時間：2022-06-15 10:59:37
緒論：在尋找寫作靈感嗎？愛發表網為您精選了8篇帶新人的心得體會，愿這些內容能夠啟迪您的思維，激發您的創作熱情，歡迎您的閱讀與分享！
【關鍵詞】 臨床帶教；人性化
護理學是一門實踐性很強的學科，理論聯系實踐穿插在 整個護理學的教育中。臨床帶教工作至關重要，如何提高護生臨床帶教質量，培養職業能力強的實用型護理人才，是臨床帶教的一項重要工作。人性化帶教可起到事半功倍的效果，這有賴于老師對學生的關心和互動能力。我院每年承擔著多所學校大、中專護生的臨床實習任務，通過這5 年的臨床 帶教，體會到臨床帶教工作應從以下幾個環節抓起。
1 護生進臨床科室前 加強護生職業道德培養
現在校護生多為80 后或90 后出生的，獨生子女比例較 高。自幼生活條件優越、嬌生慣養、唯我獨尊。進入醫院實習，要求他們轉變觀念，把病人當上帝當親人，成為為人民服務的白衣天使，這種角色的轉變會使他們產生失落感。為了盡快幫助他們適應 醫院環境，完成角色轉變，在進入醫院后，由護理部安排進行崗前培訓，內容包括：醫院環境及各項規章制度介紹、醫療安全教育、基礎護理常規操作練習、醫囑處理等，介紹護理界先進人物，感人事跡，對他們進行思想及專業素質教育，幫助他們樹立正確的人生觀、價值觀、職業責任感和道德感；希望他們熱愛護理工作，忠于職守，發揚救死 扶傷的人道主義精神，高度負責并充滿愛心和同情心；要求他 們進入實習崗位后，要衣帽整潔、儀表端莊，注意文明禮貌，謙虛謹慎，關心、體貼病人，不怕臟和累，有吃苦耐勞的奉獻精神。
2 護生到科室后，由護士長召開教育，明確教學
目標和任務，介紹科室特色，指定教學組長和一對一帶教老師。再由教學組長首先介紹本科室環境，物品擺放的位置，專業開展情況、護理特色，提供帶教老師個人檔 案，包括老師個性、教學能力、工作業績 等[1]。護生也可以通過自己的同學側面了解帶教 老師有關情況。
3 在帶教過程中，根據護生特點實行人文關懷[2]：
對性情急燥的護生，要強調動作的穩定性、準確性；對動作緩慢的護生，強調操作完成的時間性；對 外向型護生，要鼓勵其多思考，提高觀察病情、解決分析問題的能力；對內向型護生要主動接近，有意安 排其發言與操作，培養其溝通能力；對自尊心強的護 生發揮其長處，對護生的進步應及時鼓勵表揚，有錯 誤及時指出，但要注意方法，使之心服口服。在帶教工作中體現人文關懷理念，強調尊重、關心、理解、信任護生，充分激發護生在工作中的積極性和自覺性[1]。讓 護生感受到教師的人性化帶教。
4 鼓勵護生主動提出問題并積極解決問題，實現自我價值。
在工作中，不僅要讓護生明白怎樣做，而且要讓他們明白為什么這樣做。如在對患者進行飲食指導時首先讓護生詳細了解患者病情，復習相關知識，讓護生先采用通俗易懂方法試講，然后帶教老師補充和完善。在技術操作方面，帶教老師要先讓護生預習操作程序，然后看自己操作，最后指導護生操作，在臨床實踐中做到放手不放眼。請護生參與科室護理質量分析及安全，鼓勵護生對科室質量管理及護理安全討論會議防范工作提出自己的想法，護士長和帶教老師及時給予肯定和講評。另外，帶教老師從生活上應多關心護生，多送溫暖，幫助其解決 生活中的實際困難，熱情邀請護生參加科室組織的各項活動，使護生對科室產生歸宿感。
5 加強護生心理素質培養由于護生大多為獨生子女，加之患者對護生操作不信任，會造成護生緊張焦慮、依賴、缺乏自信的心理。
作為帶教老師應具有樂觀開朗、耐心細致、敏感而富有同情心的心理品質，做到“帶思想、帶作風、帶技術”，強化“以病人為中心”的服務意識。應尊重護生，“請”字當頭，“謝”字當尾，少批評，多鼓勵，協調好護生與患者之間的關系，幫助護生勇敢面對，改變以自我為中心的思維方式，而應以服務對象的需求為重心，學會設身處地為病人著想，虛心向同學、老師及周圍的人學習。
總之，實習學生的培訓是護理人力資源管理中非常重要的一部分，在從事專業的早期給予有計劃、有針對性的培訓指導，有利于他們盡快適應臨床環境，有利于從學生到專業人員的角色轉變，有利于他們的專業成長和發展，有利于護理人才的選拔和培養。因此應引起護理管理者及護理帶教者的重視，適應專業的發展，不斷改進并完善實習生 的培訓，以促進護理隊伍的整體建設。
參考文獻
關鍵詞: 臨床帶教；人性化
護理學是一門實踐性很強的學科，理論聯系實踐穿插在 整個護理學的教育中。臨床帶教工作至關重要，如何提高護生臨床帶教質量，培養職業能力強的實用型護理人才，是臨床帶教的一項重要工作。人性化帶教可起到事半功倍的效果，這有賴于老師對學生的關心和互動能力。我院每年承擔著多所學校大、中專護生的臨床實習任務，通過這5 年的臨床 帶教，體會到臨床帶教工作應從以下幾個環節抓起。
1 護生進臨床科室前 加強護生職業道德培養
現在校護生多為80 后或90 后出生的，獨生子女比例較 高。自幼生活條件優越、嬌生慣養、唯我獨尊。進入醫院實習，要求他們轉變觀念，把病人當上帝當親人，成為為人民服務的白衣天使，這種角色的轉變會使他們產生失落感。為了盡快幫助他們適應 醫院環境，完成角色轉變，在進入醫院后，由護理部安排進行崗前培訓，內容包括：醫院環境及各項規章制度介紹、醫療安全教育、基礎護理常規操作練習、醫囑處理等，介紹護理界先進人物，感人事跡，對他們進行思想及專業素質教育，幫助他們樹立正確的人生觀、價值觀、職業責任感和道德感；希望他們熱愛護理工作，忠于職守，發揚救死 扶傷的人道主義精神，高度負責并充滿愛心和同情心；要求他 們進入實習崗位后，要衣帽整潔、儀表端莊，注意文明禮貌，謙虛謹慎，關心、體貼病人，不怕臟和累，有吃苦耐勞的奉獻精神。
2 護生到科室后，由護士長召開教育，明確教學
目標和任務，介紹科室特色，指定教學組長和一對一帶教老師。再由教學組長首先介紹本科室環境，物品擺放的位置，專業開展情況、護理特色，提供帶教老師個人檔 案，包括老師個性、教學能力、工作業績 等[1]。護生也可以通過自己的同學側面了解帶教 老師有關情況。
3 在帶教過程中，根據護生特點實行人文關懷[2]：
對性情急燥的護生，要強調動作的穩定性、準確性；對動作緩慢的護生，強調操作完成的時間性；對 外向型護生，要鼓勵其多思考，提高觀察病情、解決分析問題的能力；對內向型護生要主動接近，有意安 排其發言與操作，培養其溝通能力；對自尊心強的護 生發揮其長處，對護生的進步應及時鼓勵表揚，有錯 誤及時指出，但要注意方法，使之心服口服。在帶教工作中體現人文關懷理念，強調尊重、關心、理解、信任護生，充分激發護生在工作中的積極性和自覺性[1]。讓 護生感受到教師的人性化帶教。 4 鼓勵護生主動提出問題并積極解決問題，實現自我價值。
在工作中，不僅要讓護生明白怎樣做，而且要讓他們明白為什么這樣做。如在對患者進行飲食指導時首先讓護生詳細了解患者病情，復習相關知識，讓護生先采用通俗易懂方法試講，然后帶教老師補充和完善。在技術操作方面，帶教老師要先讓護生預習操作程序，然后看自己操作，最后指導護生操作，在臨床實踐中做到放手不放眼。請護生參與科室護理質量分析及安全，鼓勵護生對科室質量管理及護理安全討論會議防范工作提出自己的想法，護士長和帶教老師及時給予肯定和講評。另外，帶教老師從生活上應多關心護生，多送溫暖，幫助其解決 生活中的實際困難，熱情邀請護生參加科室組織的各項活動，使護生對科室產生歸宿感。
礦山救援是一項集專業性、業務性、技術性、實戰性于一體的系統工程，要有頑強拼搏、勇于奉獻的精神，更要堅持科學決策、安全救援的原則。
在救護大隊的17年間，肖文儒參與處理煤礦救援事故500多起，他膽大心細、勇于拼搏，練就了過硬本領，積累了豐富經驗。
2010年，在處置山西華晉焦煤有限責任公司王家嶺礦透水事故中，肖文儒先后5次下井指導施救。在救援關鍵階段，他身背呼吸器下井偵查，掌握了第一手信息，會同地方政府人員制定了嚴密的行動方案，奮戰8天8夜，為成功救出115名被困礦工作出了突出貢獻。
這次救援被困礦工的壯舉，獲得了國內外的廣泛贊譽。“世界礦業史上最讓人驚嘆的救援之一”“成功書寫了人類的大營救”“‘中國礦工獲救’居世界十大救援奇跡之首”——許多國外權威媒體這樣評價。
1000多名救援人員，連續奮戰14個晝夜，救出11名礦工——山東棲霞笏山金礦“1·10”重大爆炸事故救援，可以說是國內難度最大的礦山救援案例之一。舉棋若定的肖文儒，為這個被稱為“教科書式的經典事故救援案例”，書寫下濃墨重彩的一筆。
起初，現場指揮部決定布置4個鉆孔進行施救。但因該礦巖層地質條件復雜，有構造破碎帶，2號鉆孔卡鉆廢棄。應急管理部工作組成員肖文儒果斷向指揮部建議——再增調國家礦山應急救援大地特勘隊一臺高性能鉆機和專業操作團隊趕赴現場救援。
事后證明，這是一子落而滿盤活的關鍵舉措。原來，13日開鉆的3號鉆，孔鉆至井下521米處時，井底偏移達7.4米。經專家組充分論證，決定由新調來的大地特勘隊對3號鉆孔進行糾偏透巷。17日13時56分，這個“生命通道”終于打通。
救援過程中，問題層出不窮，可謂“一山放過一山攔”。由于3號鉆孔涌水在巷道積聚，工作組建議指揮部啟用備用的4號鉆孔代替3號鉆孔，承擔“生命通道”功能。為防止4號鉆孔發生涌水，肖文儒建議“先堵水再透巷”，并被指揮部采納。后來，被困人員轉至4號鉆孔下方，最終11人獲救。
肖文儒的專業能力、業務素質在一次次救援實踐中得到有力印證，他是救援人員心中“權威”的代名詞，是新時代科技人才的突出代表。
在救護大隊那些年，肖文儒不斷探索實踐救援新技術;為實現更加科學、安全的救援，他38年來不斷總結應急救援經驗，參與《礦山救護規程》制定和修訂，主編出版了《礦山事故應急救援典型案例及處置要點》等;為持續發展壯大應急救援力量，他一次次到基層調研，為國家安全生產應急救援體系建設，特別是國家礦山應急救援隊建設貢獻了力量。
關于時代楷模肖文儒的個人心得體會2 肖文儒至今難以釋懷，多年前大同某煤礦發生火災事故，一開始還可以通過電話聯系上井下被困人員，但由于當時技術手段落后，被困人員最終全部遇難。
“當時我就想，一定要不惜一切代價，把人救出來。”他說。
今年1月，山東棲霞笏山金礦發生“1·10”重大爆炸事故，被困人員位于井下約600米的位置，救援深度較為罕見。由于地質情況復雜，不僅鉆孔工作難度極高，井下涌水量也很大，形成“前有圍堵后有追兵”之勢。
4個鉆孔“多管齊下”，相繼遇到問題。肖文儒當機立斷：提前增調國家礦山應急救援大地特勘隊帶一臺高性能鉆機前來增援!
這時，救援希望最大的3號鉆在鉆至井下521米處時，距井底目標偏移已達7.4米。
一子落而滿盤活，新增救援團隊及時對發生偏移的3號鉆孔進行糾偏透巷。僅用4天，這條“生命通道”提前打通!
一刻不停，在部署打通4號鉆孔中，肖文儒建議“先堵水再透巷”，確保了這條生命維護和監測通道始終暢通。后來證明，這個方案讓轉至4號鉆孔下方的被困人員生存環境大大改善，贏得了寶貴的搶救時間。
最終，11名被困人員獲救，這次事故救援也被業內譽為“教科書式的經典案例”。
臨場應變、力挽狂瀾，靠的是廢寢忘食的研究思考、通宵達旦的實戰訓練。38年來，肖文儒不管崗位、身份如何變化，他一直沖鋒在救援最前線，成長為我國礦山救援的權威專家。
“加強瓦斯實時監測!”2017年秋，遼寧阜新萬達煤礦發生透水事故。肖文儒在井下現場連續工作11個小時，當作業現場瓦斯濃度達到3.5%并繼續上升時，他立刻組織調整通風系統，將作業現場瓦斯濃度控制在安全范圍，最終，83名被困礦工全部獲救。
舉棋若定，落子無悔，在一次次的生死淬煉和刀鋒行走中，肖文儒成了全國應急救援系統的“老兵”。
從推廣正壓氧氣呼吸器、高壓排水軟管等裝備的廣泛應用，到加快救援應急通信、礦用石膏等技術的高速發展;從組織起草礦山救護規程和救援條例，到“傳幫帶”各類現場處置和技術裝備的經驗……肖文儒始終堅持實事求是，倡導“科學精神和熱血擔當缺一不可”。
他的手機上，存滿了全國礦山救援大隊大隊長和總工的電話號碼，一有機會，他就深入基層救援單位，推廣礦山救援的新知識新辦法，服務于城市救援與綜合救援。
“運用新方法新技術，老肖為應急救援加上了多重保險。”應急管理部礦山救援中心綜合處二級調研員、副處長歐陽奇說，“他不僅是主心骨，更是指路燈。”
關于時代楷模肖文儒的個人心得體會3 2021年初春，某煤礦透水事故發生的第二天，肖文儒就星夜馳援，抵達現場。
春寒料峭，救援隊住的是帳篷，吃的是盒飯，每天工作到凌晨。59歲的肖文儒直到35天后才撤離，刷新了他自己最長的現場工作記錄。
可是，他的心臟已經放了3個支架了，還患有腰椎間盤突出、高血壓、關節炎……對于這個每年最多出差200多天，經常持續工作幾十個小時的人來說，這些好像都不值得一提。
有一次，做完心臟手術不久，肖文儒又沖到一線。在電視上看到他憔悴疲憊的面孔，姐姐第一時間撥通了他的電話，近乎咆哮地問：“你不要命啦?!”
他卻很平靜地回答：“不管多苦多累，只要人能救出來，一切都值了。”
在工作中他雷厲風行，在生活中卻平淡如水。
他不允許家人因為私事麻煩組織，也不讓家人經營與他工作有交集的業務。一次，一位同學托肖文儒幫兒子找工作，他一口回絕：“對不起，我沒有那個能力。”
當年的很多救援隊友已改行換業，有的發了大財，勸他也“下海”，但老肖始終堅持:“其他行業有很多人干，但礦山救援需要我這30多年的實戰經驗，我這工作有價值。”
今年7月，河南發生特大暴雨災害，肖文儒帶領14支專業救援隊趕赴新鄉開展搶險救援。12天沒日沒夜，他們吃苦受累，立下汗馬功勞。但救援結束后，肖文儒第一時間帶著隊伍悄悄撤離。
把職務看“淡”、把事情做“精”、把人寫“大”——這是肖文儒的老同事、國家安全生產應急救援中心資產財務部二級巡視員孫國建對他的評價。
經歷生死、見多離合，肖文儒的確把很多東西看得很淡，但對師生情誼卻格外珍惜。
38年間，肖文儒把40多本厚厚的救援筆記中的心得經驗，傾囊傳給了一批“好苗子”。
國家安全生產應急救援中心指揮協調部三級主任科員喬天楷記得，2019年自己從部隊轉業來的時候，還是煤礦救援的“門外漢”，肖老師帶頭領著他們下井，逼著他們學習。徒弟們救援有功，他比誰都興奮。
還有一份情，他埋在了心底。那是對家人的愧疚之情。
肖文儒的兒子上小學時，曾把對爸爸的思念凝于筆端——“我很少能看到我的爸爸，因為每天早晨我還沒起床，爸爸已經離開了家;我晚上都睡著了，爸爸都還沒回來。”
肖文儒的母親生前也曾對他抱怨：“我遇到困難、想找人幫忙的時候，都想不起來你。”
說到這些，這個泰山崩于前而色不變的鐵漢紅了眼眶。
家人閑坐、燈火可親，誰人不想?但作為一名應急救援工作者，只要呼救聲起，就應生死以赴。
2019年10月1日，肖文儒作為應急管理系統的群眾代表參加國慶70周年慶祝活動，登上了“眾志成城”方陣彩車。
“對黨忠誠、紀律嚴明、赴湯蹈火、竭誠為民”——應急救援人的訓詞，肖文儒用畢生踐行。
可以說，在奧運會和殘奧會期間，志愿者們無愧于“北京最好的名片”，一群群朝氣蓬勃的年輕人，用熱情、真誠的服務，向世界展示了朝氣和自信的青春中國。現在，隨著奧運會和殘奧會落下帷幕，志愿者們也都陸續回到了自己的日常生活中。而如果想延續這種志愿服務的精神，顯然除了一紙倡議書之外，我們還有更多的工作要做。
七年前，在志愿服務上清華曾經有過類似的經歷。2001年北京舉辦第二十一屆世界大學生運動會的時候，清華游泳館是大運會的比賽場館，那時候在校內就曾掀起過志愿服務的熱潮。不過在大運會結束以后，雖然學校也倡導大家把志愿服務的熱情帶到平時生活中，但由于缺少了大型比賽的氛圍和相關的配套激勵措施，此后的志愿服務和大運會期間的熱火朝天相比黯淡了不少。
其實志愿服務本來就是個舶來品，登陸中國的時間并不長，雖然通過奧運會和殘奧會在北京掀起了一場志愿服務的，但這只是一個極其特殊的例子，奧運會百年一遇的重大性和參與其中給志愿者帶來的榮譽感都是一般活動無法比擬的，認為通過一次奧運會就可以普及志愿服務顯然有些過于樂觀了。志愿服務的拓展與延伸不是一件簡單的事情，需要全社會的共同努力。在后奧運時代，我們需要的是建立完善和健全的志愿服務制度。
首先，我們應該在符合我國現行法律的情況下，適時出臺激勵機制，鼓勵全社會開展政府的和非政府的志愿服務活動。目前，我國已經有22個省、市制定了促進志愿服務的地方性法規，這是志愿服務制度化的一個好的開端。不可否認，我們的志愿服務政府主導的色彩比較濃厚。一方面容易造成個人和機構嚴重地依賴政府；另一方面，政府不可能、也沒有能力管理所有的社會公共事物。當然，政府部門也需要自我職能的轉變，要把主要方向放在規范法律法規和監督執法上。例如，建立全國性的志愿者檔案和數據庫，建立志愿服務的確認和登記機制等，使志愿服務能成為社會公認的個人工作閱歷和個人社會貢獻的評價內容之一。
其次，應該大力加強志愿宣傳，在社會上樹立尊重志愿服務，崇尚志愿服務的風氣。雖然在奧運會和殘奧會中志愿者給世界留下了美好的印象，但背后他們還是承擔了很多的痛苦和辛酸，一些工作人員管理的不人性化和對志愿者工作的不理解都挫傷了志愿者的服務熱情，試想，如果以后這樣的情況依舊，很難保證志愿者隊伍不會慢慢流失。
我國現有的個人信用檔案管理模式，總結起來大致可分為兩種不同模式。第一種模式是純粹的政府主管模式，另一種是政府牽頭并按企業機制運營、按理事會模式管理的模式。
首先我們談一下第一種純粹的政府主管模式，該種模式的典型例子是中國人民銀行牽頭成立的“建立個人征信體系專題工作小組”它主要負責實現各商業銀行間有關個人信用檔案的共享工作，同時負責系統的管理和運行并制定征信業務規范和標準，采集個人信用檔案和提供利用服務。中國人民銀行是我國銀行的“銀行”也是國家的職能部門，所以它對我國個人信用檔案各環節的管理就屬于政府管理行為。
第二種模式是政府牽頭并按企業機制運營、按理事會模式管理的模式。該模式的典型代表城市是上海市。它主要是由第三方中介管理機構一一上海資信有限公司按企業機制運營、理事會模式來管理。該資信機構也是上海市政府批準建立并由中國人民銀行核準的專門從上海市個人信用檔案管理的非金融服務機構。理事會由巧家商業銀行、上海資信有限公司、中國人民銀行上海分行等單位組成，隨后稅務、司法、社保、工商等部門也加入其中。這也標志著上海資信有限公司的征信范圍已經不僅僅局限于銀行與金融機構的信用信息，它已經把征信范圍擴展到了社會的各個領域與部門。
2 個人信用檔案管理模式存在問題分析
隨著社會的發展，特別是在快速發展的中國社會，“信用”顯得尤為重要。它既是一種無形的資產，也是每個公民、城市、機構、企業、甚至一個政府的另一張“身份證”。良好的個人信用體系建立能夠提高交易效率，促進資源優化配置。既是經濟順利發展的重要紐帶，也是誠信體系的重要組成部分。個人信用行為約束機制的缺失，使得坑蒙拐騙、合同違約、借貸不還等現象很普遍的存在在中國。在中國目前還沒有一個健全完善的個人信用制度，這是造成上述現象的主要原因，滯后的個人信用制度已經成為嚴重制約我國社會發展的重要原因。我們可以從以下幾點來分析我國個人信用檔案發展滯后的原因：
（1）具有局限性
中國人民銀行是我國銀行的“銀行”，在我國每個轄區都有支行同時也是我國的職能部門。從表面看選擇中國人民銀行作為我國個人信用檔案管理的牽頭機構似乎符合情理。但是深入分析，它的管理是具有局限性的。這種局限性主要表現在兩個方面，第一個方面是業務上的局限性，第二個方面是征信范圍的局限性。
首先我們來談業務方面的局限性，中國人民銀行的主要職能是起草有關金融機構運行的法律法規、制定和實施貨幣政策、維護國家金融穩定、發行人民幣并管理人民幣流通等的。它對于管理我國金融有關方面的事情是行家，但是對于管理專門檔案的個人信用檔案的確是外行。作為牽頭或管理機構，該機構應該負責制定個人信用檔案的管理標準、相關法律法規和征信范圍等規定。顯然選擇中國人民銀行是具有局限性的，我們應該選擇一個對管理檔案比較在行的行家來作為我國個人信用檔案的牽頭或管理機構。
其次我們來談征信范圍的局限性，在早期中國人民銀行就開始我國“銀行信貸登記系統”的建立，系統以各城市支行信貸數據庫的信息為基礎而建立，在當時該系統主要局限于銀行五大類信貸業務方面個人信用信息。顯然在當時中國人民銀行建立該系統的本意是為本機構或商業銀行等金融機構服務的。它所征集的有關個人信用檔案的內容只局限于信貸或金融相關信息。根本沒有涉及例如司法、稅務、通信等社會各個領域，雖然在隨后的幾年里中國人民銀行把例如通信、稅務、司法等領域逐漸納入它的征信范圍，但是從數量上來講也明顯少于信貸檔案。中國人民銀行作為管理國家金融行業的職能部門來管理個人信用檔案，這勢必將具有征信范圍的偏向性。所以從征信范圍的角度來考慮，中國人民銀行也不能成為我國個人信用檔案的牽頭或管理機構。
（2）缺乏對個人信用檔案的宏觀管理
我們可以把我國個人信用檔案的管理分為宏觀管理和微觀管理，宏觀管理是指為了維護個人信用檔案的完整與安全，使其充分發揮作用而對個人信用檔案工作進行指導、決策、監管、制定統一標準的過程。微觀管理是指對個人信用檔案的具體管理，例如征集、整理、鑒定、保管、統計、數據庫的建立與數據更新等具體管理過程。我國現有的兩種管理模式，第一種模式是純粹的政府主管模式，另一種是政府牽頭并按企業機制運營、按理事會模式管理的模式。這兩種管理模式對個人信用檔案都缺乏宏觀角度上的管理，中國人民銀行成立的“建立個人征信體系專題工作小組”它主要負責實現各商業銀行間有關個人信用檔案的共享工作，它沒有從宏觀的角度來對全國個人信用檔案工作進行指導、決策、監管、制定統一標準。同時中國人民銀行是一個管理專門檔案的外行部門，即使對個人信用檔案有宏觀上的管理，該管理也是不專業不科學的。另一種是政府牽頭并按企業機制運營、按理事會模式管理的模式，該管理模式本身就缺少一個對個人信用檔案宏觀管理的部門，上海資信有限公司只是能完成對個人信用檔案的微觀管理工作，對個人信用檔案的宏觀管理應該由政府的某個職能部門來負責。所以綜上所述，我國現有對個人信用檔案的管理模式缺乏宏觀上的管理。
（3）缺乏網絡技術支持
個人信用檔案資料的分散性使得征集環節要借助網絡技術來支撐，網絡是個人信用管理模式建立的技術載體，傳統的匯總或登記式辦法已經不能及時準確地征集檔案了，和發達國家比，我國網絡技術的還相對落后。網絡建設基本集中在大中城市中，上網用戶有限、許多中小城市網絡建設還處于剛剛起步階段，在我國公民的社會保障號、證券開戶賬號、身份證號等賬號之間沒有沒有內在聯系，個人信用檔案共享系統要創立，必須將這些賬號統一起來，這樣才方面利用者查詢，這就對網絡技術提出挑戰。落后的網絡技術已經對我國建立個人信用檔案造成障礙。
綜上所述，筆者認為，我國是社會主義國家，個人信用檔案管理工作應該屬于高度集中統一的管理模式。同時我國有關個人信用檔案的相關法律法規和體制都屬于不健全的階段，所以我國不能夠完全借鑒國外的市場為主導的管理模式，個人信用檔案的管理必須要由政府出面對全國個人信用檔案工作實行統籌規劃，制定統一征集標準并進行業務指導和監督，也就是說我國對個人信用檔案的管理必須要在宏觀管理的條件下進行。
一、新準則取消“待攤費用”和“預提費用”的原因。
（一）原制度對“待攤費用”和“預提費用”的定性有偏差。財政部于2000年頒布的《企業會計制度》中規定的“待攤費用”和“預提費用”分別屬于資產類和負債類科目，其期末余額在資產負債表中均有專項列示。
首先，待攤費用不是資產。原制度中所說的“待攤費用”是指企業已經支付，應當由當期和以后各期負擔的費用。列為企業的一項資產項目。被劃為入資產范疇。而所謂資產是指企業過去交易或事項形成的，由企業擁有或控制的，預期會給企業帶來經濟利益的資源，對企業來說具有有用性。可見資產的本質是一項經濟資源。待攤費用最直接表現為企業的經濟利益的流出和資產、所有者權益的減少，預期不會給企業帶來任何經濟利益的流入。因此，待攤費用不符合資產的定義，不能被劃入資產的范疇。
其次，預提費用也不是負債。原制度中所說的“預提費用”是指企業按照規定從成本費用中預先提取但尚未實際支付的費用。這些費用預期確實會導致經濟利益流出企業，而所謂負債是指企業過去的交易或者事項形成的，預期會導致經濟利益流出企業的現時義務。負債作為現實義務，是過去已經發生的交易或事項所生的結果。只有過去發生的交易或事項才能增加或減少企業的負債。然而，預提費用并不是企業過去的交易或事項形成的現實義務，同樣不符合負債要素的定義，不能被劃入負債的范疇。
最后，待攤費用和預提費用實際均是費用要素。所謂費用是指企業在日常活動中發生的經濟利益的流出，費用的發生將引起所有者權益的減少。待攤費用和預提費用的發生都會引起企業經濟利益的流出，減少企業的利潤，最終導致企業所有者權益的減少。因此，待攤費用和預提費用符合費用要素的定義，二者均應被劃入費用要素的范疇。
（二）新準則的資產負債表觀有要求。新的企業會計準則著眼促進企業長遠可持續發展，在確認、計量和財務報表結構方面，確立了資產負債表觀的核心地位，避免企業短期行為。要求企業如實反映資產未來經濟利益，不高估資產價值；要求企業合理確認預計負債，全面反映現時義務，不低估負債和損失。待攤費用本質上是一種費用，應當將不符合資產定義的待攤費用項目剔除出資產負債表。我們知道，假如某企業破產，是不可能用為他的待攤費用來償還債務的，如果將它歸類于資產要素，結果就會虛增企業的資產總額，不利于投資者對企業生產經營與財務狀況作出正確判斷。同樣，把本身就不屬于負債要素的預提費用列為企業的負債，顯然會導致企業負債不實，從產生諸多不便。因此，新準則下取消待攤費用和預提費報表項目的根本原因是新準則引入了當前全球流行的資產負債表觀的核心要求所決定的，是中國會計準則與國際趨同的重要體現。
（三）會計信息質量的提高有需要。在實際工作中，很多企業利用待攤費用和預提費用作為企業利潤的“調節器”和“蓄水池”,不及時確認或少攤銷已發生的費用和損失，或者多確認多攤銷已發生的費用和損失，以些作為企業粉飾會計報表、調節會計利潤的慣用手段。嚴重影響了會計信息質量。所以，從提高會計信息質量要求上來講，在核算上，不再置“待攤費用”和“預提費用”科目，在資產負債表上取消“待攤費用”和“預提費用”兩個項目，可以很好地保證企業的資產、負債和所有者權益得到更合理的披露，提高會計信息質量，這樣處理符合新準則的要求。
二、新準則下待攤費用和預提費用的會計處理。
目前，關于待攤費用和預提費用的會計處理，主要有以下兩種處理方法：一是保留“待攤費用”和“預提費用”科目，期末將其反映在新準則資產負債表中的“其他流動資產”和“其他流動負債”項目中；二是通過“預付帳款”、“其他應收款”等科目代替“待攤費用”科目，期末將其反映在新準則資產負債表中的“預付帳款”或者“其他應收款”等項目；通過“預收帳款”、“其他應付款”等科目代替“預提費用”科目，期末將其反映在新準則資產負債表中的“預收帳款”或者“其他應付款”等項目。這兩種作法以，在本質上都是一樣的，仍然將“待攤費用”和“預提費用”分別作為資產要素和負債要素來進行會計處理，沒有遵循新準則的資產負債表觀，不符合新準則的要求。
（一）、待攤費用的會計處理。原制度規定的待攤費用主要有低值易耗品和出租出借包裝物攤銷、預付報保險費、經營租賃的預付租金、預付報刊費、一次交納數額較大需要分攤的印花稅以及固定資產修理費用等。
1、低值易品和出借出租包裝物攤銷的會計處理。根據新企業會計準則的規定，包裝物和低值易耗品屬于企業的周轉材料。周轉材料是指企業能夠多次使用、逐漸轉移其價值但仍保持原有形態、不確認為固定資產的材料。因此包裝物和低值易耗品應通過“周轉材料”科目核算，企業的包裝物和低值易耗品等周轉材料，應當采用一次轉銷法或者五五攤銷法進行攤銷；建造承包商的鋼模板、木模板、腳手架等其他周轉材料，可以采用一次轉銷法、五五攤銷法或者分次攤銷法進行攤銷。企業應當采用一次轉銷法或者五五攤銷法對包裝物和低值易耗品進行攤銷，計入相關的資產成本或者當期損益。生產領用包裝物，應將其成本計入制造費用；隨同商品出售但不單獨計價的包裝物，應將其成本計入當期銷售費用； 隨同商品出售并單獨計價的包裝物，應將其成本計入當其他業務成本。
例1、ABC公司甲基本生產車間領用一批工具，其成本為8000元，其價值按五五攤銷法進行攤銷。有關會計處理為：
發出工具時按原成本作：
借：周轉材料－－－－在用低值易耗品 8000.00
貸：周轉材料－－－－在庫低值易耗品 8000.00
同時將工具成本的50%即8000.00×50%=4000.00元計入成本作：
借：制造費用 4000.00
貸：周轉材料－－－－低值易品攤銷 4000.00
假定上述工具在報廢時有殘值，價值為500元，則工具在報廢期的攤銷額應為3500元（8000.00×50%-500），計入費用時作：
借：制造費用 3500.00
貸：周轉材料－－－－低值易品攤銷 3500.00
最后殘料入庫沖減在用周轉材料時作：
借：原材料 500.00
周轉材料－－－－低值易耗品攤銷 7500.00
貸：周轉材料－－－－在用你值易耗品 8000.00
例2、ABC公司3月份，生產車間領用未使用過的包裝物一批，其實際成本為10000元，銷售過程中領用隨同產品一起出售領用包裝物一批，價值3500元，其中，不單獨計價的包裝物成本為1500元，單獨計價的包裝物成本為2000元。作會計處理如下：
借：生產成本 10000.00
銷售費用 2000.00
其他業務支出 1500.00
貸：周轉材料－－－－包裝物 13500.00
2、預付保險金、經營租賃預付租金、預付報刊雜志費的會計處理。多年來，利潤表在企業財務報表體系中一直居于顯要地位，利潤也成為各方面考核企業管理層業績、衡量企業盈利能力的重要指標。但是，利潤反映的畢竟只是企業某一期間的經營成果。會計準則的制定，避免為一些企業留下追逐短期利益和操縱利潤的空間，確立了資產負債表觀的核心地位。因此，根據新會計準則的規定，對于預付，后期才逐漸形成的費用的項目，應直接計入相關費用類科目進行核算。屬于行政管理部門為組織和管理生產經營活動所發生的計入管理費用；屬于企業生產車間為生產產品或者提供勞務而發生的計入制造費用；屬于企業銷售商品過程中發生的計入銷售費用。
例、ABC公司33月20日以銀行存款預付下季度報刊雜志訂閱費用1000元，預付生產車間租用廠房租金3000元，預付銷售機構租用倉庫租金1500元。會計處理如下：
借：管理費用 1000.00
制造費用 3000.00
銷售費用 1500.00
貸：銀行存款 5500.00
3、季節性生產企業停工期間的費用的會計處理。這類企業發生的季節性的停工損失，可直接計入生產費用，即發生時，借記“制造費用”、“管理費用”等科目，貸記“銀行存款”、“應付職工薪酬”等科目。
例、某公司屬季節性生產企業，第二季度停工期間發生管理人員基本工資5000元，生產人員工資10000元。會計處理如下:
借：管理費用 5000.00
制造費用 10000.00
貸：應付職工薪酬 15000.00
4、固定資產日常維修費用的會計處理。關于固定資產的后續支出，新會計準則規定，符合固定資產確認條件的應當計入固定資產成本，不符合固定資確認條件的應當在發生時計入當期損益。而固定資產的日常維修主要是為了維護和保持固定資產的正常工作狀態而進行的修理，其特點表現為修理范圍小、一次修理費用少、修理間隔期限短，一般不滿足固定資產的確認條件，發生的修理費用不需要采取預提或者待攤的辦法進行處理，可直接列入當期損益。
例、ABC公司對廠部辦房屋進行粉刷維修，耗用材料1000元，應計入工人工資500元，以現金支付零星開支200元。會計處理如下：
借：管理費用 1700.00
貸：原材料 1000.00
應付職工薪酬 500.00
庫存現金 200.00
5、一次交納數額較大的印花稅。新準則規定，企業按規定計算確定的應交礦產資源補償費、房產稅、車船使用稅、土地使用稅、印花稅，直接計入當期損益，不得采用待攤方式處理。發生時作如下會計處理：
借：管理費用
貸：應交稅費－印花稅
－車船使用稅
－房產稅等
其他應交款－礦產資源補償費
（二）、新準則下預提費用的會計處理
預提費用就是屬于當期的費用應計入當期，企業按期預提計入原制度規定的費用金額，主要包括預提租金、保險費、短期借款利息、固定資產修理費等。根據新會計準則的資產負債表觀的要求，當實際發生上述費用時，可一次生計入相關成本及損益，不再進行預提。
1、借款利息的會計處理。在實際工作中，對于短期借款的利息，由于金額小、期限短的特點，銀行一般于到期時一次還本付息，對于長期借款的利息，由于金額大、期限長的特點，銀行一般于每季度末或年末收取借款利息。無論是長期借款還是短期借款，銀行收取的利息均未超過一年的期限。因此，企業可在實際支付利息時，借記“財務費用”、“在建工程”等科目，貸記“銀行存款”等科目。若企業在銀行收取利息時點未能按期足額支付利息，可作“應付利息”處理。
例、ABC公司2008年4月1日從銀行取得為期6個月的短期借款100000元，年利率9%，利息于每季季末歸還，借款用于公司生產經營周轉。ABC公司借款期限內有關利息費的會計處理如下：
6月30日（季末）應支付利息為100000×9%÷12=750元
借：財務費用 750.00
貸：銀行存款 750.00
9月30日（季末）應支付的利息同樣為750元，假定公司因故未付，則：
借：財務費用 750.00
貸：應付利息 750.00
2、預提的固定資產的修理費用、租金及保險費的會計處理。前已分析，對于固定資產的修理費，不再采用待攤或預提的辦法進行會計處理，應當在實際發生時，一次性計入當期損益。對于當期應負擔的租金和保險費，同樣也可以不進行預提，待實際支付租金和保險費時，按支付的金額分別計入有關成本或當期損益。
參考文獻：
[1]財政部：《企業會計準則2006》，經濟科學出版社2006年版；
關鍵詞 社會認同；集體自尊；群際偏見；威脅情景
分類號 B842.1
DOI： 10.16842/ki.issn2095-5588.2016.12.002
1 引言
群際偏見（inter-group prejudice）是導致的重要影響因素，也是當今中國城鎮化進程中處理好市民與農民工的群際關系、維護社會和諧穩定亟需關注的問題。所謂群際偏見是指“人們基于非客觀、非真實的認識而對外群體產生的消極態度和情緒指向”，它是群際關系常見的結果（Hewstone， 2003）。許多研究者認為群際偏見與社會認同密切相關（Abrams & Hogg， 1988； Brewer & Miller， 1996； Giannakakis & Fritsche， 2011； Jackson， 2002； Pfeifer & Ruble 2007； Xin， Xin， & Lin， 2016），社會認同是群際偏見產生的重要心理基礎（Leonardelli & Brewer， 2001； Porter， Rheinschmidt-Same， & Richeson， 2016； Spears， Doosje， & Ellemers， 2009）。因此，解釋群際偏見產生機制的邏輯起點來自于個體的社會認同。
群際偏見的產生以個體對內群體的社會認同為基礎。Tajfel， Billig， Bundy和Flament（1971）通過運用最簡群體實驗范式（Minimal-Group paradigm），驗證了群體間偏見的最小條件是對群體成員身份的意識。當人們對某一社會群體產生認同，就會產生內群體與外群體的概念，隨之而來的就會產生群際沖突和偏見（Al Ramiah， Hewstone， & Schmid， 2011）。Turner和Crisp（2010）通過實證研究發現，對內群體的認同與群際偏見之間存在相關，較高的內群體認同的被試表現出更高的群際偏見。
社會認同理論（Tajfel & Turner， 1986）認為“個體力求維持或提升他們的自尊”。個體為了滿足提高內群體地位和自尊的需要，往往會對外群體產生偏見。此后，研究者們從社會認同視角探討了群際偏見和自尊的關系（黨健寧， 2015； Hogg， Turner， Nascimento-Schulze， & Spriggs， 1986； Mullin & Hogg， 1998）。但是，早期研究者們采用的自尊測量多數為個體自尊量表，探討的是群際關系與個體自尊水平之間的關系。最近的研究則認為，對群際偏見最好的預測來源于個體的集體自尊水平。集體自尊能更好地預測群際態度（Crocker & Luhtanen， 1990； Hunter， Banks， O-Brien， Kafka， Hayhurst， Jephson， et al.， 2011）。一些研究者認為個體的集體自尊水平在社會認同與群際關系之間起到一定的作用。Branscombe和Wann（1994）通過對其社會認同、集體自尊和外群體貶損的測量，得出受到外群體威脅的情況下，當個體對某一群體產生認同時，集體自尊水平對外群體貶損有顯著的預測作用。此外，一些研究者提出威脅情景而非自尊水平才是影響群際偏見和歧視更合理的因素（Effron & Knowles， 2015； Long & Spears， 1998），自尊受到威脅會增強對外群體成員的歧視（Fein & Spencer， 1997）。但是，對威脅情景的考慮是目前研究社會認同與群際偏見的關系時所缺乏的關鍵因素。因此，在研究社會認同、集體自尊以及群際偏見的關系時，加入威脅情景變量，有一定的研究意義和價值。
積極的社會認同來自于積極的社會比較，這正是個體為了滿足獲得積極自尊的需要（張瑩瑞，佐斌，2006）。人們為了實現或維持積極的社會認同以此來滿足高自尊需求，而積極的社會認同是來自于內群體與外群體之間有利的比較，在這個過程中就會產生對外群體的歧視或偏見。Abrams和Hogg（1988）提出，人們有獲得積極自尊的需要，當自尊受到威脅的時候，人們就會對外群體產生偏見。Crocker和Luhtanen（1990）通過使用最簡群體范式，測量被試的個性特質與集體自尊，得出集體自尊是維持積極的社會認同的重要變量。Amiot和Hornsey（2010）以加拿大和澳大利亞的大學生為被試，通過實證研究得出，集體自尊能夠預測群際偏見，相比低集體自尊組的被試，高集體自尊組表現出更多的群際偏見。Roth和Steffens（2014）通過實證研究發現內隱群際偏見與個體的自尊以及身份認同相關。Hunter， Banks， O-Brien， Kafka， Hayhurst和Jephson等人（2011）研究發現，剝奪外群體資源的被試表現出更高的集體自尊。因此，可以假設社會認同、集體自尊與群際偏見應該具有顯著的正相關。
當個體的集體自尊受到來自外群體的威脅時，人們通常會通過對外群體的偏見和貶損來保持或提高自己的社會認同和集體自尊。多數研究發現，威脅情景對社會認同、集體自尊和群際偏見產生影響。Amiot和Hornsey（2010）以加拿大的大學生為被試，發現當受到外群體的威脅或批評時，被試會表現出更高的群際偏見，與控制組相比，高威脅情景組表現出更高的群際偏見。Dimofte， Goodstein和Brumbaugh （2014）以消費者為被試，從社會認同視角研究了社會認同與集體自尊的關系，證實了當集體自尊受到威脅時，社會認同會改變消費者對產品的態度。
目前關于社會認同與群際關系的研究逐漸顯示出多樣化的趨勢，在群體關系上分為三種表現，群際態度、群際行為和群際認知，主要研究包括群際偏見、群際沖突、群際攻擊性、群際威脅、群際歸因、群際信任等等。同時在以上研究基礎上，學者們也提出了緩解群際關系的一系列措施，都取得了相當大的成效。但是，目前很少研究者把集體自尊作為第三變量，來分析身份認同與群際偏見的關系，而且國內對于威脅情景在身份認同、集體自尊和群際偏見之間關系的干預作用也處于起步階段。本研究以社會認同理論為依據，以新生代農民工為被試，采用問卷調查和情景干預相結合的方法，首先對新生代農民工群體的社會認同、集體自尊和群際偏見之間的關系進行了探討，然后通過創設威脅情景，研究威脅情景對新生代農民工的社會認同和集體自尊以及群際偏見的影響。
2 研究一：新生代農民工社會認同、集體自尊與群際偏見關系
2.1 研究對象
采用方便取樣，從哈爾濱與沈陽兩個城市隨機抽取340名新生代農民工參與問卷調查，新生代農民工被試入選標準為：1980年以后出生，年齡在16周歲以上，具有農村戶口，并在1990年以后進城務工或經商的農民工。剔除漏答或多選導致問卷數據無效的被試，最終獲得312名有效被試（男性215人，女性97人），被試年齡在19～32歲之間，平均年齡為24.3。其中，被試的受教育水平以初高中為主（78.4%），被試所從事職業包括建筑業、服務業、餐飲業和制造業等。
2.2 研究工具
2.2.1 社會認同量表
社會認同量表用16個題目的群體認同量表（Roccas， Sagiv， Schwartz， Halevy， & Eidelson， 2008），包含四個維度：群體重要性、承諾、優越感和尊重，每個維度4道題，均采用7級評分，共計112分。分數越高，則表明社會認同程度越高。根據本次研究內容和目的，對原量表的部分表述進行了適應性調整（把“this group” 改為“農民工群體”），調整之后的問卷整體內部一致性系數為0.80。四個維度的內部一致性系數分別為：0.89，0.84，0.82和0.88。
2.2.2 集體自尊量表
集體自尊采用Luhtanen和Crocker（1992）編制的《集體自尊量表》進行測量，該量表包含16個條目，采用7級評分，分為四個維度：成員身份自尊、內在集體自尊、公共集體自尊和認同性自尊。量表信度為0.88，本研究集體自尊問卷的整體一致性系數為0.87，四個維度的內部一致性系數分別為0.58，0.84，0.82和0.60。
2.2.3 對城市人偏見問卷
群際偏見采用12個題目的群際偏見問卷測量（Ekehammar， Akrami， & Araya， 2003），問卷采用9點計分，其中反向計分題目6道，正向計分題目6道，得分越高表明被試的群際偏見越大。將其測試程序按照本研究的主題及研究對象進行文字調整之后，以測試農民工對城市人所持外顯偏見的程度。例如：大多數城市人對我們是有敵意的（1：根本不是――9：完全是）。調整之后的信度系數為0.84。
2.3 問卷實測
本研究以單位進行問卷調查為主，同時，在問卷調查階段也有部分被試是個別調查施測的。但指導語和受測環境一致，均在較為安靜的房間填寫。
2.4 研究結果
2.4.1 社會認同、集體自尊與群際偏見的相關分析
通過對數據進行統計分析得出，新生代農民工的社會認同得分的均分為80.47，總的來說新生代農民工對農民工群體的認同度處于中等偏上水平，集體自尊總分的均分為84.69，處于中等偏上水平。群際偏見得分的均分為62.58，處于中等水平。
由表1可以看出，社會認同總分與集體自尊總分之間呈顯著正相關（r=0.31，p
2.4.2 集體自尊的中介作用分析
鑒于社會認同、集體自尊與群際偏見之間的顯著相關，為了進一步的研究三者之間的關系，本研究將集體自尊作為中介變量，探討集體自尊是否在社會認同和群際偏見之間起到了中介作用。
采用因果步驟法進行中介效應分析（溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云，2004）。根據表3所呈現的結果可以看出（所有結果都是標準化解），社會認同對群際偏見的回歸系數顯著（c=0.35， t=6.62， p
3 研究二：威脅情景對新生代農民工身份認同、集體自尊、群際偏見的影響
3.1 研究對象
在研究一的基礎上抽取社會認同得分在后27%的新生代農民工作為被試，共80人。采用隨機分組方式分為實驗組與對照組。其中實驗組40人，（男性26人，女性14人），平均年齡為25.1；對照組40人（男性27人，女性13人），平均年齡為24.2。
3.2 研究工具
威脅情景創設材料
隨機選取兩段時長為3分鐘的有關農民工被打的新聞報道，并用Excel繪制一個關于城市人對農民工消極評定的統計圖表作為威脅情景材料。為了檢驗威脅情景的啟動效應，隨機選取沈陽市30名新生代農民工作為被試，且近期沒有參與類似實驗調查，視力、聽力均正常。向被試呈現威脅情景材料，并通過問卷調查評估被試對材料的的感受，問卷主要包括“看完視頻和統計圖表后，您的心情是？”和“您覺得材料中城市人對農民工群體的言行是否應該受到譴責？”兩道題目。題目采用從1～7級評分，對題目得分進行相加，取其平均值。對于統計圖表，被試在統一指導語下進行答題，被試對統計圖表理解較為清楚。通過統計分析得出，威脅情景材料能夠激起新生代農民工對城市人群體的不滿和憤怒感（M=6.52，SD=0.88），在完成實驗后，告知被試統計圖表的虛假性，以及視頻的片面性，從而消除其負面情緒。
社會認同量表、集體自尊量表以及對城市人偏見問卷和研究一相同。
3.3 實驗程序
通過統計分析，抽取社會認同得分在后27%的新生代農民工作為新一輪的被試，共80人。采用隨機分組方式分為實驗組與對照組。采用單因素的方差分析，并把性別、受教育水平和從事職業作為協變量，對兩組被試進行同質性檢驗，社會認同（F（1，78）=1.52，p=0.22）、集體自尊（F（1，78）=0.17，p=0.68）與群際偏見（F（1，78）=0.08，p=0.77）得分不存在顯著差異，即兩組被試具有同質性。其次，一周后（避免練習效應）隨機把實驗組和對照組分配到兩個相似的房間，實驗組觀看農民工被打的新聞報道和消極評定統計圖，對照組則不參與視頻的觀看。最后，再次對實驗組和對照組進行社會認同、集體自尊與群際偏見問卷的測量。完成測試后，告知實驗組被試威脅情景材料是根據研究需要選取的，并不具有普適性，且統計圖表是虛假的。
3.4 研究結果
3.4.1 社會認同在實驗組與對照組之間的差異比較
根據被試在社會認同問卷上的得分，威脅情景下的實驗組（M=86.38， SD=6.61），無威脅情景下對照組（M=50.40， SD=8.80），兩組被試的社會認同得分存在顯著差異（t=20.65， p
3.4.2 集體自尊在實驗組與對照組之間的差異比較
根據被試在集體自尊問卷上的得分，威脅情景下的實驗組（M=85.30， SD=9.24），無威脅情景下的對照組（M=53.90， SD=10.42），兩組被試的集體自尊得分存在顯著差異（t=14.25， p
3. 4.3 群際偏見在實驗組與對照組之間的差異比較
根據被試在群際偏見問卷上的得分，威脅情景下的實驗組（M=78.27， SD=9. 47），無威脅情景下的對照組（M=49.08， SD=7. 28），兩組被試的群際偏見得分存在顯著差異（t=15.46， p
4 討論
本研究立足于社會認同理論，分析了社會認同、集體自尊以及群際偏見三者之間的關系，并從有無威脅情景的對比下，研究了威脅情景對社會認同、集體自尊、群際偏見的影響。
4. 1 社會認同、集體自尊與群際偏見之間關系
從研究一的研究結果可以得到，社會認同與群際偏見存在顯著正相關，這與前人研究結果一致（Pfeifer & Ruble 2007； Xin， Xin， & Lin， 2016）。集體自尊與群際偏見存在顯著的正相關，該研究結論與以往研究結果一致（Amiot & Hornsey，2010；Hunter， Banks， O-Brien， Kafka， Hayhurst， Jephson， et al.， 2011）。此外，本研究證實了社會認同與集體自尊之間存在顯著正相關，集體自尊在社會認同與群際偏見之間起到了部分中介的作用。可以看出，新生代農民工對內群體的社會認同程度會影響其對外群體的偏見，對內群體的社會認同程度越高，其對外群體的偏見就會越高；新生代農民工的集體自尊水平越高，相應的群際偏見程度也會越高。這一研究結果對降低新生代農民工群際偏見的啟示為：提高新生代農民工的市民化水平，降低對城市人的偏見，首要任務是降低其本身的農民工社會認同，并推動新生代農民工產生對城市人群體的認同，只有順利實現心理的市民化，才能緩解新生代農民工對城市人的偏見，提高其本身真正的市民化水平。此外，讓新生代農民工了解到其所面臨的現實處境，通過學習和再教育，在改變其對農民工群體的認同的同時，降低其對農民工群體的集體自尊水平，加快其對市民的認同程度，從而降低群際偏見和沖突。
4.2 威脅情景對社會認同、集體自尊與群際偏見的影響
研究二的研究結果表明，威脅情景會對被試的社會認同、集體自尊以及群際偏見產生影響。與無威脅情景相比，社會認同、集體自尊以及群際偏見的得分均得到顯著提高。國外一些關于種族群體關系的研究也證實了威脅情景下被試的社會認同與群際偏見提高的結論（Pfeifer & Ruble 2007； Xin， Xin， & Lin， 2016）。但是由于研究群體和文化背景等的差異，在對威脅情景下的集體自尊研究，結論卻沒有統一的定論（Branscombe & Wann， 1994； Branscombe， Spears， Ellemers， & Doosje， 2002）。
通過本研究的結果可以看出，與無威脅情景相比，威脅情景的創設使得新生代農民工的社會認同程度、集體自尊水平以及群際偏見程度都得到了顯著的提高。這說明威脅情景激發了新生代農民工內心對城市人群體的排斥，更加堅定了對自己所屬群體的定位和認同。因此，要想降低新生代農民工的群際偏見，不能通過威脅和強迫的手段，而是要處理好城市人與農民工之間的關系。通過農民工與城市人之間的交流與合作，使新生代農民工順利實現市民化，逐漸降低其對農民工的社會認同，增強城市的融入感，從而改善新生代農民工與城市人之間的關系，降低群際偏見。
4.3 本研究的局限
本研究由于客觀條件的限制，存在一些需要改進之處：首先，本研究的取樣僅在哈爾濱和沈陽兩個地方進行，這可能對研究結果的普適性有一定的影響；其次，對于社會認同和集體自尊的測量僅通過問卷展開調查，單從外顯層面進行調查，缺乏從內隱層面考慮其對群際偏見的影響；最后，對于威脅情景下的研究結論，是否是由于改變社會認同、集體自尊、群際偏見三者之中的一個變量而導致了另外一個變量的改變，本研究沒有進行查證。以上問題仍需后續的調查研究加以證實。
5 結論
新生代農民工的社會認同、集體自尊與群際偏見之間存在顯著的兩兩正相關。集體自尊在社會認同與群際偏見之間起到了部分中介作用，即社會認同對群際偏見的影響中有部分作用是通過集體自尊實現的。威脅情景下，新生代農民工的社會認同程度、集體自尊水平和對城市人群體的偏見程度均得到了顯著提高。
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關鍵詞：Logistic模型；互聯網金融；小額貸款；信用風險；
一、引言
20世紀末以來，隨著以互聯網、大數據為代表的信息技術快速發展，金融與互聯網從逐漸融合到全面滲透，“互聯網金融”概念應運而生。互聯網金融憑借成本低廉、高效便捷、受眾廣泛的特征使其在滿足客戶個性化需求、服務長尾客群方面具有先天性優勢，因此傳統商業銀行可以通過l展互聯網金融模式，加快個人信貸領域產品和服務創新，達到業務處理的便捷性，提升客戶體驗，增加客戶黏性，拓展普惠金融服務范圍。傳統的小額貸款主要面向中低收入個人客戶、中小企業主等群體，涉及面廣、個性化需求強烈，由于缺乏統一的規范化管理，風險管理難度較大，這也是商業銀行小額貸款業務發展緩慢的一個主要原因，但隨著“互聯網+金融”模式的興起，大數據、云計算、社交網絡、搜索引擎等互聯網技術不斷突破與運用，商業銀行大力發展個人小額貸款業務已成為可能，但同時也應看到隨之而來的欺詐風險、準入風險等，商業銀行信用風險管理所考量的因素不斷細化。所以，傳統商業銀行如何運用互聯網金融的優勢來創新發展個人小額信貸業務、搶占個人信貸業務市場、高效的解決信息不對稱的問題，有效的管理風險將會成為傳統商業銀行未來不得不考慮的問題。
信貸的核心是風險管理，而對于個人小額貸款業務而言，風險管理的核心是客戶信用管理，包括客戶準入管理、存量客戶管理及逾期客戶管理。所以如何識別不同時期的客戶的信用風險并進行有效控制將成為商業銀行發展小額貸款業務的重中之重。本文將利用光大銀行長沙分行收集的實際樣本數據進行分析，以二分類Logistic回歸為計量工具，通過對商業銀行的個人信用貸款數據進行分析，來識別影響個人小額貸款信用風險的主要因素，旨在對商業銀行在開展個人小額信貸業務中的風險管理提供一種思路或方法。
二、 文獻綜述
在對貸款風險管理的研究中，定量分析方法越來越受到學者和實踐操作者們的青睞。定量分析法不僅可以優化貸款決策，將被動的風險管理模式轉為積極主動的防范和控制風險，還能盡可能的減少拖欠的賬款，降低收回賬款的成本；同時還可以提高貸款決策效率，節約人力成本，實現貸款決策過程的客觀性、信息化和科學化。從目前的研究來看，貸款風險研究的定量模型主要有判別分析法（Altman E，1968[1]）、主成分分析法（Weat Robert Craig， 1985[2]）、Z-score和ZETA模型（Altman，1968，2000），Logistic回歸，貝葉斯決策模型（Daniel E，1992[3]），上世紀末以來，人工智能技術的快速發展使得銀行運用該技術進行信用風險評估和貸款決策已成為可能。上述定量分析方法雖然均能在不同程度上對貸款風險進行研究，但各有側重和短板，比如Z-score和ZETA模型只適用于對上市公司進行研究，貝葉斯網絡模型則主要是偏重于操作風險。
大量研究證明Logistic是被廣泛運用于個人信用風險評估的較為成熟的模型。Altman 、 Sabato（2007）[4]等人通過長期研究發現，使用logistic 模型衡量中小企業信用風險可以取得最佳效果，且該模型限制件較少，操作便利，且具有較高的預測性。該模型的主要優勢是：一是因變量取值可以是違約概率與履約概率發生比的任何自然對數，對自變量沒有任何限制；二是對數據是否滿足協方差相同和正態分布的假設沒有作限制性要求，適用范圍廣；三是因變量是一個二分類變量，只能取0或1的數值，可以直觀的說明某個事件是否發生以及發生的概率是多少。我國學者在研究貸款信用風險的時候也多采用Logistic回歸模型。姜秀華等（2002）[5]在采用13個變量進行logistic回歸分析的基礎上構建了財務危機預警模型。于立勇（2004）[6][7]首先運用正向逐步選擇法選擇信用風險評估指標變量，然后在Logistic回歸模型的基礎上構建違約概率測算模型。梁琪（2005）[8]將主成分分析法結合到Logistic模型中進行分析研究，構建了上市公司經營失敗預警模型，并提出引入主成分分析法的logistic模型在預測準確度對和風險度量穩定性方面都優于簡單的logistic模型。油永華（2006）[9]運用Logistic回歸模型對100家上市企業的信用風險進行了定性的評價。石曉軍（2006）[10]運用貝葉斯法對邊界Logistic違約率模型的預測效果進行了分析。葛君（2010）[11]運用Logistic回歸模型對信用卡信用風險進行了研究。羅曉光（2011）[12]將 Logistic 回歸法引入商業銀行財務風險預警模型，從資本充足性風險、信用風險、盈利能力風險、流動性風險和發展能力風險五個方面建立了適合商業銀行的財務風險預警模型。史小康（2015）[13]將非對稱連接函數的思想引入到信用評級中，將有偏Logistic分布的分布函數作為連接函數的反函數，利用實際數據來估計偏度參數和回歸系數對個人信用進行了研究。
然而隨著互聯網金融的興起，大數據時代的到來，商業銀行所能獲取的數據也越來越方便、快捷，數據也會越來越復雜多樣，變量之間的關系也會變得紛繁復雜。以往研究專門針對個人小額貸款的研究較少，在建模方面，對離散數據進行建模尤為更少。本文在現有Logistic回歸模型側重財務指標的基礎上，以非財務指標為重點來識別和評估商業銀行個人小額貸款的信用風險，旨在為傳統商業銀行進軍互聯網金融領域提供一種新思路或者新方法，對風險因素進行量化。
三、Logistic模型簡介及變量選取
3.1 模型簡介
所以由（4）式可知， 的經濟意義表示在控制其他變量水平的情形下， 變化 ，則對數優勢比率變化 或優勢比率變化 ，特別的，當 為等級變量或啞變量時， 每增加一個等級或變化一種類型，對應的兩個樣本之間的對數優勢比率變化 或優勢比（OR）率增加 ，由此也可知當 大于0時（此時OR>1），每增加一個等級導致個人的違約概率就降低，反正增加。
3.2變量選取
Schreiner（1999）對發展中國家的小額貸款進行研究表明，可以根據潛在借款人與歷史不良借款人的特性對違約風險進行評估，其中性別、職業、違約記錄、借款人與信貸員從業經驗以及借貸機構性質等對貸款違約風險產生顯著影響。此外諸如季節因素、政策變化和市場變化等外部環境變量也會對違約風險產生一定的影響。Olomola（2000）通過研究指出，借款人與貸款人特征以及貸款特征對判斷貸款是否違約有著決定性的影響。借款人特征有：教育背景、借貸情況、存款情況、貸款類型及其貸款經歷，而貸款特征包含貸款規模、期限、用途，貸款人特征有信貸員拜訪次數，申請與批準之間的時間長度。Schreiner（2004）的研究對發展中國家的小額貸款信用風險構建非常詳細的評估指標體系，具體如下圖所示。
在國內，有部分學者從對小額貸款的信用評估指標體系進行了研究和構建，但這些研究基本都是從理論展開論述的。孟建華（2002）對國內和國外的小額貸款差異進行了比較細致的研究，研究指出，貸款擔保和法律約束是影響我國小額貸款風險評估的最大影響因素。任娜（2011）在對小額貸款公司的貸款客戶類別進行區分的條件下，在Z 值模型中引入非財務因素的，設置二級指標進行信用風險評估。但是該研究最終未能結合實際樣本數據作進一步分析，對多涉及指標的合理性與科學性沒能進行實證檢驗。此外，國內學者關于小額貸款信用風險評估的相關研究大部分都是以農村信用社的小額貸款數據為樣本進行的。
所以結合已有的研究成果和樣本數據的可獲得性，本文選取性別、年齡、職業、學歷、城市發展程度、信用卡持有情況、電子渠道開通情況、存貸比和年收入等9個指標作為解釋變量，對個人小額貸款信用風險進行評估。
四、數據來源及實證
（一）數據樣本選取
逾期未還本付息，即客戶違約的預判，是商業銀行小額信用貸款風險把控的關鍵。直接導致銀行呆賬、壞賬的產生，甚至帶來流動性風險。本文樣本數據來源于中國光大銀行長沙分行的個人信用貸款數據，從該行2014-2016年辦理信用貸款的客戶中隨機抽選530個樣本數據，并從中篩選出100萬以下的小額信用貸款客戶，獲取性別、年齡、職業、學歷、城市發展程度、信用卡持有情況、電子渠道開通情況、存貸比和年收入等基本信息。本文將這9方面的數據轉換為14個虛擬變量。
客戶準入的標準是其正常履約能力水平，客戶是否能正常履約是模型的判斷依據。通過對客戶履約能力的預判，授信銀行對預計能正常還款的客戶提供金融產品和服務，拒絕還款存在不確定性的客戶的授信申請。在本文中，我們將違約客戶定義為一年內發生三次（含）以上欠息或墊款的客戶，履約客戶為一年內未發生或發生三次以下欠息或墊款的客戶。通過數據整理，530個樣本數據中履約客戶和違約客戶客戶數分別是410和120，并選取指頌逑等綾 1所示。
（二）樣本虛擬變量處理
由于我們選取的解釋變量和被解釋變量都屬于離散變量，所以在進行建模回歸之前，我們需要將其變成虛擬變量，如表2所示，其中1表示“是”，0表示“否”。例如：性別（sex），sex=1，表示為男性，sex=0表示不是男性（即為女性）。由于為了避免多重共線性，在建立虛擬變量之前，虛擬變量的個數要比分類變量的個數小1。例如：學歷有三個分類，但只能建立2個虛擬變量，當edu1=0和edu2=0都等于0時表示高中、中專以下學歷，這樣就可以避免多重共線性問題。在建立模型前，我們將數據進行虛擬變換，以符合模型的回歸分析要求，將指標逐一轉換為虛擬變量如表2所示。
（三）樣本數據的格蘭杰因果檢驗
對上述所構建的虛擬變量和履約率做格蘭杰因果分析，根據相關統計指標反復檢驗比較之后，我們選取的滯后階數為2，其檢驗結果最好，檢驗結果如表3所示。
根據上表檢驗結果我們發現，如果在5%的顯著性水平下，只有Cit2、Loa2兩個指標大于 0.05，否定原假設；但是在10%的顯著性水平下，除了Int，其他全部變量的檢驗p值都顯著小于0.10，在剔除掉電子渠道開通情況后，其余變量在一定程度上都對履約率產生影響，因此，我們剔除電子渠道開通情況，將其余變量都選入到模型中。
（四）模型的計算
從表4我們可以看出，模型似然比為84.89，兩個偽決系數分別為83.1%和76.4%，即解釋變量可以解釋被解釋變量的程度，都在75%以上，說明模型解釋效果較好。另一方面，解釋變量的系數在10%顯著水平下，都是顯著的。此外從模型的預測精度來看，如表5所示，模型對410個履約樣本的預測準確率為84.88%，對120個違約樣本的預測準確率為88.33%，整體準確率為85.66%。特別的性別、信用卡持有情況、學歷、存貸比、收入、年齡等變量系數為正值代表著客戶履約率會提高，為負值則代表客戶違約率會升高。其影響程度可以通過OR來進行分析。從表4的回歸系數，我們可以得出以下結論：
1、從各因素影響大小方面來看，年齡、收入、職業水平以及學歷對違約率的影響較大，應納入貸款考察的重點。通過模型可以看出，年齡越大的客戶，其違約率就越低，從年齡的OR值來看，年齡在31歲-45歲階段的履約概率與年齡在30歲以下的履約概率的優勢比為71.47，而年齡在45以上歲階段的履約概率與年齡在30歲以下的履約概率的優勢比為1360.354。其原因可能是由于其信用觀念的不斷加強以及自身能力的提高，收入也會隨之增加，道德約束感增強，所以更不容易違約，這樣已有的研究文獻結論相一致。在職業方面，國有企業、股份制企業的員工與私營個體戶的OR值為26倍多，他們不僅受公司內部的規章制度約束，同時也受社會責任的道德約束，其違約率較低。同樣在學歷方面，高學歷的客戶違約率較低，主要是因為教育水平高、信用觀念、法律意識較強，以及工作家庭較穩定、收入可觀、自有資金充足，特別的，當學歷是在碩士以上時，其違約的風向大大降低。
2、從銀行存量客戶方面來看，LOA1估計系數明顯高于LOA2，說明存貸比越低，其履約的概率越大。原因可能是客戶的資金大多用于儲蓄存款、銀行理財等穩定性收益產品，屬于相對保守型投資，他們認為按期還款是理所當然的事情；而持有信用卡的客戶相對于未持有信用卡的客戶履約率較高，原因可能是客戶在長期的信用卡使用過程中已經形成了到期還本付息的消費習慣，所以對于自己的資金使用有著合理而清晰的計劃，每月會有足額的資金用作還款，很少發生逾期。
3、從性別方面來看，女性的履約率高于男性，原因可能是男性客戶的資金更多用于創業、大額投資等用途，受經濟環境、行業、經營等因素影響，發生資金鏈斷裂，無法按期還款甚至導致不良貸款的幾率較大。
4、從地域方面來看，縣級市、地級市的客戶違約概率較大。原因主要有兩點，一是一、二線城市市民受教育程度更高、信用觀念更強、工作與收入也更加穩定；二是縣級、地級城市客戶資金用途一般用于農業、工業投資，受地域、市場、自然等因素影響較大，投資風險較大。
五、結論
本文在現有的研究基礎上，利用光大銀行長沙分行采集的實際樣本數據，通過格蘭杰因果檢驗和構建Logistic回歸模型，對個人小額貸款的信用風險進行了實證分析，本文所構建評估模型對離散數據和分類數據有著特有的優勢。文章主要結論如下：
第一，從格蘭杰因果關系檢驗來看，在置信水平10%條件下，本文根據以往研究的文獻和相關理論選取的9個指標變量中，只有電子渠道開通情況與是否違約不存在格蘭杰因果關系外，其他的8個變量都顯著相關，模型結果較好，解釋程度達75%以上。
第二，從風險因素的影響顯著程度來看，年齡、收入、職業水平以及學歷對違約率的影響較大，應納入貸款考察的重點。年齡是特別顯著影響個人小額貸款的信用指標，年齡越大的客戶，其違約率就越低，特別的，年齡在45以上歲階段的履約概率與年齡在30歲以下的履約概率的優勢比為1360.354倍。國有企業、股份制企業的員工與私營個體戶的OR值為26倍多，其違約率較低。學歷方面，高學歷的客戶違約率較低，特別的，當學歷是在碩士以上時，其違約的風向大大降低。存貸比越低，持有信用卡的客戶，其履約的概率越大。個人的信用風險在對不同的性別也有著顯著差異，女性的優勢比男性的1.76倍。此外縣級市、地級市的客戶違約概率較大。
因此，基于本文的研究，在互聯網金融時代，為了提高個人小額貸款信用風險管理水平，我們建議：在金融系統越發復雜，需要綜合考慮更多更細的風險因素，要結合定性和定量的方法對信用風險進行評估，構建適合我國商業銀行實際情況且易于操作的風險評估指標體系，定量化分析與評估信用風險。在具體操作方面，我們建議：在篩選個人小額貸款客戶時，應充分考慮其特有的基本背景信息指標，在其他條件相同的情況下，選取年齡越大、女性、收入越穩定、學歷越高、持有信用卡、存貸比越低、來自于一、二線城市的客戶；商業銀行應有針對性地對其進行有效規避和分散。
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