，提出職業決策自我效能概念。職業決策自我效能是指決策者在進行職業決策過程中對自己完成各項任務所必需的能力的自我評估或信心。已有的研究表明，個人對自己職業決策能力的效能感越強，為選擇和規劃職業生涯所做的探索的水平也就越高，成功作出職業決策的機會也越大。

自我評估是自我意識的重要組成部分，它是一種包含社會行為準則知識和主觀經驗的復雜的自我認識過程，是指自己對自身的品德、能力、外貌、個性、人際關系、社會適應等方面所作的評價。“人貴有自知之明”，恰當客觀的自我評估，是自信心的源泉，也是自我意識成熟的表現，它直接影響個人的心理健康、心理平衡的保持及在社會活動、人際交往中有恰當的行為表現。

國內外學者的研究都有實證，自我評估與職業決策自我效能之間存在著相關關系。國外學者研究表明，那些具有高自我評估的個體將會選擇適合自己特質的職業角色，而那些低自我評估的個體可能就不會這樣。而且，高自我評估被試對于職業規劃的確定性明顯高于低自我評估的被試。高自我評估的個體在第一職業選擇不能順利執行的情況下，能夠根據自己的職業偏好來選擇第二職業，而那些低自我評估的個體往往會做出相互矛盾的職業選擇。2000年以后，職業決策自我效能的研究開始進入我國研究者的視野，國內研究表明，個人對自己職業決策能力的效能感越強，為選擇和規劃職業生涯所做的探索的水平也就越高，成功作出職業決策的機會也越大。

因此，可以依據職業決策自我效能來理解和解釋學生的職業選擇等職業行為問題，也可以把它作為職業咨詢的工具，用來了解學生的職業自信心狀況，也可以作為職前培訓和學生職業行為問題的有效干預手段，從而提高學生職業行為的有效性。

從已有的研究來看，都只是在淺層次探究職業決策自我效能與自我評估之間的關系，對自我評估影響職業決策自我效能的具體因素卻極少涉及。本研究對大學生自我評估與職業決策自我效能的關系進行了深入探討，而且在人口統計學變量方面也進行了認真分析。

二、調查方法

2.1研究工具

研究工具有兩個：①個人評價問卷（Shrauger，1990）。②職業決策自我效能量表（CDMSE-SF），適用于大學生群體。

測試結果用SPSS17.0軟件進行數據分析。

2.2調查對象

本次調查以河南師范大學800名在校本科生為對象，其中，一年級6.2%，二年級47.3%，三年級46.5%；藝術生（音樂、體育、美術）138人，文科生330人，理科生306人；男生282人，女生492人。

問卷按年級和專業分發集體施測，當場回收。實測過程嚴格按照心理測驗的標準程序進行，共發放問卷800份，有效問卷774份，問卷有效率為96.75%。

三、調查結果

3.1 性別差異

研究結果顯示，男女生在職業決策自我效能及各分量表的得分均表現出顯著性差異，且男生得分高于女生，表現在職業決策方面，男性的就業思路更廣闊，敢于嘗試各種職業，相對來說，女生的職業選擇意向范圍就較為狹窄。研究者在師范院校進行的訪談結果也證明了這一點，大部分女生認為自己將來會從事教師職業，而男生卻不拘泥于這一職業，有更多的選擇。另外，通過信息檢索和個人訪談發現，目前仍有許多招聘崗位存在著性別歧視現象，有些企事業單位明確表示只招男生。所以，即使在愈顯低迷的就業形勢下，較多男生則表示自己總會找到工作。因此，除了呼吁社會消除性別歧視之外，高校在職業指導教育中，應當著力改變學生尤其是女生的就業觀念。

3.2 專業差異

研究結果顯示，不同專業學生（藝術生、理科生和文科生）在自我評估及職業決策自我效能上存在顯著差異：總得分及目標選擇、未來規劃和問題解決得分表現為：藝術生>理科生>文科生，但在自我評價和職業信息兩個維度上，得分表現為：藝術生文科生理科生。

這說明，藝術生往往有相對明確的目標和未來規劃，就業壓力相對較小。理科生善于動手、運用邏輯思維，著眼于解決具體問題，對未來的規劃較文科生明確；而文科生細致、謹慎，在自我評價和職業決策方面，善于搜集職業信息，缺乏果斷的決策。

筆者認為，由于專業性質不同，藝術生的知識技能藝術性強，理科生動手能力強，文科生則言語能力強。因此，學校及相關就業指導中心應當明確不同專業學生的特點，及其相應的就業方向，健全職業興趣和能力測評機制，深入地了解大學生，使就業指導更有針對性。

3.3 年級差異

本研究結果顯示，不同年級學生的職業決策自我效能存在顯著差異，其順序為：一年級>三年級>二年級。這說明一年級學生的職業決策信心更強，三年級次之，二年級學生的職業決策自信心較弱。

調查發現，這主要是學生心態的影響。大學一年級學生跨入大學，學歷地位增高，自我優越感增強，對未來充滿信心；而二年級學生經過一年大學生活，發現了與別人的差距，感覺到對現實的失控，懷疑自己的能力，不敢再冒然自信。然而，三年級學生大多已了解自己的能力，認可并擺正自己的位置，對社會的認識和未來的抉擇也更實際了。另外，走訪中發現，一年級學生對新生活充滿好奇，大膽嘗試各類比賽和兼職。然而，多方的打擊使他們畏縮不前，懷疑自己的能力，在二年級的時候變得比較謙虛謹慎。到了三年級，他們開始憧憬未來，備戰考研，兩年閱歷使他們對自己有了較清晰的認識，開始朝理想的方向奮進。

因此，高校要加強大學生的生活指導，幫助大學生及早形成清晰的自我認識，樹立對未來的信心。

3.4城鄉差異

本研究將家庭出生地分為農村和城鎮，結果顯示，在職業決策自我效能總分上有顯著差異，城鎮學生職業決策自我效能>農村學生職業決策自我效能。

因此，在生活環境存在現實性差異的情況下，農村學生應當尋求更多機會，掌握更充分的信息，如參與社團活動、各類競賽等，鍛煉自己的能力，發揮自己的優勢，更好的把握自己。學校輔導員也應當針對不同的學生群體采取不同的激勵和引導措施。

3.5獨生子女與非獨生子女的差異

研究結果顯示，獨生子女與非獨生子女在職業決策自我效能及其各維度上沒有顯著差異，這與以往研究結果一致。這表示對于大學生來說，無論是獨生子女，還是非獨生子女，其自我意識基本上已經成熟，大多時候他們能夠清晰地認識自己，評估自己的能力，認清自己所面臨的就業形勢，理性思考問題。

另外，筆者認為，家庭教養方式未必會造成獨生子女與非獨生子女職業決策自我效能的差異。但這一點，還有待進一步的驗證。

3.6大學生自我評估對職業決策自我效能的預測作用

積差相關分析發現，大學生自我評估與職業決策自我效能及其各維度的相關均達到的顯著水平，說明大學生自我評估與職業決策自我效能有顯著的相關關系。

典型相關分析發現，控制變量對效標變量的解釋效果達到62.5%，這表明自我評估對職業決策自我效能有較好的預測作用，即高自我評估的個體職業決策自我效能也高。這與以往在職業決策領域的研究結果一致。進一步分析發現，愛情對大學生目標選擇有重要作用，自信程度對大學生未來規劃有較大影響，與人交談的能力對大學生自我評價和選擇目標有重要影響。另外，在走訪中發現多數人際關系不佳的學生，往往比較自卑，他們認為，處理不好同學關系，將來工作中必定會難以與人難相處。這類同學對自己的未來充滿憂慮。

這說明學業已不再是影響大學生職業決策的最重要的部分，大學生的人際關系是影響他們職業決策，尤其是目標選擇和未來規劃的重要因素。

而李莉、馬劍虹對大學生自我評估與職業決策自我效能的研究中發現，大學生職業決策的問題，多集中在問題解決方面。他們使用的自我評估量表包含學業表現、社會關系、個性特征和環境因素四個維度，發現大學生自我評估各維度對職業決策自我效能有不同程度的貢獻。

因此，高校要關注大學生的人際交流，為其創造更多的機會，鍛煉其解決問題能力，幫助他們正確評估自己，為他們將來正確做出職業決策打下良好基礎。

參考文獻：

[1]李莉，馬劍虹.大學生職業決策自我效能及其歸因研究[J].應用心理學，2003，9（4）：3-6.

[2] 劉婷婷，吳琛，褚卉.國內職業決策自我效能研究綜述[J].繼續教育研究，2008，（8）：88-90.

[3]彭永新，龍立榮.大學生職業自我效能測評的研究[J].應用心理學，2001，7（2）：38-43.

[4]許存，馬紅宇.影響職業決策自我效能的因素及干預研究述評[J].心理學進展，2008，16（5）：760-766.

[5]趙馮香.大學生職業決策量表的編訂及應用研究[D].浙江大學，2005，5.

篇（3）

本研究認為：中國正處于社會轉型期，隨著我國城市化進程和戶籍制度改革的深入推進，大量農民進城務工和子女隨遷入城，農家子弟內部已經出現分化。農業戶口子弟、在農村居住的子弟和父母務農子弟的教育條件與情況已經不能一概而論。關于農家子弟教育機會的討論，以及制定切實有助于改善農家子弟教育機會的有效政策，都需要首先界定清楚“農家子弟”概念。

在本報告中，我們首先提出界定“農家子弟”的標準：第一，本人是否是農業戶口；第二，家庭是否在農村居住；第三，父母是否從事農業。在本報告中，我們將三類農家子弟分別稱作“農戶子弟”（上大學前戶籍為農業戶口）、“農村子弟”（上大學前居住在農村）和“農民子弟”（父母中至少有一方從事農業勞動）。圍繞這三類“農家子弟”的教育機會，本報告從以下幾方面進行分析：首先，描述農家子弟在高等學校學生中的比例、趨勢及學校層次差異，以回答農家子弟大學生的比重問題；其次，分析農家子弟參加高考的次數及最終效果；第三，考察農家子弟獲得保送、自主招生機會的情況，尤其是獲得“985”、“211”高校保送和自主招生機會的比例；第四，分析加分和降分錄取對于農家子弟教育機會的作用；最后，分析父母受教育程度對農家子女接受高等教育機會的關系，并提出相關政策建議。

一、大學生中農家子弟的比例有多大？

研究發現：目前我國高校學生中農戶子弟已經為大多數，所占比例為63.3%。農村子弟的比例也接近一半，達48%。值得關注的是，農民子弟的比例較小，為25.8%。從時間趨勢看，三類農家子弟在高校學生中的比例都呈現上升趨勢。

利用《中國2010年人口普查資料》中的相關數據，我們發現三類農家子弟群體的輩出率都低于三類人口在全國人口中的比例，其中農民子弟的輩出率最低，為0.87，而農村子弟的比例較高，為0.95，接近于在全國人口中的比例。

從時間趨勢上看，三類農家子弟在高校學生中的比例都呈現上升趨勢。2006年入學的農戶子弟、農村子弟和農民子弟的比例分別為52.9%、38.8%和14.8%。2010年這一比例分別上升到68.8%、50%和30.4%。

農家子弟在“好學校”中的比例如何？對不同層次院校中農家子弟的比例進行分析，可以發現，農家子弟在優勢教育資源上的確存在劣勢。在“985”高校中，三類農家子弟的比例都較小，農業戶口子弟所占比例為49.8%，農村子弟所占比例為39.4%，農民子弟僅為24.3%。而在“211”高校中，三類農家子弟的比例都很大，農戶子弟的比例甚至高于非農業戶口子弟，達到52%。

近年來，三類農家子弟新增教育機會主要集中在本科（學院）層次上。2006年入學的農戶子弟、農村子弟和農民子弟在本科（學院）中的比例分別為47.2%、32.4%和11.5%。2010年這一比例分別上升到68.5%、50.5%、32.7%。而同期，在“985”、“211”高校這些優勢教育資源上，農戶子弟和農村子弟的教育機會都出現下降趨勢。在“985”高校中的比例，分別從54.7%下降到45.7%，從43%下降到34.6%。

二、農家子弟參加高考情況如何？

研究發現：三類農家子弟多次參加高考的比例略高于總體平均水平。在參加過兩次及以上高考的三類農家子弟中，較大比例學生最終進入一般本科院校學習。在農家子弟心目中，通過考試進入好大學仍然是改變他們人生命運的重要手段之一。

在接受調查的大學生中，有98.6%的學生參加過高考。在參加過高考的學生中，72.3%的學生只參加過一次高考，參加過兩次、三次及以上高考的學生比例分別為26.4%和1.3%。三類農家子弟參加高考的比例略高于總體平均水平。其中，農民子弟參加高考的比例高于其他兩類子弟，為99.2%。農戶子弟與農村子弟參加高考的比例分別為98.9%和99.1%。

農家子弟參加多次高考的比例高于總體平均水平。在參加過高考的三類農家子弟中，農民子弟參加多次高考的比例更大。參加過高考的農民子弟中33.2%的學生參加過兩次高考，另有2.0%參加過3次以上高考。農村子弟中相應的比例分別為32%和1.7%，農戶子弟中則為29.7%和1.5%。

在參加過兩次及以上高考的三類農家子弟中，較大比例最終進入一般本科院校學習，農戶子弟、農村子弟和農民子弟中這一比例分別為55%、55.9%和58.5%，均高于總體平均水平53.5%。值得注意的是，農民子弟參加過多次高考后進入“985”、“211”高校的比例較高，為11%，高于農戶子弟的9.6%，以及農村子弟的10%，乃至總體平均水平的10.3%。這表明，很多農民子弟以多次參加高考的方式獲得了更好的教育機會。進一步分析表明，農民子弟有更強地進入更好大學的愿望，他們愿意參加更多次數的高考以最終進入“985”、“211”高校。這說明，在農家子弟的心目中，通過考試進入好大學仍然是改變他們人生命運的重要手段之一。

進入“985”、“211”高校的三類農家子弟參加兩次及以上高考的比例都明顯高于總體平均水平（20.1%）。其中，農民子弟參加多次高考的比例最高，為41.20%。其次分別是農村子弟（39.8%）、農戶子弟（37.5%）。從時間趨勢看，三類農家子弟進入“985”、“211”高校需要多次高考的比例總體呈現下降趨勢，從2006年到2010年，農戶子弟中這一比例從35.8%減少到35.1%，農民子弟中這一比例由39%下降到38.3%。只有農村子弟略微特殊，這一比例有所上升，從37.2%上升到38%。

三、農家子弟獲得保送機會的情況如何？

研究發現：三類農家子弟中，農戶子弟獲得保送的比例較大，為0.4%，接近于總體平均水平。而農村學生和農民學生則明顯低于平均水平。在獲得保送進入“好學校”的機會上，三類農家子弟的比例明顯低于總體平均水平。

在接受調查的大學生中，1.3%的學生曾經提出過保送申請，最終占總體0.47%的學生獲得了保送資格。三類農家子弟中，農戶子弟獲得保送的比例較大，為0.4%，接近于總體平均水平。而農村學生和農民學生則明顯低于平均水平，分別僅有0.21%和0.16%的學生獲得了保送資格。

從時間趨勢看，雖然三類農家子弟的保送機會都有所增長，但農戶子弟的保送機會增長明顯更快，三類農家子弟的差距呈現出不斷拉大的趨勢。從2006年到2010年，農戶子弟中獲得保送資格的比例從0.19%增長到0.46%，增長了0.27個百分點。而同期農村子弟和農民子弟分別增加了0.1個百分點和0.02個百分點。2006年農民子弟與農戶子弟保送機會的差距是0.07個百分點，這一比例到2010年拉大到0.32個百分點。

總的來說，0.12%的學生獲得了保送進入“985”、“211”高校的機會。而三類農家子弟中這一比例明顯低于總體平均水平。其中，農戶子弟中的比例最高，為0.057%。而農村子弟和農民子弟中這一比例分別為0.034%和0.038%。

從趨勢上可以看出，隨著各大高校自主招生政策的推廣，通過保送方式進入“985”、“211”高校的比例出現下降，從2006年的0.128%下降到2010年的0.115%，減少了0.013個百分點。而三類農家子弟通過保送進入“985”、“211”高校的機會也在下降。從2006年到2010年，農戶子弟中獲得保送進入“985”、“211”高校機會的比例從0.134%減少到0.036%，而同期農村子弟和農民子弟也分別減少了0.070個百分點和0.101個百分點。三類農家子弟的減幅都大于總體平均水平。

四、農家子弟獲得自主招生機會的情況如何？

研究發現：三類農家子弟獲得自主招生的機會都低于平均水平，其中，農戶子弟獲得自主招生的機會較大。從時間趨勢看，三類農家子弟的自主招生機會都有明顯增長，但通過自主招生進入“好學校”的比例仍明顯低于總體平均水平。

6%的受調查學生曾經申請過自主招生，最終占總體3.41%的學生獲得了自主招生名額。而三類農家子弟獲得自主招生的機會都低于平均水平。農戶子弟中有2.78%的學生獲得了自主招生機會，而農村子弟、農戶子弟中這一比例分別為2.39%和1.76%。這表明三類農家子弟中，農戶子弟獲得自主招生的機會較大。

從時間趨勢看，三類農家子弟的自主招生機會都有明顯增長。2010年農戶子弟獲得自主招生機會的比例達到3.15%，已經接近總體平均水平。從2006年到2010年，農戶子弟中獲得自主招生機會的比例從1.27%增長到3.15%，增長了1.88個百分點。農村子弟和農民子弟雖然在自主招生機會上也有所增加，但仍然低于總體平均水平，并且增幅明顯落后于農戶子弟，從2006年到2010年，僅分別增加了1.33個百分點和0.9個百分點。三類農家子弟獲得自主招生機會的差異也越來越大。2006年農民子弟與農戶子弟自主招生機會的差距是0.30個百分點，這一比例到2010年拉大到1.28個百分點。

在學校層次上，總體來說，0.407%的學生獲得了自主招生進入“985”、“211”高校的機會。而三類農家子弟的這一比例明顯低于總體平均水平。其中，農戶子弟中的比例最高。0.174%的農戶子弟獲得了自主招生進入“985”、“211”高校的機會，農村子弟和農民子弟中這一比例分別為0.146%和0.150%。

從時間趨勢上可以看出，隨著自主招生政策的推廣，通過自主招生方式進入“985”、“211”高校的比例不斷上升，從2006年的0.329%上升到2010年的0.425%，增加了0.096個百分點。但三類農家子弟通過自主招生進入“985”、“211”高校的機會落后于總體平均水平。從2006年到2010年，農戶子弟中通過自主招生進入“985”、“211”高校機會的比例從0.208%減少到0.170%，同期農村子弟維持在0.15%，農民子弟從0.06%略微增加到0.07%。

五、農家子弟獲得高考加分或降分錄取待遇的情況如何？

研究發現：在加分和減分錄取方面，三類農家子弟與總體差異不大。從趨勢看，三類農家子弟的加分/減分錄取機會都出現上升，但通過加分或降分錄取進入“好學校”的比例卻在縮小。三類農家子弟通過“少數民族”、“優秀學生干部”、“學科競賽中獲獎”等加分政策獲得加分或減分錄取的比例均接近甚至高于總體平均水平。

總體上，有11.56%的學生獲得過加分或減分錄取待遇。三類農家子弟與總體差異不大。其中，農民子弟的比例較高，達到11.06%；其次是農戶子弟，為10.94%；農村子弟中有10.85%的人獲得了加分或減分錄取待遇。

從趨勢看，三類農家子弟的加分/減分錄取機會都出現上升。2010年農民子弟中有11.89%獲得了加分或減分錄取待遇，超過了總體平均水平。而農戶子弟、農村子弟也分別從2006年的7.58%、7.17%上升到11.20%和11.53%，都非常接近于總體平均水平。

總體中有1.3%的學生通過加分或減分錄取進入了“985”、“211”高校。農民子弟在三類農家子弟中最高，為1.03%。農村子弟和農戶子弟分別為0.93%和0.92%。結合入學年份，我們發現，三類農家子弟的這一機會都在縮小。減幅最大的是農民子弟，從2006年的2.672%減少到2010年的0.722%，減少了1.950個百分點。而農村子弟與農戶子弟也分別減少了1.803個百分點和1.494個百分點。

對獲得加分或降分錄取原因進行分析，可以發現此前三類農家子弟獲得加分或降分錄取的比例較高，與我國的高考加分政策密切相關。其中有兩大方面政策非常有利于農家子弟：第一，針對少數民族、貧困山區、三峽地區等特殊人群的加分政策；第二，針對思想政治表現突出（如見義勇為、勞動模范等），報考農、林、地、礦等艱苦或冷門專業、國防生、定向生的加分政策。分析表明，三類農家子弟通過“少數民族”、“優秀學生干部、優秀三好學生”、“學科競賽中獲獎，比如奧賽等”等加分政策獲得加分或減分錄取的比例均接近甚至高于總體平均水平，農民子弟在各項加分政策上的比例都是較高的。

隨著自主招生政策的推進，農家子弟曾經享受到的這一照顧政策的作用受到沖擊。在獲得三項及以上加分政策的農民子弟中，加分政策比例較高的項目是“學科競賽中獲獎，比如奧賽等”、“優秀學生干部、優秀三好學生”、“思想政治表現突出（如見義勇為、勞動模范）”，均超過65%，而自主招生的比例為0。而在總體中，獲得三項及以上加分政策的學生中，有2.1%的學生獲得了自主招生的加分政策。由此可以認為，保送與自主招生政策的確影響到了農家子弟進入“985”、“211”高校的教育機會。而隨著加分、減分政策影響力的削弱以及自主招生的擴大，這些原本有利于促進教育公平的加分政策的作用將越來越微弱。

綜上，結合前文對保送與自主招生情況的分析。我們可以得出如下結論：一方面，隨著我國高等教育的普及化，農家子弟的教育機會的確有所增加，所占比例，保送、自主招生和加分或減分錄取機會都有所增加。但另一方面，這些教育機會的增加主要集中在一般本科層次的高校上，在“985”、“211”高校方面，農家子弟的教育機會受到自主招生等政策的沖擊，獲得優質教育資源的比例下降。而在三類農家子弟中，農戶子弟的情況越來越接近于總體平均水平，而農民子弟的教育機會特別值得關注。

六、父母受教育水平對農家子弟的教育機會有何影響？

研究發現：相對總體而言，三類農家子弟父母的文化水平更集中在高中及以下水平。而家長受教育水平的提高對農家子弟進入“985”、“211”高校比例的提升有明顯促進作用。

篇（4）

中圖分類號：G715 文獻標識碼： A 文章編號：1672-5727（2015）12-0017-04

社會能力（Social Competence）有時也被譯作社交能力，是一種社會認知能力，是各種具體認知技能的綜合，是個體恰當應對社會情境、實現社會目標、實現自身良好發展的能力。高職學生在職業教育模式下面臨著職業定勢、人際關系、學習動機、成才抱負、青春期回應等方面的心理問題以及就業與前途、生活適應、自我期望與學習等方面的壓力，提高社會能力是應對這些問題的一種有效方法。

社會能力的理論模型主要有成分模型、過程模型、棱柱模型和整合模型。整合模型認為，社會能力應以社會技能為基礎，以與他人的關系和對自我知覺的能力為結果，受情境影響，且具有發展變化性，主張干預從社會技能入手，測量從自我和他人兩個方面進行。

有研究者曾從認知、情緒和行為三個方面制定社會能力培養方案，并將方案作為課堂教學的一部分，取得了良好效果，這說明社會能力可以通過干預和訓練得到改善和提高。目前，關于社會能力的研究大都針對社會能力缺陷兒童或問題行為，采用綜合干預方法進行為期1年以上的干預，提高其社會能力水平，以正常大學生為研究對象的長期干預研究較為少見，且這些研究的干預方案往往以經驗、常識或基礎心理學理論為基礎，缺乏有針對性的理論指導。

研究者經常采用單一主體或多主體報告的方式測量個體的社會能力。單一主體報告的結果與其他主體報告的結果一致性不高，單一主體報告會影響結果的客觀性和一致性。

因此，筆者的研究擬采用多主體評定的測量方法，探討現實教育情境中以社會能力整合模型為基礎的團體干預方案提高高職學生社會能力的效果。

一、對象與方法

（一）對象

采用方便取樣，選取山東省某大學一年級的4個班（n=180），兩個班為實驗組，另兩個班為對照組。按照測量分數的完整性和有效性，最終確定研究對象為166人，其中實驗組86人，對照組80人，平均年齡為18.84±0.93歲。所有研究對象都閱讀并簽署了知情同意書。

（二）工具

1.大學生社會能力問卷

該問卷是由劉艷、鄒泓在2005年編制的，有3個分量表，共84個題目，分別測量大學生處理日常事務的能力、一般人際交往能力和建立并發展友誼能力的數據。各項目從1（不符合）～5（符合）5點計分。問卷的克倫巴赫α系數在0.60～0.81之間。筆者的研究將該量表分為個體自評和教師評定兩個版本，個體自評和教師評定的3個分量表與總量表的克倫巴赫α系數在0.59～0.86之間。

2.干預方法

根據高職學生的特點，以整合模型為基礎設計團體干預方案，方案從認知、情緒和行為三個層面對社會能力進行干預。該方案在常規教學中進行，對照組不進行干預，實驗組實施干預，每周1次，每次1.5小時，干預過程持續15周，第1周進行前測，第15周進行后測，干預結束3個月后進行第3次測量。干預由兩位具備國家二級心理咨詢師資格的心理輔導教師協助，在心理咨詢與輔導方向碩士研究生導師的督導下進行。具體干預方案如表1所示。

（三）效果評估

在第一周、第十五周和干預結束后3個月分別用大學生社會能力問卷對高職學生的社會能力進行自我評價和教師評定，比較三個時間點上個體評價與教師評定的差異。

（四）統計分析

用spss17.0軟件，對數據進行獨立樣本t檢驗、配對樣本t檢驗和重復測量的方差分析等處理。

二、結果

（一）實驗組與對照組3次測量的組間比較

獨立樣本t檢驗結果表明，在干預前第1周的第一次測量中沒有顯著差異（p>0.05）的實驗組和對照組，在干預結束后第十五周的第二次測量和干預結束后3個月的第三次測量中實驗組均顯著高于對照組，具體結果如表2所示。

（二）團體干預效果的主效應

重復測量的方差分析結果表明，個體自評與教師評定的日常事務處理能力、一般人際交往能力、建立與發展友誼的能力和社會能力的是否干預主效應[個體自評：F1（1，165）=32.11， p<0.001，ηp2=0.17;F2（1，165）=28.79，p<0.001，ηp2=0.15;F3（1，165）=28.45，p<0.001，ηp2=0.15;F4（1，165）=55.54，p<0.001，ηp2=0.27;教師評定：F1（1，165）=28.79，p<0.001，ηp2=0.15;F2（1，165）=28.96， p<0.001，ηp2=0.15;F3（1，165）=22.16， p<0.001，ηp2=0.12;F4（1，165）=34.23，p<0.001，ηp2=0.18]和3次測量的主效應[個體自評：F1（2，165）=64.78，p<0.001，ηp2=0.47; F2（2，165）=30.21，p<0.001，ηp2=0.32;F3（2，165）=29.72， p<0.001，ηp2=0.27;F4（2，165）=67.02，p<0.001，ηp2=0.50;教師評定：F1（2，165）=55.83，p<0.001，ηp2=0.42;F2（2，165）=26.71，p<0.001，ηp2=0.26;F3（2，165）=24.86，p<0.001，ηp2=0.22;F4（2，165）=55.37，p<0.001，ηp2=0.40]均達到顯著性水平。

（三）團體干預效果的交互效應

簡單效應分析結果如下頁表3所示。重復測量的方差分析結果還表明，教師評定的日常事務處理能力[F（6，165）=18.44， p<0.001，ηp2=0.20]、一般人際交往能力 [個體自評：F（6，165）=5.41，p<0.01，ηp2=0.06;教師評定：F（6，165）=3.53，p<0.05，ηp2=0.03]、個體自評建立與發展友誼能力[F（6，165）=3.78，p<0.05，ηp2=0.03]和社會能力[個體自評：F（6，165）=6.39，p<0.01，ηp2=0.07;教師評定：F（6，165）=3.66，p<0.05，ηp2=0.03]的3次測量與是否干預的交互效應顯著;簡單效應分析結果表明，存在交互效應的日常事務處理能力（教師評定）、一般人際交往能力（個體自評和教師評定）、建立與發展友誼的能力（個體自評）和社會能力（個體自評和教師評定）各項目，無論實驗組還是對照組，其能力水平都是第三次測量時最高，第二次測量時次之，第一次測量時最低。且在3次測量中，除第一次測量時實驗組與對照組無顯著差異（p>0.05）外，其他兩次測量均為實驗組高于對照組。

三、討論

研究結果表明，實驗組在干預后和干預結束后3個月的個體自評和教師評定中，社會能力和各維度的水平都顯著高于對照組，其社會能力水平都得到了顯著提高。同時，社會能力和各維度的是否干預與3次測量時間的主效應均顯著。這都說明了以社會能力整合模型為基礎的團體干預方案能夠提高高職學生的社會能力水平，得到了與以往研究類似的結果，也說明團體干預方案對高職學生社會能力水平的干預效果具有長期效應。團體干預是在班級集體情境下共同討論、彼此互動、相互協作、相互分享，這有利于個體了解自我、改進自我、增強適應性。另外，團體干預方案雖然在正常教學情境下開展，但與正常教學情境又有所不同，團體干預創設的教學情境更加寬松，教學形式更加靈活，能充分發揮學生的積極性和主動性;同時，干預的層次更全面，既包括認知、情緒層面，也包括行為改變和演練，再加上干預內容符合高職學生的特點，針對高職學生社會能力的具體內容有針對性地實施，這都能保證團體干預的效果。研究表明，團體輔導是一種促進個體自我成長的有效方法，而在某一理論基礎上設計的團體干預方案更能有效提升個體的能力水平。

另外，是否干預與3次測量的交互效應結果表明，日常事務處理能力和建立與發展友誼能力的個體自評與教師評定的結果不一致，交互效應并沒有在這兩個項目的個體自評和教師評定中同時出現，這與先前研究的結果一致。這是因為不同的報告主體（個體自我和教師）所處立場、價值觀、對被試的了解程度及年齡等方面的不同影響了結論的客觀性和一致性。同時，可能因為日常事務處理能力與建立與發展友誼能力的外顯性不同，即建立與發展友誼能力比日常事務處理能力更具有隱蔽性，導致個體對自我的建立與發展友誼能力的變化比教師更清楚，而教師則更容易看到學生日常事務處理能力的改善情況，所以導致個體自評與教師評定在這兩個維度上出現不一致。

交互效應的簡單分析表明，不管實驗組還是對照組，在3次測量時都出現了第三次測量最高，第一次測量最低的情況，這說明，高職學生的社會能力具有發展性，這與社會能力的棱柱模型和整合模型一致，棱柱模型認為社會能力是不斷發展的，其指標水平與技能水平具有年齡差異，而整合模型也認為社會能力具有受時間影響而發展變化的特點。另外，社會能力的發展性也可能受到個體年齡、經驗及學校其他教育的影響。

交互效應的簡單分析還表明，在社會能力依次增加的3次測量中，實驗組的社會能力水平均高于對照組，這說明團體干預方案能夠在發展的前提下進一步促進高職學生社會能力的提高，這同樣驗證了以社會能力整合模型為基礎的團體干預方案具有良好的干預效果。

四、未來研究方向

以整合模型為基礎的團體干預方案能有效提高高職學生的社會能力水平，且在干預結束后的3個月仍然具有長期效應，但對于更長期效果的影響還需要進一步驗證。同時，團體干預方案針對的是高職學生存在的共性問題，忽視了個體差異，因此，以后的干預方案應以共性問題為主，兼顧個體差異。另外，效果的評價往往以量化數據為主，忽視了個體和教師對團體干預效果的主觀評價，在以后的研究中，應將量化數據與多主體的主觀評價相結合，以更好地完善團體干預的研究，促進高職學生社會能力的培養和提高。

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Effect of Group Intervention on Social Competence of Higher Vocational Students

LUN Feng-lan1，TIAN Lu-mei2

篇（5）

全校每年新入校的大學生。

二、建檔內容

心理檔案的內容包括：

1、學生填寫的自然情況，如年齡、性別、父母職業與受教育情況、家庭結構及家庭經濟狀況、既往病史、目前情況，等等；

2、學生進行的心理測驗，如人格測驗、心理健康測驗等。使用的測量工具是epq（艾森克人格問卷）和scl—90（臨床癥狀自評量表）。

epq通過測量學生在內向-外向，情緒穩定-神經過敏向度上的位置，獲得人格類型，進而間接的測查學生的心理健康狀況，是研究大學生人格特征與健康的常用工具之一。

scl—90包含比較廣泛的內容，從感覺、情緒、思維、意識、行為直至生活習慣、人際關系、飲食睡眠等均有涉及。該量表能夠較好地反映出被測試者自覺癥狀的嚴重程度及其變化，區分出他們的心理健康水平，是目前國內外心理咨詢門診和基層保健應用最多的一種自評量表，也是研究大學生心理健康狀況的最常用量表之一。

三、實施方法

1、每年新生入校后的第五、六周，以院系為單位進行集體測試。要求測試

老師統一發放問卷，嚴格按照心理測驗的實施程序進行。

2、回收的問卷全部輸入計算機，經統計處理后（應用心理測驗統計軟件），把每個學生的測試結果打印出來，并做為檔案資料保存。

3、篩選出有心理問題的學生，主動邀請學生面談，為他們提供必要的心理輔導和心理治療。

4、寫出新生心理健康調查報告，根據學生心理問題的主要表現及表現領域，制定有效的教育措施，加強新生的心理衛生教育，幫助新生盡快適應環境。

四、管理辦法

對大學生的心理檔案要進行科學的規劃和管理。心理檔案的調查項目、測驗內容、測驗結果等應統一歸入檔案柜，并由醫學心理學教研組的兩位老師專門負責管理，其他人員不能私自查閱。對測驗中獲得的個人信息及篩選出的有心理問題的學生要加以保密，尊重學生的隱私。

五、設備、材料及經費要求

1、多媒體電腦和打印機一套，用于問卷處理和打印；

2、電腦專用軟盤，用于數據備份；

3、連續打印紙，用于打印測試結果，做檔案資料保存；

篇（6）

近年來，大學生的心理健康問題一直是人們關注的焦點。有研究報道，焦慮和抑郁是大學生當中存在的對其日常生活影響最大的心理健康問題。作為未來的醫務工作者，醫學生是否具有良好的心理素質，是否心理健康，不僅關系到他們自身能否應對現有的學習生活壓力，也將影響到他們自身未來的工作能力，還將影響到他們接觸到的病人以及與病人相關聯的人對醫生、醫院、醫療行業的認識，進而影響到社會的安定。因此，對醫學生心理健康的關注對于構建和諧社會具有極其重要的現實意義。關注醫學生的心理健康要從新生、從低年級學生做起。因為有了低年級的良好基礎，才會有高年級的豐碩收獲。本研究應用癥狀自評量表SCL-90、抑郁自評量表SDS、焦慮自評量表SAS采用二階段法對四川省滬州醫學院的一、二年級本科學生的心理健康狀況及抑郁和焦慮狀況作了調查，并進一步探討醫學生心理健康教育工作的方向和措施。

1　對象與方法

1．1　對象四川省滬州醫學院2004級(大二)、2005級(大一)各班心理委員(從班內一般學生中產生，尚未經過心理健康教育相關培訓)，男、女生各1名，共195名(護理學院只有女生)。這些學生分別來自臨床醫學、中西醫結合、口腔、護理、醫藥營銷、醫學心理學、藥學、麻醉、法學及公共衛生等專業。年齡17～24歲，平均20.14±1.76歲。

1．2　工具

1．2．1　癥狀自評量表(SCL-90)該量表是國際上通用的身心癥狀自評量表，包含比較廣泛的精神病癥狀學內容，涉及思維、情感、行為、人際關系、生活習慣等方面。此表由90個項目組成，每項癥狀的嚴重程度按1～5分評定，1分表示沒有：自覺無該項癥狀。2分表示輕度：自覺有該項癥狀，但發生得并不頻繁、嚴重。3分表示中度：自覺有該項癥狀，對被試有一定影響。4分表示偏重；自覺有該項癥狀，對被試有相當程度的影響。5分表示嚴重：自覺有該項癥狀，頻度和強度都十分嚴重。此表分為9個癥狀因子，每一個因子反映被試某方面癥狀的痛苦情況，通過因子分可以了解癥狀分布特點。實際施測時將評定時間跨度由最近1周改為最近3個月。

1．2．2　抑郁問卷(SDS)和焦慮問卷(SAS)用于測量被試的抑郁和焦慮狀況，采用Zung分別于1965年和1971年編制的抑郁自評量表和焦慮自評量表的中文修訂本，20個題目，主要評定癥狀出現的頻度，4級計分，將測得的粗分轉換為標準分。實際施測時將評定時間跨度由最近1周改為最近3個月。

1．3　操作步驟的統計分析　本次調查研究由筆者于2006年4月8日于同一教室同時對全體對象統一施測，另2位老師協助。共發放問卷204份，收回有效問卷，195份，有效率95.59％。由于筆者長期從事大學生心理健康教育、教學、科研工作，大學生心理咨詢工作及附屬醫院臨床心理咨詢與治療工作，評分后又邀請SDS所得總分的標準分大于60分的學生面談，按CCMD-3的診斷標準進行臨床診斷。數據分析采用SPSS統計軟件包，主要進行描述性統計、t檢驗。

2　結果

一、二年級學生，男、女生測驗結果差異無統計學意義。

2．1　低年級醫學生SCL-90測驗結果與全國常模比較。

2．2　低年級醫學生SCL-90各因子分各分值段人數分布。SCL-90各因子得分小于2分者，則被認為被試沒有心理問題，心理健康；SCL-90各因子中只要有1個因子的得分大于或等于2分者，則被認為被試偶爾有某種癥狀，但發生得并不頻繁、嚴重，不影響學習、生活；SCL-90各因子中只要有1個因子的得分大于或等于3分者，則被認為被試自覺有某種癥狀，且已對被試有一定影響，需要引起輔導員、心理健康教育教師的關注，這部分學生所占比例很小。SCL-90各因子中只要有1個因子的得分大于或等于4分者，需要引起特別關注，本次調查未發現此類學生。

2．3　低年級醫學生SDS、SAS測驗結果。SOS標準分：按測量常用標準劃分，低于50分者為無抑郁，共160人，占82.05％；50～59分者為輕度抑郁，共27人，占13.85％；60～69分者為中度抑郁，共7人，占3.59％；70分以上者為重度抑郁，共1人，占O.51％。SAS標準分：低于50分者為無焦慮，共175人，占89.74％；50～59分者為輕度焦慮，共16人，占8.20％，60～69分者為中度焦慮，2人，占1.03％；70分及以上者為重度焦慮，2人，占1.03％。

2．4　面談結果SDS測驗所得標準分為60分及以上的8人全部接受了面談。符合CCMD-3抑郁發作癥狀標準(至少符合4項)和病程標準的有3例，無1例符合嚴重程度標準。8人都不能診斷為抑郁癥，但都需要接受心理咨詢或治療。

3　討論

3．1　關于樣本選擇及施測時間的確定本次調查對象為一、二年級各班心理委員，他們是從班內一般學生中產生的，尚未接受過心理健康教育相關培訓，考慮到了男、女生及各專業學生比例，具有代表性。

本次研究將施測時間定在4月，主要是為了避開新生適應期普遍存在的負性情緒反應對結果的影響，以便真正檢測出需要特別幫助的學生。因為對大學新生而言，青春期本是人一生中波動最大的年齡段，此期他們不僅面臨身心的劇烈變化，而且面臨自我認識與發展等重要的發展課題。此外，進人大學需要適應的東西太多；新的教學方法，新的師生關系，新的學習方法，新的同學關系，新的生活方式(住宿)以及與父母的分離等等，這么多問題撲面而來，新生暫時感覺不適應并有較強負性情緒反應其實都是正常現象，絕大部分人在適應期間的負性情緒反應都會隨著時間的推移而趨于正常。

3．2　關于低年級醫學生心理健康現狀及教育對策在SCL-90測查結果分析中發現，“軀體化”得分最低，是唯一低于全國常模的1個分值，其余因子分較常模高，有的達到統計學上極其顯著水平，一方面表明低年級醫學生的身體健康狀況良好，另一方面也表明測驗結果符合實際情況：年輕人身體好，但在3個月的時間跨度里總會遇到這樣那樣心理方面的一些問題。“強迫”這一項得分最高，“人際關系敏感”和“偏執”

分列第二、第三。對青年人而言，“強迫”意向的核心是指完美主義傾向，“偏執”指缺乏靈活性、少變通。低年級醫學生“強迫”與“人際關系敏感”、“偏執”平均得分較高而因子分>3者卻并不多，可以解釋為：青春期階段因上進心強和缺乏自信而求完美，因自我認識的需要而在乎他人評價，因此這3項得分偏高，是符合大學生的發展特點的，表明低年級醫學生總體上心理是健康的，對其進行心理健康教育時，要面向全體學生，要以發展性教育的咨詢為主，要特別注重人際關系方面的訓練及培養多角度全方位看問題的思維習慣；同時對個別心理問題較重的學生要進行個別心理咨詢或治療。

篇（7）

截至2008年底，中國網民規模達到2.98億，年齡在24歲以下的占53.8%，學生比例仍為最高，達到了36.2%（最新統計結果參見CNNIC近期調查報告）。如果使用不當，網絡會給身處人生發展關鍵期的青年學生帶來一系列的負面影響，上網成癮者與日俱增。統計表明青年學生已成為使用電腦和互聯網的主力軍，也是網絡成癮的主體，大學生網絡成癮問題引起國內眾多學者的關注。

一、基本資料

本次調查對象為九江學院在校大學生，分文理科隨機抽取測試班級。調查采用筆者設計的網絡使用情況及相關信息問卷，調查九江學院學生網絡使用基本情況。共下發問卷1200份，回收問卷1135份，其中有效問卷1085份，總有效率達95.6%。基本數據如下：男生472人，女生　613人；文科619人，理科466人；新生729人，老生356人；平均年齡20±1.32歲；網齡3.6±1.5年；70%學生來自鄉村；32%的學生擁有個人電腦；近20%學生每次上網時間較長，超過4小時；46%學生在寢室上網，23%在網吧。此外，有52%的學生使用手機上網，其中的13%經常使用手機上網；另有約27%的學生有網絡購物經歷。

二、數據分析

在基本信息統計基礎上，筆者還使用了網絡成癮自評量表（IAT）、社交焦慮自評量表和焦慮自評量表（SDS）來考察大學生上網習慣與社交心理及網絡成癮情況。把相關基本數據以及量表得分輸入計算機，然后利用SPSS進行相關統計和分析。

有些研究把成癮等項目分成正常、輕度、中度和重度多種情況來討論，為了簡便起見本文統一把各個量表的情況分成兩類即正常使用組和成癮傾向組進行比較分析。各量表平均得分及P值詳見表格1。從各表得分情況來看，正常使用組和成癮傾向組得分差別顯著（p

利用SPSS的卡方（x2）檢驗，可以考察諸因素中，哪些與網絡依賴程度即成癮與否密切相關，具體結果見表格2。數據顯示，性別、學科、是否擁有電腦、生源和年級等因素與網絡的依賴程度明顯相關（P＜0.05）。

上網時間對網絡成癮影響的單因素方差分析（ANONA）數據見表格3。結果表明上網時間越長，成癮概率越大。在類似的分析中，成癮傾向得分大體上呈現隨網齡增加而增大的分布趨勢（F=2.07，P=0.029），因而網齡也成為影響成癮概率的一個較明顯指標。

表格　3

三、結果討論

此次調查表明九江學院大學生網絡成癮傾向比率為15.5%，而顯著成癮比例僅為0.37%，該數字與同一區域內中學生同類調查相較頗低　，可能受到調查對象的主觀因素干擾，重點宜放在正常使用和網絡成癮傾向這兩大類。統計表明男女成癮傾向的比例和不同學科學生在成癮傾向上也具有顯著差異。在大學校園中，是否擁有電腦成為網絡成癮的一個至關重要的誘因。在各種網絡使用環境中，長時間上網并不必然導致網絡使用狀態失常　，但以上分析數據顯示成癮傾向組學生上網時間明顯偏長，說明在大學校園這個特定環境中，上網時長與網絡依賴程度密切相關，成癮傾向組社交焦慮和SDS得分顯著較高。

網絡成癮已經成為網絡時代一種新的心理疾病，對人們的身心健康產生了嚴重的威脅。大學生上網人群中相當一部分出現了的網絡成癮傾向，并有逐步加重的趨勢。如何采取有效措施預防保證青年學生健康成長，最大限度地減弱網絡的負面影響，是學校、社會和家庭共同關心的問題。首當其沖的是大學生要進行有效的時間管理，疏堵結合方為良策。總之，只要群策群力，對網絡成癮現象給予足夠的關注和及時的干預，引導學習的學習積極性，增強學生的自律性，就能從根本上抑制網絡成癮泛濫成災的態勢。

參考文獻：

[1]張明園主編．精神科評定量表手冊[M]．長沙：湖南科學技術出版社．1993

篇（8）

doi:10.3969/j.issn.1000-6729.2009.04.002

中圖分類號：R749.059 文獻標識碼：A 文章編號：1000-6729(2009)004-0234-04

內觀療法（NaiKan Therapy）是1953年由日本吉本伊信確立的一種源于東方文化的心理療法［1］。 1988年由上海第二醫科大學王祖承首此將內觀療法介紹到中國［2］。天津醫科大學李振濤在國內較早地將內觀療法應用于臨床，并于1996年提出內觀療法的改進法――內觀認知療法（NaiKan Cognitive Therapy）［3］。改進法將來源于東方文化的內觀療法與來源于西方文化的Beck認知療法整合，使前者對非理性認知的矯正被識別和強化，進一步提高心理治療效果［3］。

大學生對社會感受敏銳，在競爭激烈的今天，健康的心理、良好的適應能力尤為重要。有文獻報告，心理問題早已成為大學生休、退學的首位原因［4］。近年來，人們已經逐漸認識到大學生心理健康指導工作的重要性。

臨床經驗和多項個案研究提示，內觀認知療法不僅對多種精神障礙有效，而且很可能是一種適合國人的心理保健方法［5］。因此,將內觀認知療法改進為適合大學生作息規律的模式,并應用于在校大學生,可能會起到促進和改善大學生心理健康的效果。為了全面客觀地評價其治療效果，本研究采用改良的內觀認知療法在國內首次進行較大樣本評價研究。

1 對象和方法

1.1對象

在天津醫科大學本科生中，使用海報招募的方法招募46名志愿者，其中40人完成全部7天的內觀認知治療，脫落率13.0%。完成者中男生13名，女生27名，平均年齡為（19±1）歲。

1.2干預方法

1.2.1時間、地點及人員安排

2007年11月24～30日，在天津醫科大學教學實驗室集中進行心理治療。參與者被隨機安排在兩間實驗室，實驗室的每個座位間均有隔斷，內觀者隔位落座以免相互干擾。另外兩間實驗室作為內觀者與指導者的面談室。9名接受過內觀認知療法培訓的青年教師和碩士生擔任指導者，每人負責指導4～6名內觀者。指導者每隔1.5~2小時與內觀者面談一次，每次5～10分鐘，了解內觀者回憶和思考的情況，給予肯定和指導。

1.2.2 內容安排

內觀原法包括：①遮斷的獨立空間；②三個內觀主題――對方為我做的、我為對方做的、我給對方添的麻煩，比例為2∶2∶6。

內觀認知療法的改進：①變更1天的內觀對象為討厭者（第5天）；②變更1天的治療內容為Beck認知治療［6］，即歸納出自己常用的認知類型，以內觀回憶為基礎進行印證，使內觀者洞察自己存在的非理性自動思考。

本研究對內觀認知療法的規范：①編印《內觀認知療法指導手冊》，規范和記錄治療全過程；②根據大學生作息特點，將內觀時間調整為集中內觀2天（第1、2天全天集中內觀10小時），分散內觀和集中內觀相結合5天（第3~ 7天早上、中午各分散內觀1小時，晚上集中內觀3小時）；③第1~5天內觀對象依次固定為母親、父親、祖輩、老師、討厭者；④變更1天的內觀對象為自己的“身體”（第6天）。

1.3評估過程

在第1天治療開始前，導入和簽署知情同意后進行初次心理測試。第7天全部治療結束，交流體會后進行心理復測。

1.4評估工具

1.4.1 自編參與動機調查表

該調查表包括6個選項：①有學習、交往等心理問題，希望得到解決；②有網絡成癮或其他行為問題，希望能夠減輕；③有失眠、疼痛等身體不適，希望有所幫助；④對心理治療有強烈的好奇，希望親自體驗；⑤希望通過內觀體驗能促進自己的心理健康；⑥老師或領導要求自己參加。0表示否，1表示是，可多選。

1.4.2 癥狀自評量表（SCL90）［7］

該量表共有90道題目，包括軀體化、強迫、人際敏感等10個因素，采用5點記分（1~5），得分越高說明相應的精神癥狀越重。總分＞160分為篩查陽性，具有良好的信效度［8］。

1.5統計方法

采用SPSS11.0統計分析軟件，進行配對t檢驗、成組t檢驗、t＇檢驗。

2 結果

2.1參加治療動機分析

完成者中85.0%有強烈的好奇心，77.5%希望能促進心理健康，60.0%有學習交往等心理問題，存在行為問題和軀體癥狀的也有一定比例。

2.2 內觀認知療法治療前與常模及治療前后的癥狀自評量表評分比較

在開始內觀認知治療前，參加者的SCL90的陽性檢出率為42.5％（17/40）。男女生SCL90總分差異無統計學意義［（160.31±46.875）vs.(160.52±44.65)，t＝0.51，P=0.959］。表2顯示，治療前SCL90總分和除軀體化外的各因子分與常模［10］之間差異均有統計學意義；治療后SCL90總分以及各因子分均低于治療前(見表2)。

2.3癥狀自評量表篩查陽性組與陰性組治療前后得分比較

以治療前SCL90總分160為界［7］，將參加者分為陽性組（N＝17）和陰性組（N＝23）。兩組治療后SCL90總分均低于治療前［(136.94±36.90)vs.( 204.47±30.64)、(113.09±21.40)vs.( 128.48±17.85), t=-8.290、-4.222，均P

3 討論

本研究首次嘗試在校大學生中開展內觀認知療法，本研究的遠期目標是探討增進大學生心理健康的有效干預手段，而近期目標則是評價改良的內觀認知療法在該人群進行試用的效果，探討其可行性和有效性。李振濤［3］將內觀療法和認知療法整合進行臨床治療，取得了很好的臨床效果，并得到日本川原隆造的推介［9］。本研究使用的療法，在內觀療法基礎上進行了改良。將治療時間調整為2天集中內觀，5天分散內觀和集中內觀相結合。分散集中內觀是根據在校大學生的作息特點，在以往“集中內觀”和“分散內觀”兩類內觀方法［2］的基礎上，首次使用此法（即早上和中午各分散內觀1個小時，晚上集中內觀3個小時）。這樣可以使學生在不影響正常學業的情況下，參加心理治療，避免作息沖突，提高完成率。

內觀認知療法治療效果的重要前提之一是“內觀者在治療開始時應抱有要改變自己內心世界的要求”［2］。本研究參與動機調查結果顯示：“對心理治療有強烈的好奇，希望親自體驗”占85.0%；“希望通過內觀體驗能促進自己的心理健康”占77.5%；“有學習、交往等心理問題，希望得到解決”占60.0%。這樣的結果一方面提示參與者有較好的主動性，可能會為治療完成率和治療效果提供很好地保障；另一方面提示在參加此次研究的大學生中，多數學生都是帶著心理問題來尋求解決的。說明我國當代大學生開始重視自身心理健康，能夠正視自身的心理問題，以及有對正規有效的心理輔導的需求。這與錢銘怡就大學生對心理咨詢與治療的專業認知的研究結果［10］相一致。本研究對象均為大學生志愿者，在沒有任何強制約束措施的情況下，脫落率為13%，提示改良的內觀認知療法的可行性良好。此法良好的可行性可能是由于：①內觀模式根據大學生作息時間進行了改良操作方便，耗時短；②參加者的參與動機強烈，有較明確的心理問題；③內觀認知療法高速了內觀對象，使治療針對性增強。

在完成本次內觀認知訓練的大學生中，內觀前SCL－90量表陽性檢出率高達42.5%，明顯高于大多數報道的10％～30％［11］的水平，而治療前SCL－90總分及多數因子分都明顯高于國內常模，提示這些完成治療的內觀者確實存在一定的心理行為問題，與其對自身心理健康狀況的總體認識相符。在經過7天的內觀認知療法的訓練后，SCL－90總分和各個因子分均顯著低于訓練前，差異均有統計學意義。此外，分組研究表明，無論SCL－90量表篩查陽性組還是陰性組，內觀認知治療前后SCL－90總分差異均有統計學意義；并且在治療前后，陽性組總分變化的差值明顯高于陰性組。提示內觀認知療法可能具有改善心身癥狀、促進心理健康的作用，而且內觀認知治療可能更加適合于有明顯心理健康問題的人群。該結果支持目前大多內觀療法的研究，如Nukina S的研究顯示內觀療法治療廣泛性焦慮和驚恐發作非常有效，而且，內觀引起的心理改變可以激勵患者每天繼續進行內觀治療［12］。內觀認知療法首先圍繞親近的人的內省，使內觀者重溫被愛感，以新的信息構成對原有認知和經驗的沖擊、以健康的罪惡感、羞恥感、連帶感等反性情緒形成對原認知和經驗的懷疑和動搖。然后圍繞討厭的人和自我的自省，使內觀者體驗站在對方立場，觀察同一事物得出的新體驗，由于沖淡怨恨情緒，形成修正原來認知的愿望。最后應用貝克認知理論，找到了形成原認知偏差的自動性思考的特征，由此形成對原信息加工系統的改變，達到認知模式的修正，致使各種心理問題得以減輕［13，14］。

總之，內觀認知療法整合東西方心理治療技術，文化底蘊深厚、療程較短、操作簡便，適用性良好，可進一步推廣。但本研究還存在以下不足：①對研究對象進行了內觀認知療法前后自身比較，沒有設立標準對照；②內觀者在填寫自評量表時，存在一定的報告偏倚；③僅對內觀者近期心理影響進行評估，尚未做遠期效果追蹤隨訪。

致謝：李潔、楊坤醫師和楊鶴超、李申、杜彬等同學在心理療法和數據錄入過程給予了幫助。

參考文獻

［1］吉本伊信.內觀四十年（日）［M］.春秋社，1965.

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［3］李振濤，毛富強，劉春起，等.內觀-認知療法的臨床應用［J］.健康心理學,1996，4：50-52.

［4］李淑然.北京16所大學本科生1978-1987年因精神疾病休學等情況分析［J］.中國心理衛生雜志,1989，3(3)：133.

［5］毛富強，李振濤.內觀療法在中國的研究進展和方向［J］.國際中華神經精神醫學雜志,2004，5（2）：123-125.

［6］BeckAT.Cognitive Therapy and the Emotional Disorders［M］.New York:International University Press, 1976:235-241.

［7］張明園.著.精神科評定量表手冊［M］.長沙：湖南科學技術出版社，2003：16.

［8］陳樹林，李凌江.SCL90信度效度檢驗和常模的再比較［J］.中國神經精神疾病雜志,2003，2（5）：323-327.

［9］川原隆造.認知療法同內觀療法的臨床并用(日文)［M］∥內觀療法(日文).東京都:新興醫學出版社， 1996:l46.

［10］錢銘怡，馬悅.北京市大學生對心理咨詢與治療專業工作的認知［J］.中國心理衛生雜志,2002，16(10)：659-662.

［11］俞少華，張亞林.我國大學生心理輔導現狀［J］.中國心理衛生雜志,2002，16(2)：131-132.

［12］Nukina S, Wang H, Kamei K, et al.Intensive Naikan therapy for generalized anxiety disorder and panic disorder：clinical outcomes and background［J］.Seishin Shinkeigaku Zasshi，2005，107(7)：641-666.

篇（9）

隨著人類社會的發展，醫學模式從傳統的生物醫學模式逐漸發生了轉變。美國精神病學家、內科學教授恩格爾于1977年正式提出了生物-心理-社會醫學模式。該模式認為人的健康是生理、心理、社會適應和道德品質都處于良好狀態，從此心理這一影響因素受到人們的廣泛關注。當代大學生承載著學校、家庭和社會的較高期望，對這一群體的健康尤其是心理健康的關注迫在眉睫，建立心理健康檔案勢在必行。但是，大學生心理健康檔案的建立在國內還處于起步階段，這就需要專業心理工作者和一線學生工作教師共同探索，抓住新生入校的黃金時期為其建立心理檔案，對篩選出有心理問題的學生及時干預并幫助其順利度過波動期。

針對這種現狀，我對四川大學錦城學院12級財務管理專業和11級會計學專業共260名同學使用了精神癥狀自評量表（SCL-90）做了心理普查，建立了個人心理檔案，從總體上把握了學生心理問題和心理特征；對篩選出的個別有嚴重心理問題傾向的同學重點關注、個別輔導，起到提前危機干預的作用，同時也借此機會向全體同學普及一些心理健康常識。

一、測量工具、對象和方法

1. 測量工具

本調查使用的癥狀自評量表SCL-90是世界上最著名的心理健康測試量表之一，是當前使用最為廣泛的精神障礙和心理疾病門診的檢查量表，可以從十個方面來了解自身的心理健康程度，適用于16歲以上的群體。

2. 測驗對象和方法

本次主要測查12級財務管理專業和11級會計九班共260名同學，在周日晚點名時共發放260份問卷，使用統一的指導語，要求被試根據自己最真實的感受如實反映最近一周內的狀況，獨立回答，如實填寫問卷。最終獲得253份有效問卷，有效率97%。把253份有效問卷輸入SPSS統計軟件，進行統計分析，得出了以下結果。

二、結果與分析

1. 樣本與全國常模的比較

由上表顯示，在調查的253名同學中，總分、強迫癥狀、焦慮、恐怖和精神病性上的分數要高于全國常模，表明該學生群體的心理健康程度明顯偏低。究其原因可能是因為大一新生剛剛進校，對周圍的環境還不是很適應，目標不清晰，內心產生較大的焦慮感，而大二的學生因為意識到就業的壓力和各種考證帶來的壓力也會讓其強迫癥狀加深，并伴隨一定的精神病性。

2. 異常情況的分析

在被調查的253名同學中，超過160分中度異常的有34人，占被調查人數的13.44%；超過200分偏重異常的有12人，占被調查人數的4.74%。如果SCL- 90任一因子分達到3分以上，則提示有中等以上的心理問題，以此為標準，統計了各因子分≥3的分布情況。結果顯示，有心理問題的各因子比率由多到少依次為：強迫癥狀、人際關系敏感、焦慮、敵對、抑郁、其他、偏執、恐怖、精神病性、軀體化。

三、結論和建議

1. 調查結論與原因分析

調查結果顯示，2012級財務管理專業大一新生和2011級會計學學生心理健康總體狀況不容樂觀，與正常人群相比明顯偏低，心理問題發生率13.44%（總分≥160），排在前四位的依次是強迫癥狀、人際關系敏感、焦慮、敵對。

究其原因，主要有以下幾點：一、高考壓力。在應試教育的環境下，許多學生高中時關注點全部放在學習上，忽視了心理健康，可以說處于亞健康狀態，進入大學后這些隱患就日益暴露出來了。二、新舊環境的差異。遠離家鄉，異地求學，新生面對方言差異、飲食氣候等因素的諸多不適應，導致人際交往、學習認知等障礙。三、學習內容和方法的改變。高中教育主要是安排好的應試內容，進入大學后，以主動自學為主的學習方式讓很多學生無從適應，沒有目標感，這也是導致學生心理障礙的重要原因。

2. 對大學生心理健康教育工作的建議

（1）進行心理普查，建立心理檔案。

（2）加強對輔導員的心理輔導技能的培訓，幫助輕度心理問題學生。

（3）開設心理健康必修課，全校范圍普及心理健康知識。

（4）采用個別咨詢、團體輔導（向日葵特訓營）、心理電影展播、專家心理講座、心理情景劇比賽、學生心理協會活動、網絡咨詢等形式為學生提供及時、有效的心理健康指導。

【參考文獻】

篇（10）

1.研究對象與方法

1.1 對象

大理學院98名建檔的少數民族貧困大學生。其中，男生29人（占29.59%），女生69人（占70.41%）；白族31人，彝族29人，回族10人，壯族8人，傣族5人，哈尼族4人，傈僳族3人，納西族2人，拉祜族2人，藏族2人，普米族1人，瑤族1人。

1.2 工具

用癥狀自評量表（SCL-90）測查研究對象的心理健康特點，該量表由軀體化、強迫癥狀、人際關系敏感、抑郁、焦慮、敵對、恐怖、偏執、精神病性和其他等10個因子共90個項目組成。每個項目采取5級評分制，從沒有、很輕、中度、偏重到嚴重，得分越高表明該癥狀越嚴重。

1.3 統計方法

運用SPSS11.5進行統計分析。

2.研究結果與分析

2.1 少數民族貧困大學生SCL-90各因子得分與全國青年常模比較

從表1可見：少數民族貧困大學生在SCL-90的10個因子中，得分高低次序依次為強迫癥狀、敵對、其他、抑郁、焦慮、軀體化、人際關系敏感、偏執、恐怖和精神病性，其中，強迫癥狀的得分遠高于其他各項。

從表2可見：（1）少數民族貧困大學生只有在人際關系敏感1個因子上的得分低于全國青年常模，其他9個因子的得分均高于全國青年常模，也就是說，少數民族貧困大學生的心理健康水平總體上低于全國青年常模。（2）與全國青年常模比較，少數民族貧困大學生在軀體化、人際關系敏感、抑郁、焦慮、敵對、偏執等6個因子有差異，但其差異無顯著性；在強迫癥狀因子上差異有顯著性；在恐怖、精神病性以及其他等3個因子上差異有非常顯著性。

2.2 少數民族貧困大學生SCL-90各因子得分的性別差異

從表3可見：少數民族貧困男大學生在SCL-90的10個因子中，得分高低次序依次為強迫癥狀、抑郁、人際關系敏感、敵對、其他、精神病性、焦慮、軀體化、偏執和恐怖。其中，強迫癥狀的得分遠高于其他因子。

從表4可見：少數民族貧困女大學生在SCL-90的10個因子中，得分高低次序依次為強迫癥狀、敵對、其他、抑郁、焦慮、軀體化、恐怖、偏執、人際關系敏感和精神病性。其中，強迫癥狀的得分也遠高于其他因子。

從表5可見：（1）少數民族貧困女大學生在SCL-90各因子的得分均高于男生，也就是說，少數民族貧困女大學生的心理健康水平總體上低于男生。（2）少數民族貧困大學生在強迫癥狀、人際關系敏感、精神病性等3個因子上的性別差異不顯著；在軀體化、抑郁、恐怖、偏執和其他等5個因子上的性別差異有顯著性；在焦慮和敵對2個因子上的性別差異有非常顯著性。

3.結論與思考