引論：我們?yōu)槟砹?3篇人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文，供您借鑒以豐富您的創(chuàng)作。它們是您寫作時(shí)的寶貴資源，期望它們能夠激發(fā)您的創(chuàng)作靈感，讓您的文章更具深度。

篇1

2012B292）、東北電力大學(xué)博士科研啟動(dòng)基金項(xiàng)目“推動(dòng)戰(zhàn)略性新興產(chǎn)

業(yè)發(fā)展的人力資源開發(fā)研究”（項(xiàng)目編號(hào)：BSJXM-201114）、吉林市科

技局軟科學(xué)項(xiàng)目“吉林市創(chuàng)新型城市建設(shè)研究”（項(xiàng)目編號(hào)：201243206）

的階段性成果

中圖分類號(hào)：F272.92 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

內(nèi)容摘要：本文介紹了人-組織匹配的三種形式及測(cè)量量表，并通過問卷調(diào)查的方式對(duì)不同城市的553名企業(yè)員工進(jìn)行了調(diào)查，從性別、年齡、學(xué)歷、職位和工作年限等五個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量來探討員工對(duì)以上三種匹配是否存在顯著差異，最后對(duì)結(jié)果進(jìn)行了分析，提出了有益的管理建議。

關(guān)鍵詞：人-組織匹配 性別 年齡 學(xué)歷 職位 工作年限

人-組織匹配的概念與測(cè)量

（一）人-組織匹配的概念

匹配，又稱契合，指的是一種相稱、適應(yīng)或勝任的狀態(tài)。人-組織匹配，是指?jìng)€(gè)體特質(zhì)與組織整體之間協(xié)調(diào)一致的狀態(tài)（Gregory等，2010），它從系統(tǒng)的角度看待人與組織之間的關(guān)系，因此受到了國內(nèi)外學(xué)者和管理者的廣泛關(guān)注，目前已成為人力資源管理領(lǐng)域的重要課題。

Chatman（1989）認(rèn)為人-組織匹配是人與組織在規(guī)范、價(jià)值觀方面的高度契合和一致。Muchinsky和Monahan（1987）認(rèn)為匹配包含兩種類型：一致性匹配和互補(bǔ)性匹配。一致性匹配是指?jìng)€(gè)體在目標(biāo)、價(jià)值觀以及態(tài)度等方面與組織中的其他成員或組織文化具有相似性，互補(bǔ)性匹配是指?jìng)€(gè)體擁有的獨(dú)特資源可以滿足組織的需要。Caplan（1987）則從人與組織互相滿足對(duì)方需要的角度，將人-組織匹配分成個(gè)人需求與組織供給相匹配以及工作要求與個(gè)人能力相匹配。需求-供給匹配是指當(dāng)組織滿足個(gè)體的需要和偏好時(shí)，才能出現(xiàn)人與組織的匹配；要求-能力匹配是指當(dāng)個(gè)體擁有組織所要求的能力時(shí)，才能出現(xiàn)人與組織的匹配。

Kristof（1996）在前人研究的基礎(chǔ)上，對(duì)人-組織匹配的不同類型進(jìn)行了整合，提出了人-組織匹配的整合模型，指出人-組織匹配包括一致性匹配和互補(bǔ)性匹配，一致性匹配指價(jià)值觀匹配，互補(bǔ)性匹配則進(jìn)一步分成需求-供給匹配和要求-能力匹配。Cable 和 DeRue（2002）以及Hinkle和Choi（2009）的研究也表明人與環(huán)境匹配是三維度的。由此，可以看出，人-組織匹配的完整涵義包括人與組織在三個(gè)方面的匹配，即價(jià)值觀匹配、需求-供給匹配和要求-能力匹配。

（二）人-組織匹配的測(cè)量

對(duì)于人-組織匹配的測(cè)量，本文選用的是Cable 和 DeRue（2002）的英文測(cè)量量表，并采用“雙向翻譯”的方法將其轉(zhuǎn)化為中文量表。具體做法是：首先請(qǐng)一位在國內(nèi)獲得博士學(xué)位并已在美國工作8年的專業(yè)人士將量表翻譯成中文，然后再請(qǐng)英文專業(yè)的老師將其回譯成英文，最后由專門研究組織行為學(xué)和人力資源管理領(lǐng)域的專家將其與原文進(jìn)行了對(duì)比，來確保量表具有良好的內(nèi)容效度，從而形成了中文版量表。具體內(nèi)容如表1所示。

人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的人-組織匹配差異分析

（一）樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析

本研究以企業(yè)員工為調(diào)查對(duì)象，通過問卷調(diào)查的方式獲取數(shù)據(jù)，調(diào)查范圍涉及吉林、長春、成都、上海、北京、廣州、深圳、沈陽、石家莊等多個(gè)城市，行業(yè)涉及化纖、電信、汽車制造、IT等多個(gè)行業(yè)，共收回553份有效問卷。研究樣本的詳細(xì)信息如表2所示。

（二）樣本的T檢驗(yàn)與方差分析

獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)是利用來自兩個(gè)正態(tài)總體的獨(dú)立樣本數(shù)據(jù)，來推斷兩個(gè)總體的均值是否存在顯著差異的一種統(tǒng)計(jì)推斷方法。給定顯著性水平α后，首先需要利用F檢驗(yàn)來判斷兩總體方差是否相等。如果F統(tǒng)計(jì)量的p值大于給定的顯著性水平α，則可認(rèn)為兩總體方差并無顯著性差異，此時(shí)可進(jìn)一步觀察方差相等條件下的t檢驗(yàn)結(jié)果，如果t統(tǒng)計(jì)量的p值小于或等于給定的顯著性水平α，則可認(rèn)為兩總體均值之間存在顯著性差異。相反，如果p值大于給定的顯著性水平α，則可認(rèn)為兩總體均值之間不存在顯著性差異。如果進(jìn)行F檢驗(yàn)時(shí)，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量的p值小于給定的顯著性水平α，則認(rèn)為兩總體方差有顯著性差異，此時(shí)需觀察方差不相等條件下的t檢驗(yàn)結(jié)果。

獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)是對(duì)兩組數(shù)據(jù)均值是否存在顯著差異的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，如果組別在三組以上，則需要采用方差分析。方差分析所研究的是分類型自變量對(duì)數(shù)值型因變量的影響。當(dāng)只涉及一個(gè)分類型自變量時(shí)，該分析稱為單因素方差分析；涉及兩個(gè)或兩個(gè)以上的分類型自變量時(shí)，則稱為多因素方差分析。本研究中主要采用了單因素方差分析的方法來推斷總體均值之間是否存在顯著差異，如果存在顯著差異，接下來就要確定自變量的不同水平對(duì)因變量的影響程度如何，哪些水平的作用明顯區(qū)別于其他水平，哪些水平的作用不顯著。這就要用到多重比較的分析方法，多重比較是利用樣本數(shù)據(jù)，對(duì)各個(gè)水平下的總體均值逐一進(jìn)行兩兩之間的比較檢驗(yàn)。由于所采用的統(tǒng)計(jì)量不同，多重比較有許多具體方法。方差相等時(shí)常采用LSD法比較，方差不相等時(shí)常采用Tamhane法比較。

本文采用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)和單因素方差分析對(duì)研究樣本的性別、年齡、學(xué)歷、職位和工作年限進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。其中，對(duì)于員工的性別采用獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)，對(duì)于員工的年齡、學(xué)歷、工作年限和職位采用單因素方差分析并進(jìn)行兩兩比較，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表3、表4、表5、表6、表7、表8、表9、表10、表11所示。置信度水平為95%，兩兩比較只列出在統(tǒng)計(jì)上有顯著差異的結(jié)果。

結(jié)果與分析

（一）性別的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)

獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)結(jié)果表明（見表3），性別對(duì)價(jià)值觀匹配、需求-供給匹配是有顯著差異的，要求-能力匹配則無顯著差異。男性與組織匹配程度更高，這可能與中國文化中男性占主導(dǎo)地位有關(guān)，長期以來人們形成了“男主外、女主內(nèi)”的傳統(tǒng)觀念，導(dǎo)致了男性更注重工作和事業(yè)，女性更注重家庭。因此，組織給男性賦予了更多的權(quán)力和報(bào)酬，男性也更認(rèn)同組織給自我?guī)淼某删透泻蜐M足感。雖然隨著女性受教育水平的提高，女性的工作能力與男性一樣，都能滿足組織工作的要求，但“性別歧視”現(xiàn)象仍然存在，使得女性在企業(yè)中總體地位不高，影響力小于男性，從而表現(xiàn)出了對(duì)企業(yè)價(jià)值觀和企業(yè)回報(bào)的不認(rèn)同。

（二）年齡的單因素方差分析

單因素方差分析表明（見表4），年齡對(duì)所有測(cè)量變量產(chǎn)生了顯著的影響。也就是說，不同年齡的人在認(rèn)同組織價(jià)值觀、組織供給與個(gè)體需求、個(gè)體能力與工作要求等方面的匹配程度是不同的。從表5中可以看出，26-30歲的員工比較特殊，他們?cè)谒袦y(cè)量變量上都與其他年齡組的員工有顯著差異，與40歲左右或者年齡更大的員工差異最為顯著，這可能是因?yàn)?6-30歲的員工是80后，大部分為獨(dú)生子女，個(gè)性強(qiáng)，習(xí)慣以自我為中心，經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型及就業(yè)、住房等巨大壓力使其處在不穩(wěn)定的生活狀態(tài)，價(jià)值觀有了巨大改變，這些可能都是造成80后員工不同于老員工的原因。

（三）學(xué)歷的單因素方差分析

單因素方差分析表明（見表6），學(xué)歷對(duì)價(jià)值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配等因素均產(chǎn)生了顯著影響。從表7中可以看出，本科以下的員工在價(jià)值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配方面要顯著高于本科以上的員工。這可能是因?yàn)檫^去教育資源匱乏，年齡較大員工接受的學(xué)校教育較少，因而導(dǎo)致學(xué)歷層次較低，但是這些員工通過多年的工作，積累了豐富的職業(yè)技能，在組織中可能也從事管理者的工作，因此對(duì)組織的整體認(rèn)同感更高。

（四）職位的單因素方差分析

單因素方差分析表明（見表8），不同職位的員工在價(jià)值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配等方面有顯著不同。從表9中可以看出，基層技術(shù)工人在三種匹配程度上均與其他職位員工差異較大。這可能與目前工人的地位較低、待遇較差有關(guān)，在調(diào)查中得知，東北地區(qū)的一些大型國有企業(yè)，很多工人的收入低于2000元，因而他們組織認(rèn)同感低，工作積極性不高。

（五）工作年限的單因素方差分析

單因素方差分析表明（見表10），不同工作年限的員工在價(jià)值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配的感知是不同的。從表11中可以看出，工作10年以上的員工在價(jià)值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配等方面的感知都顯著高于工作10年以下的員工。這可能是因?yàn)樵谝粋€(gè)組織中工作時(shí)間越長，對(duì)組織的情感越深厚，認(rèn)同感也更高的關(guān)系。同時(shí)，工作年限越長，工作能力越能得到提高，員工從組織得到的回報(bào)也越高，這與我們的認(rèn)知是相同的。

管理建議

通過以上分析，在進(jìn)行企業(yè)管理時(shí)應(yīng)該注意以下問題：

一是人-組織匹配的性別差異反映的可能是公平問題。因此，管理者應(yīng)避免戴“有色眼鏡”，消除“性別歧視”。隨著教育程度的提高，女性也可以“委以重任”，發(fā)揮潛力。二是80后員工在人-組織匹配方面呈現(xiàn)出不同的特征，如何對(duì)新生代員工進(jìn)行有效管理，應(yīng)引起管理者的高度重視。三是制造性企業(yè)的產(chǎn)品質(zhì)量往往與基層技術(shù)工人關(guān)系很大?；鶎蛹夹g(shù)工人與其他層次人員在人-組織匹配程度上差異較大，可能在某種程度上反映了他們對(duì)于工作報(bào)酬和工作內(nèi)容的不滿。因此，提高基層技術(shù)工人的報(bào)酬，增加教育和培訓(xùn)的機(jī)會(huì)，增強(qiáng)他們與組織的匹配度。四是員工在一個(gè)組織工作時(shí)間越長，與組織的匹配程度越高。如何提高員工的忠誠度、降低離職率是企業(yè)管理者著重考慮的問題。五是人-組織匹配程度因?yàn)椴捎弥饔^填答的方式，在某種程度上反映了人們對(duì)組織的認(rèn)同感。如何增強(qiáng)員工對(duì)組織的認(rèn)同，可能人性關(guān)懷更為重要，“海底撈”的做法值得借鑒。

參考文獻(xiàn)：

1.Gregory B T， Albritton M D， Osmonbekov T. The Mediating Role of Psychological Empowerment on the Relationships between P–O Fit， Job Satisfaction， and In-role Performance. Journal of Business and Psychology. 2010， 25（4）

2.Chatman J A. Improving interactional organizational research： A model of person-organization fit. Academy of Management Review. 1989， 14（3）

3.Muchinsky P M， Monahan C J. What is person-environment congruence？ Supplementary versus complementary models of fit. Journal of Vocational Behavior. 1987， 31（3）

4.Caplan R D. Person-environment fit theory and organizations： Commensurate dimensions， time perspectives， and mechanisms. Journal of Vocational behavior. 1987， 31（3）

篇2

在中國傳統(tǒng)文化背景下，“男主外，女主內(nèi)”通常是一般家庭的角色分工模式，因此，養(yǎng)育孩子更多地被看成是母親的事，大多數(shù)父親習(xí)慣做“甩手掌柜”。但隨著社會(huì)的變遷，越來越多的女性走出了家門，走上了工作崗位，于是，要求父親更多地參與到孩子的教養(yǎng)中來的呼聲日漸大起來。父親對(duì)孩子的成長具有獨(dú)特的影響?！?〕在某些行為特質(zhì)上，父親的影響甚至要大于母親?！?〕例如，父親能夠影響孩子的社會(huì)性發(fā)展、認(rèn)知發(fā)展和學(xué)業(yè)成就，〔3〕對(duì)孩子性別意識(shí)的形成也具有重要影響。父親參與的缺失，不僅可能會(huì)影響孩子性別意識(shí)的發(fā)展，還可能導(dǎo)致孩子交往能力的欠缺，甚至出現(xiàn)行為。〔4〕因此，對(duì)于父親的教養(yǎng)投入展開研究十分必要。那么，父親的教養(yǎng)投入現(xiàn)狀如何？父親教養(yǎng)投入的影響因素有哪些？

一、研究設(shè)計(jì)

（一）研究對(duì)象

本研究采用方便取樣方法，從湖北省武漢市抽取了4所幼兒園，每所幼兒園各抽取小中大班3個(gè)班級(jí)為研究對(duì)象，共發(fā)放問卷300份，回收292份，有效問卷280份，有效問卷率為93.3%。

（二）研究方法

1.人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析

本研究對(duì)幼兒及其父親的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)信息進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析，包括幼兒的年齡、性別、是否為獨(dú)生子女，幼兒父親的年齡、受教育程度、月收入、每周工作時(shí)長、工作滿意度等。

2.父親教養(yǎng)投入問卷調(diào)查

本研究采用伍新春、劉暢等編制的《父親教養(yǎng)投入問卷》進(jìn)行問卷調(diào)查，〔5〕問卷涉及互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性3個(gè)維度?；?dòng)性是指父親參與照顧孩子，包含生活照顧、學(xué)業(yè)支持、情感交流、規(guī)則引導(dǎo)和休閑活動(dòng)5個(gè)子維度；可及性是指父親和孩子未發(fā)生直接互動(dòng)，但當(dāng)孩子需要的時(shí)候，父親能夠做出反應(yīng)，包含空間可及和心理可及2個(gè)子維度；責(zé)任性是指父親為孩子長遠(yuǎn)發(fā)展所做的準(zhǔn)備、積累、規(guī)劃和支持等，包括榜樣示范、父職成長、信息獲得、教養(yǎng)支持和發(fā)展規(guī)劃5個(gè)子維度?！?〕問卷共56個(gè)題項(xiàng)，適用于3～18歲兒童和青少年的父親。問卷采用0～4級(jí)評(píng)分，依次表示“從不”“偶爾”“有時(shí)”“經(jīng)?！焙汀翱偸恰薄Ｑ兄普邎?bào)告，總問卷的Cronbach’s alpha系數(shù)為0.967，探索性因子分析KMO系數(shù)為0.943，表明問卷具有良好的統(tǒng)一性和內(nèi)部一致性?；?dòng)性、可及性、責(zé)任性3個(gè)維度的Cronbach’s alpha系數(shù)都在0.867以上，12個(gè)子維度的Cronbach’s alpha系數(shù)也都在0.649以上。

二、研究結(jié)果與分析

（一）幼兒父親教養(yǎng)投入的總體情況

幼兒父親教養(yǎng)投入的總體得分為2.67分，各維度的得分均大于2分，其中，可及性得分最高，互動(dòng)性得分最低。對(duì)互動(dòng)性、可及性和責(zé)任性3個(gè)維度分別作兩兩T檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，互動(dòng)性

（二）幼兒人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)父親教養(yǎng)投入的影響

統(tǒng)計(jì)分析表明，幼兒的年齡和性別對(duì)父親的教養(yǎng)投入均沒有顯著影響，獨(dú)生子女和非獨(dú)生子女父親的教養(yǎng)投入具有明顯差異（見表2）。

進(jìn)一步檢驗(yàn)幼兒性別、年齡和是否是獨(dú)生子女三因素之間的交互效應(yīng)，結(jié)果顯示，年齡、性別和是否是獨(dú)生子女的三重交互作用對(duì)父親教養(yǎng)投入的總得分有邊緣顯著效應(yīng)（F=2.218，p=0.053），在可及性（F=2.615，p=0.025）和責(zé)任性（F=2.561，p=0.028）兩個(gè)維度上存在顯著差異，互動(dòng)性差異不顯著。以可及性、責(zé)任性兩個(gè)維度為因變量，對(duì)幼兒年齡、性別和是否是獨(dú)生子女三因素的交互作用進(jìn)行簡單效應(yīng)分析，結(jié)果見表3。

（三）父親人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)其教養(yǎng)投入的影響

統(tǒng)計(jì)分析表明，受教育程度、每周工作時(shí)長和工作滿意度對(duì)幼兒父親的教養(yǎng)投入有顯著影響。

1.受教育程度

篇3

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1002－5006(2011)02－0049－09

1　引言

自20世紀(jì)80年代開始，現(xiàn)代鄉(xiāng)村旅游經(jīng)過20多年的發(fā)展已初具規(guī)模，并成為支撐我國旅游業(yè)發(fā)展的一支重要力量。鄉(xiāng)村旅游發(fā)展迅速，但也暴露出眾多問題，其中，品牌營銷觀念落后已經(jīng)成為我國鄉(xiāng)村旅游進(jìn)一步發(fā)展的嚴(yán)重桎梏。目前，多數(shù)地區(qū)的鄉(xiāng)村旅游活動(dòng)停留在吃農(nóng)家飯、住農(nóng)家房、賞花摘果等滿足游客物質(zhì)欲望的層面，甚至出現(xiàn)了鄉(xiāng)村旅游等同于飲食游的傾向，造成鄉(xiāng)村旅游地品牌定位趨同化嚴(yán)重。

在游客心中建立恰當(dāng)?shù)牡乩砥放苽€(gè)性，可有效地對(duì)旅游目的地進(jìn)行差異化和市場(chǎng)定位。鄉(xiāng)村性一直被認(rèn)為是鄉(xiāng)村旅游推銷的整體核心和獨(dú)特賣點(diǎn)，但從長遠(yuǎn)看，只有將市場(chǎng)對(duì)鄉(xiāng)村性的訴求和認(rèn)可凝聚在鄉(xiāng)村旅游地品牌上，才能形成鮮明的品牌個(gè)性，獲得游客忠誠，以實(shí)現(xiàn)長足的持續(xù)發(fā)展。作為品牌對(duì)應(yīng)消費(fèi)群體情感需求的核心，旅游地品牌個(gè)性如何取得游客認(rèn)同，形成游客忠誠就成為問題的關(guān)鍵。場(chǎng)所依賴是解釋“某些地方與人之間似乎存在著一種特殊的依賴關(guān)系”這種客觀現(xiàn)象的有效理論，對(duì)加強(qiáng)旅游地與游客間聯(lián)系，促進(jìn)重游等意義重大。因此，本研究嘗試以鄉(xiāng)村旅游地發(fā)展較為成熟的農(nóng)家樂為研究對(duì)象，探索性地以場(chǎng)所依賴為中介變量，探究品牌個(gè)性與游客忠誠間的關(guān)系，以期明確鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性對(duì)游客忠誠的影響機(jī)制，為鄉(xiāng)村旅游地經(jīng)營和發(fā)展提供借鑒。

2　理論基礎(chǔ)

2.1　品牌

品牌是一個(gè)名稱、標(biāo)記、符號(hào)或是這些因素的組合，它可以使消費(fèi)者有效辨識(shí)某一特定產(chǎn)品和服務(wù)的獨(dú)特之處，以便與競(jìng)爭者有所區(qū)別。品牌不僅是不同企業(yè)產(chǎn)品的標(biāo)識(shí)，更多的是營銷價(jià)值資訊的載體，特定品牌往往代表著特定的產(chǎn)品品質(zhì)、產(chǎn)品風(fēng)格、服務(wù)水平、流行時(shí)尚等，這些資訊逐漸被市場(chǎng)廣泛了解和接受，在消費(fèi)者心中就成為特定的消費(fèi)價(jià)值、消費(fèi)情感的代表?？梢哉f，品牌不僅由于其功能性價(jià)值而被喜愛，而且由于其心理和社會(huì)的價(jià)值而被喜愛。競(jìng)爭對(duì)手能很快地模仿產(chǎn)品的功能特性，但要建立起一個(gè)品牌的心理價(jià)值卻需要花費(fèi)很長時(shí)間。因而開發(fā)品牌的個(gè)性價(jià)值，建立品牌的個(gè)性就成為品牌管理的一項(xiàng)重要任務(wù)。

2.2　品牌個(gè)性

一系列與某品牌有關(guān)的人格特征即為品牌個(gè)性。品牌個(gè)性是將品牌與人類特質(zhì)聯(lián)想在一起的組合，相對(duì)于產(chǎn)品所傳達(dá)的實(shí)用功能屬性，品牌個(gè)性更應(yīng)傳達(dá)符號(hào)上或表達(dá)自我的功能。品牌所獨(dú)有的個(gè)性是刺激消費(fèi)者品牌聯(lián)想和態(tài)度形成的關(guān)鍵要素，對(duì)于品牌資產(chǎn)管理具有重大意義。國內(nèi)外關(guān)于品牌個(gè)性的研究主要集中在品牌個(gè)性維度的測(cè)量及量表開發(fā)，研究對(duì)象主要以有形產(chǎn)品品牌為主。近年來，旅游目的地的品牌個(gè)性逐漸受到學(xué)者的關(guān)注。葉根吉(Ekinci)和豪森尼(Hosany)借鑒了阿克(Aaker)開發(fā)的品牌個(gè)性量表，將其應(yīng)用于旅游目的地品牌個(gè)性研究，提出了旅游目的地品牌個(gè)性的3個(gè)維度：真誠(sincerity)、刺激(excitement)和歡樂(conviviality)。豪森尼等在問卷調(diào)查的基礎(chǔ)上，利用典型相關(guān)分析辨析了旅游目的地品牌形象和品牌個(gè)性，指出兩個(gè)概念雖然相關(guān)，但有所不同，不可混用。墨菲等(Murphy，et a1.)對(duì)游覽北澳大利亞暗礁的408名游客進(jìn)行問卷調(diào)查，發(fā)現(xiàn)旅游者能夠依據(jù)品牌個(gè)性區(qū)分不同地域的旅游目的地。雖然關(guān)于旅游目的地品牌個(gè)性的研究已取得了初步成果，但基于我國文化背景下不同類型旅游目的地品牌個(gè)性的研究尚顯匱乏。我國各類典型旅游目的地品牌個(gè)性包含哪些維度、旅游者對(duì)旅游地品牌個(gè)性維度的認(rèn)知和反應(yīng)又是通過何種社會(huì)心理過程來影響他們的品牌偏好和忠誠、聯(lián)結(jié)品牌個(gè)性維度和游客忠誠的中間變量是什么等問題尚未得到解決，有待于做進(jìn)一步的探索性研究。

2.3　場(chǎng)所依賴

環(huán)境心理學(xué)指出，人在特定場(chǎng)所進(jìn)行活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生對(duì)該空間環(huán)境的依賴感。而感情因素居于第一位，又包含人與場(chǎng)所之間基于感情(情緒、感覺)、認(rèn)知(思想、知識(shí)、信仰)和實(shí)踐(行動(dòng)、行為)的聯(lián)系就被稱作場(chǎng)所依賴(place attachment)。場(chǎng)所依賴由場(chǎng)所依靠(place dependence)和場(chǎng)所認(rèn)同(placeidentity)兩個(gè)基本維度構(gòu)成。場(chǎng)所依靠是一種功能性依賴，包含了社會(huì)與物理資源的可用性；場(chǎng)所認(rèn)同又被稱為心理依附，是個(gè)體對(duì)一個(gè)特定地區(qū)所持有的一種態(tài)度(attitudes)、價(jià)值(values)、思想(thoughts)、信念(beliefs)、意義(meanings)、行為意圖(behavior tendenies)及特別的歸屬感(belonging toparticular place)。作為影響游后行為傾向的重要心理前因，場(chǎng)所依賴是產(chǎn)生重游的主要?jiǎng)訖C(jī)，對(duì)旅游目的地忠誠具有顯著驅(qū)動(dòng)作用，使得對(duì)某場(chǎng)所產(chǎn)生依賴的人會(huì)對(duì)該場(chǎng)所貢獻(xiàn)更多的時(shí)間和金錢。此外，游客與目的地之間的情感聯(lián)系是旅游目的地品牌發(fā)展的主要驅(qū)動(dòng)力。顯然，場(chǎng)所依賴在品牌個(gè)性影響游客忠誠關(guān)系中所發(fā)揮的作用不容忽視，因此，本文將其作為中介變量展開研究。

2.4　游客忠誠

忠誠是戰(zhàn)略營銷的一個(gè)基本概念，顧客忠誠作為服務(wù)業(yè)中的一種關(guān)鍵資產(chǎn)受到了業(yè)界及學(xué)術(shù)界的高度重視。顧客忠誠是顧客高度承諾在未來一貫地重復(fù)購買所偏好的產(chǎn)品或服務(wù)，并因此產(chǎn)生對(duì)同一品牌或同一品牌系列產(chǎn)品或服務(wù)的重復(fù)購買行為，而且不會(huì)因?yàn)槭袌?chǎng)態(tài)勢(shì)的變化和競(jìng)爭性產(chǎn)品營銷努力的吸引而采取轉(zhuǎn)移行為。戴(Day)最早指出，忠誠是包含行為和態(tài)度的二維構(gòu)念，該觀點(diǎn)得到廣泛認(rèn)同，并對(duì)后續(xù)研究影響深遠(yuǎn)。因此，有學(xué)者指出，游客忠誠也可以劃分為行為和態(tài)度兩個(gè)層面，行為層面指游客參與特定的活動(dòng)、使用設(shè)施以及接受服務(wù)的次數(shù)，表現(xiàn)為游客多次參與的一致性；態(tài)度層面則主要是游客在情感上的偏好。游客明顯偏好參與特定游憩活動(dòng)的堅(jiān)持行為即是游客忠誠。然而，在游客忠誠的具體測(cè)度上應(yīng)該注意的是，與針對(duì)有形產(chǎn)品的忠誠不同，在服務(wù)業(yè)領(lǐng)域的顧客忠誠除了重復(fù)購買積極性以外，更多的表現(xiàn)為情 感依賴、首選偏好傾向和未來選擇傾向。此外，對(duì)旅游目的地的首要選擇也是游客忠誠的關(guān)鍵方面。

3　研究設(shè)計(jì)

3.1　研究區(qū)域

本研究結(jié)合實(shí)際研究目的需要，以鄉(xiāng)村旅游地發(fā)展較為成熟的農(nóng)家樂為研究對(duì)象，具體而言，以西安市長安區(qū)為研究區(qū)域。該區(qū)地處關(guān)中平原中部，與西安市區(qū)在東、南、西三面相鄰，距市中心僅8.7千米，區(qū)域總面積為1583平方千米。

長安區(qū)位于秦嶺北麓，是市區(qū)的水源供給地和生態(tài)屏障，以西安“后花園”著稱。早在漢高祖五年(公元前202年)該區(qū)置縣，至今已有2200多年，可謂歷史悠久。2002年撤縣設(shè)區(qū)，長安區(qū)成為西安城市新區(qū)，現(xiàn)區(qū)內(nèi)共有10個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，總?cè)丝谶_(dá)到92.57萬人。長安區(qū)內(nèi)有6處全國重點(diǎn)文物保護(hù)單位、7處省級(jí)重點(diǎn)文物保護(hù)單位，而區(qū)(縣)級(jí)重點(diǎn)文物保護(hù)單位更多達(dá)20處。

近些年，長安區(qū)充分發(fā)揮其區(qū)內(nèi)的自然生態(tài)資源和著名歷史遺跡眾多的優(yōu)勢(shì)，將旅游業(yè)作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)來培育，并已取得初步成效。該區(qū)2009年接待中外游客364萬人次，旅游業(yè)創(chuàng)收2億元。農(nóng)家樂項(xiàng)目在該區(qū)內(nèi)得到規(guī)?；l(fā)展，其中，上王村、祥峪溝村和黃峪寺村等最具特色。

3.2　問卷設(shè)計(jì)

本研究所設(shè)計(jì)的調(diào)查問卷主要由4部分構(gòu)成：(1)鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性維度的測(cè)度。根據(jù)阿克的“大五”品牌個(gè)性模型量表及張俊妮等學(xué)者對(duì)該量表的翻譯修正，對(duì)基本測(cè)量條目予以刪減、增補(bǔ)和修改，最終確定28個(gè)測(cè)量條目。為有效規(guī)避阿克的“大五”品牌個(gè)性維度的影響，同時(shí)保證調(diào)查數(shù)據(jù)的可靠性和穩(wěn)定性，隨機(jī)打亂原有測(cè)量條目順序后，方確定問卷。(2)場(chǎng)所依賴的測(cè)度。借鑒格羅斯(Gross)和布朗(Brown)所設(shè)計(jì)的游客涉入與場(chǎng)所依賴問卷中的旅游地場(chǎng)所依賴分量表，對(duì)其進(jìn)行必要的修正，以符合鄉(xiāng)村旅游地場(chǎng)所依賴測(cè)度的需要，最終包含了場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同兩部分內(nèi)容，共10個(gè)問題。(3)游客忠誠的測(cè)度。鄉(xiāng)村旅游地到訪者的忠誠是其對(duì)該旅游地品牌的認(rèn)可及信賴，一般表現(xiàn)為行為和態(tài)度兩個(gè)層面。本研究對(duì)游客忠誠的測(cè)度借鑒帕若蘇曼(Parasuraman)、澤絲曼爾(zeithaml)和柏瑞(Berry)的消費(fèi)者忠誠度問卷，并進(jìn)行適度修改以適用于本研究。測(cè)試內(nèi)容包含到訪游客對(duì)該目的地自評(píng)忠誠度、優(yōu)先選擇評(píng)價(jià)、唯一性選擇評(píng)價(jià)和重游意愿4項(xiàng)。(4)游客人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征。主要有性別、年齡、民族、收入、客源地、受教育程度和家庭結(jié)構(gòu)共7項(xiàng)，此部分以單項(xiàng)選擇的形式設(shè)問，問卷其他內(nèi)容以李克特5點(diǎn)量表形式設(shè)問。

3.3　數(shù)據(jù)獲取和分析方法

問卷調(diào)查地點(diǎn)主要以長安區(qū)上王村、黃峪寺村和祥峪溝村的農(nóng)家樂為主，調(diào)查時(shí)間集中于2008年6～7月。共發(fā)放問卷500份，回收453份，有效率達(dá)90.6％。先用Excel錄入數(shù)據(jù)，后用SPSS17.0進(jìn)行因子分析和信度分析，再用Amos17.0軟件建立結(jié)構(gòu)方程進(jìn)行模型檢驗(yàn)，最后用SPSS17.0進(jìn)行多元回歸分析。

3.4　獲取樣本說明

受調(diào)查者的性別比例基本持平(男性53％，女性47％)；以漢族為主(98％)；大專及本科學(xué)歷的受調(diào)查者居多，占總量的66％；來自西安及周邊縣市地區(qū)的游客是該區(qū)農(nóng)家樂鄉(xiāng)村旅游的客源主體，占總量的93.6％；從年齡結(jié)構(gòu)上看，70.9％的受調(diào)查者為26歲以上、有工作且收入固定的群體；家庭結(jié)構(gòu)以夫妻二人或有小孩的群體為主，占總量的52.3％，而單身者所占比例最低，僅為11.5％(見表1)。

4　研究結(jié)果與分析

4.1　研究問卷質(zhì)量分析

4.1.1　品牌個(gè)性維度量表的信度和效度

信度分析用以測(cè)定綜合評(píng)價(jià)體系的一致性、穩(wěn)定性和可靠性，一般利用克朗巴哈(Cronbach'sα)系數(shù)表示。該系數(shù)取值在0～1之間，越趨近于1表明數(shù)據(jù)信度越高。品牌個(gè)性維度量表共包含28個(gè)測(cè)度項(xiàng)目，克朗巴哈(cronbach'sα)系數(shù)達(dá)0.854，表明該量表整體信度良好。

比較觀測(cè)相關(guān)系數(shù)值與偏相關(guān)系數(shù)值的關(guān)鍵指標(biāo)主要是KMO檢驗(yàn)值，該值的取值在0－1之間，數(shù)值達(dá)0.90以上為理想水平，0.80以上為良好，而低于0.50則不可接受。該量表KMO值為0.871，處于良好的觀測(cè)水平，說明研究數(shù)據(jù)適于因子分析，而且整體問卷的效度良好。此外，巴特勒球體檢驗(yàn)值的方差近似值(Approx，Chi-Square)表明分析數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。

經(jīng)兩次因子分析，剔除因子載荷低于0.5的測(cè)度項(xiàng)目，得到鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性6維度，最終問卷項(xiàng)目為22個(gè)，整體α系數(shù)提高至0.901，KMO值上升到0.906，實(shí)惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸各維度α系數(shù)分別為0.809、0.799、0.787、0.631、0.690和0.575。上述結(jié)果表明，品牌個(gè)性維度量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和穩(wěn)定性。

4.1.2　場(chǎng)所依賴量表的信度和效度

從理論上講，對(duì)一個(gè)理論建構(gòu)合理性的驗(yàn)證，采用驗(yàn)證性因素分析比采用探索性因素分析更為合理。場(chǎng)所依賴基本由場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同兩個(gè)基本維度構(gòu)成，得到眾多實(shí)證研究的支持。本研究量表包括10個(gè)項(xiàng)目，場(chǎng)所認(rèn)同和場(chǎng)所依靠兩個(gè)基本維度，采用Amos17.0對(duì)其進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析，得到擬合指數(shù)如下，絕對(duì)擬合度：X2=128.755，X2／df=3.787，GFI=0.947，RMSEA=0.079；增量擬合度：AGFI=0.914，NFI=0.927，CFI=0.945，NNFI=0.927，IFI=0.945；簡要擬合度：RMR=0.039，PNFI=0.700，PGFI=0.585。各項(xiàng)指數(shù)均滿足標(biāo)準(zhǔn)，說明模型與數(shù)據(jù)擬合較好。

信度分析結(jié)果表明，場(chǎng)所依賴量表整體α系數(shù)為0.899，場(chǎng)所依靠維度α系數(shù)為0.823，場(chǎng)所認(rèn)同維度α系數(shù)為0.789，這表明該量表總體信度水平良好，兩個(gè)構(gòu)成維度的信度水平處于可接受范圍內(nèi)。

上述結(jié)果表明，場(chǎng)所依賴量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和穩(wěn)定性。

4.1.3　游客忠誠量表的信度和效度

采用Amos17.0驗(yàn)證性因子分析與對(duì)包含4個(gè)觀測(cè)項(xiàng)目的游客忠誠量表進(jìn)行驗(yàn)證。結(jié)果顯示，絕對(duì)擬合度：X2=2.081，X2／df=1.040，GFI=0.998，RMSEA=0.009；增量擬合度：AGFI=0.989，NFI=0.995，CFI=1.000，NNFI=1.000，IFI=1.000；簡要擬合度：RMR=0.012，PNFI=0.332，PGFI=0.200。各項(xiàng)指數(shù)均達(dá)到標(biāo)準(zhǔn)，說明模型與數(shù)據(jù)擬合很好。

信度分析結(jié)果表明，游客忠誠量表整體α系數(shù)為0.788，這表明該量表數(shù)據(jù)的總體置信水平較好。

上述結(jié)果表明，游客忠誠量表的信度和效度良 好，具有很好的可靠性和穩(wěn)定性。

4.2　鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性維度

利用SPSS17.0對(duì)品牌個(gè)性維度量表所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行探索性因子分析，以因子載荷0.5以上作為新因子選取標(biāo)準(zhǔn)，經(jīng)過兩次分析剔除因子載荷不及0.5的6個(gè)項(xiàng)目，最終得到鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性6個(gè)維度：實(shí)惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸。各維度特征根值分別為8.395、2.300、1.576、1.444、1.250和1.082，方差解釋率分別為28.914％、9.650％、6.919％、5.799％、4.463％和5.384％，累計(jì)方差解釋率達(dá)61.381％。各維度α系數(shù)及整體α系數(shù)和KMO值如上文4.1.1中所述。

4.3　鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性、場(chǎng)所依賴和游客忠誠的關(guān)系

4.3.1　描述性統(tǒng)計(jì)與初步分析

對(duì)鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性、場(chǎng)所依賴和游客忠誠各維度共9個(gè)研究變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，計(jì)算均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及各變量間的相關(guān)系數(shù)。一般而言，李克特量表1～5等級(jí)評(píng)分平均值在1～2.4之間表示反對(duì)，2.5～3.4之間表示中立，3.5～5之間表示贊同。從均值上看，旅游者對(duì)鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性格維度中的閑適和交互表現(xiàn)出高度的贊同(均值分別達(dá)到4.127和4.016)，實(shí)惠和健康維度也得到了贊同(均值依次為3.961和3.695)，而旅游者對(duì)喜悅和逃逸維度僅表現(xiàn)出中立態(tài)度(均值僅為2.951和2.843)；場(chǎng)所依靠與場(chǎng)所認(rèn)同均值分別為3.216和3.333，差別并不明顯；游客忠誠均值為3.480，趨近于贊同水平。所有變量的標(biāo)準(zhǔn)差在0.65－0.79之間，表明各變量的離散水平相近。從相關(guān)系數(shù)上看，除品牌個(gè)性的逃逸維度外，其他8個(gè)研究變量間的相關(guān)系數(shù)均達(dá)0.3以上(p

4.3.2　鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性對(duì)場(chǎng)所依賴及游客忠誠的預(yù)測(cè)作用

調(diào)查數(shù)據(jù)涉及性別、民族、年齡、受教育程度、客源地、年收入和家庭結(jié)構(gòu)等7個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量，為便于模型解釋，將它們作為連續(xù)變量進(jìn)行分析。在控制以上人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量影響的基礎(chǔ)上，以6個(gè)品牌個(gè)性維度為自變量，分別以場(chǎng)所依賴的兩個(gè)維度場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同以及游客忠誠為因變量，利用強(qiáng)迫進(jìn)入的解釋變量篩選策略，進(jìn)行分層回歸分析，結(jié)果見表2。

在控制了到訪游客人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的情況下，6個(gè)品牌個(gè)性維度可解釋場(chǎng)所依靠40.1％的變異量，可解釋場(chǎng)所認(rèn)同40.3％的變異量。如表2所示，品牌個(gè)性對(duì)場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同的影響情況基本一致：交互維度對(duì)二者的影響力均未達(dá)到顯著；實(shí)惠、喜悅、閑適、健康和逃逸5個(gè)維度具有預(yù)測(cè)力，并且對(duì)場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同均存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用。這說明，越傾向于認(rèn)同這5個(gè)品牌個(gè)性維度的游客，越容易對(duì)鄉(xiāng)村旅游地產(chǎn)生場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同。民族、受教育程度和客源地在品牌個(gè)性變量引入回歸模型后預(yù)測(cè)力下降或不再顯著，說明它們對(duì)因變量的影響缺乏穩(wěn)定性，而其他人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同的預(yù)測(cè)力不顯著。

在控制了到訪游客人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的情況下，品牌個(gè)性6個(gè)維度可解釋游客忠誠26.4％的變異量。由表2可知，僅有實(shí)惠和閑適兩個(gè)自變量具有預(yù)測(cè)力，并且對(duì)游客忠誠存在顯著的正向預(yù)測(cè)作用(β=0.334,p=0.000；β=0.133，p=0.017)。這表明，越傾向于認(rèn)同鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性中的實(shí)惠和閑適兩維度的游客，其忠誠度往往會(huì)越高。各人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量缺乏對(duì)游客忠誠的預(yù)測(cè)力，說明性別、民族、年齡、受教育程度、客源地、年收入和家庭結(jié)構(gòu)因素對(duì)游客忠誠無顯著影響。

4.3.3　場(chǎng)所依賴在品牌個(gè)性與游客忠誠關(guān)系間的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步考察鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性對(duì)游客忠誠的影響機(jī)制，即品牌個(gè)性是直接影響還是通過場(chǎng)所依賴間接影響游客忠誠，本研究根據(jù)溫忠麟等人提出的檢驗(yàn)中介效應(yīng)的方法，采用回歸分析和Sobel單側(cè)檢驗(yàn)，考察場(chǎng)所依賴(包括場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同)的中介效應(yīng)。由于在鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性中僅有實(shí)惠和閑適對(duì)游客忠誠有預(yù)測(cè)作用，所以只考察場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同在實(shí)惠與游客忠誠及閑適與游客忠誠關(guān)系間的中介效應(yīng)。以人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為控制變量，采用強(qiáng)迫進(jìn)入的解釋變量篩選策略，進(jìn)行三步回歸分析。首先，以品牌個(gè)性實(shí)惠和閑適為自變量，以游客忠誠為因變量，求回歸系數(shù)c；其次，仍以實(shí)惠和閑適為自變量，分別以場(chǎng)所依賴中的場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同為因變量，求回歸系數(shù)α；最后，以實(shí)惠、閑適以及場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同為自變量，以游客忠誠為因變量，求回歸系數(shù)6和c＇。具體結(jié)果見表3。

表3顯示，在第1步回歸模型中，在控制了性別、民族、年齡等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量影響的條件下，實(shí)惠和閑適對(duì)游客忠誠具有顯著的正向預(yù)測(cè)作用，標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)β分別為0.395(p

在第1步回歸模型的基礎(chǔ)上，引入中介變量場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同進(jìn)行第3步回歸分析，結(jié)果顯示，場(chǎng)所依賴對(duì)游客忠誠的預(yù)測(cè)作用(回歸系數(shù)b)，僅場(chǎng)所認(rèn)同顯著(盧=0.472，p0.05)，需做Sobel單側(cè)檢驗(yàn)。根據(jù)麥金農(nóng)等人(MacKinnon，et al.)對(duì)Sobel統(tǒng)計(jì)量使用的臨界值進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，Z實(shí)惠=1.83，p

依據(jù)以上分析，可以得出中介效應(yīng)的路徑圖(圖1)。

表4展示的是鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性中實(shí)惠和閑適兩維度在不同中介路徑下的中介效應(yīng)、總效應(yīng)以及中介效應(yīng)的相對(duì)大小(以中介效應(yīng)和總效應(yīng)之比 來衡量)?？梢钥闯觯瑘?chǎng)所認(rèn)同在實(shí)惠與游客忠誠關(guān)系間的中介作用以及它在閑適與游客忠誠關(guān)系間的中介作用都相對(duì)較大，而場(chǎng)所依靠在實(shí)惠與游客忠誠及閑適與游客忠誠關(guān)系間的中介作用相對(duì)較小。

5　分析和討論

5.1　品牌個(gè)性對(duì)場(chǎng)所依賴及游客忠誠的作用

相關(guān)分析結(jié)果顯示，鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性的6個(gè)維度與場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同的相關(guān)度普遍高于它們與游客忠誠的相關(guān)度?？刂迫丝诮y(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量的多元回歸進(jìn)一步表明，5個(gè)品牌個(gè)性維度(實(shí)惠、喜悅、閑適、健康和逃逸，見表2)對(duì)場(chǎng)所依靠和場(chǎng)所認(rèn)同均有顯著的預(yù)測(cè)作用，而對(duì)游客忠誠具有預(yù)測(cè)力的維度僅有兩個(gè)(實(shí)惠和閑適，見表2)。由此可見，鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性對(duì)游客忠誠的影響程度不及對(duì)場(chǎng)所依賴的影響程度深。換句話說，相比于游客忠誠，場(chǎng)所依賴對(duì)鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性更為敏感。

并非品牌個(gè)性的所有維度對(duì)場(chǎng)所依賴和游客忠誠都具有顯著影響，依照影響程度和影響方式的不同，可以將其分為3類：第1類為實(shí)惠和閑適維度，它們對(duì)場(chǎng)所依賴和游客忠誠都有顯著的正向預(yù)測(cè)作用，實(shí)惠對(duì)兩者的影響均最為強(qiáng)勁，而閑適對(duì)游客忠誠的影響程度強(qiáng)于對(duì)場(chǎng)所依賴的影響；第2類包括喜悅、健康和逃逸，它們僅對(duì)場(chǎng)所依賴影響顯著；第3類為交互維度，該維度對(duì)場(chǎng)所依賴和游客忠誠均未能形成顯著性影響。

5.2　場(chǎng)所依賴的中介效應(yīng)

本研究表明，在控制人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征變量影響的條件下，場(chǎng)所依賴對(duì)鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性與游客忠誠關(guān)系間的中介效應(yīng)大小及中介作用途徑不同。具體而言：(1)對(duì)于品牌個(gè)性中實(shí)惠維度突出的鄉(xiāng)村旅游地來說，一方面，實(shí)惠的品牌個(gè)性對(duì)游客忠誠存在直接的正效應(yīng)(β=0.139，p

5.3　中介效應(yīng)相對(duì)大小

篇4

1 員工離職的類型

員工離職可以分為兩種類型：員工主動(dòng)離職，是指離職的決策主要是由員工做出，包括所有員工主動(dòng)辭職的形式；員工被動(dòng)離職，是指離職的決策主要由組織做出，包括員工被組織解雇、裁員、退休或死亡。不同類型的離職給組織造成的影響不同。相對(duì)于被動(dòng)離職來說，主動(dòng)離職中有大部分是組織不愿意發(fā)生的。一般認(rèn)為，組織中存在過高的主動(dòng)離職對(duì)組織是不利的，例如組織中的人力資源規(guī)劃工作會(huì)變的很難進(jìn)行。因此，相對(duì)于被動(dòng)離職而言，主動(dòng)離職得到了研究者更多的關(guān)注。本文主要探討的也是員工的主動(dòng)離職。

2 員工離職意向的含義

員工離職意向是指公司員工想離開本公司或自身崗位，轉(zhuǎn)向其他公司或其他崗位的傾向。 Price在其離職意向路徑模型中將離職意圖定義為：員工想離開本單位的程度。Mobley指出離職意向是離職行為中最具有預(yù)測(cè)力的變量，會(huì)影響真正的離職，認(rèn)為探討離職的最直接指標(biāo)是離職意向，只針對(duì)離職意向的測(cè)試，便可預(yù)知影響未來離職的可能因素，并可借以改善措施，從而減少離職行為的產(chǎn)生。同樣，離職意向在許多的研究發(fā)現(xiàn)中，也都指出其是離職行為的前因變量，是一個(gè)重要的預(yù)測(cè)指標(biāo)。

3 員工離職上級(jí)因素相關(guān)問題研究

在大量關(guān)于員工離職傾向的學(xué)術(shù)研究中，上級(jí)因素往往是作為工作滿意度或者是組織承諾中的某個(gè)因素來進(jìn)行研究。如盧嘉與時(shí)勘經(jīng)過大量的實(shí)證分析后認(rèn)為，工作滿意度主要由以下五個(gè)要素組成：對(duì)領(lǐng)導(dǎo)行為的滿意度；對(duì)管理措施的滿意度；對(duì)工作回報(bào)的滿意度；對(duì)團(tuán)體合作的滿意度；對(duì)工作激勵(lì)的滿意度。俞文釗對(duì) 128名合資企業(yè)的員工工作滿意度進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)影響合資企業(yè)員工整體工作滿意度的因素主要有個(gè)人特征、領(lǐng)導(dǎo)水平、工作特性、工作條件、福利待遇、工資報(bào)酬和同事關(guān)系。在我國的領(lǐng)導(dǎo)行為與工作滿意度的相關(guān)研究中發(fā)現(xiàn)，領(lǐng)導(dǎo)對(duì)下屬的體恤與下屬的工作滿意度呈正相關(guān)。此外，Nadim Jahangir在對(duì)孟加拉國電信業(yè)的實(shí)證研究中發(fā)現(xiàn)，員工對(duì)上級(jí)權(quán)利來源的感知將會(huì)顯著影響員工的離職意向。筆者通過使用SPSS13.0對(duì)60份有效問卷進(jìn)行了相關(guān)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析、描述性統(tǒng)計(jì)分析以及上級(jí)因素與員工離職意向的相關(guān)分析，得到如下結(jié)果：

從人口統(tǒng)計(jì)變量分析中，我們對(duì)零售行業(yè)的整體人力資源特點(diǎn)有了大體的了解，年齡上較年輕，學(xué)歷水平并不高，收入水平也是居于行業(yè)的中低水平。

篇5

一些文獻(xiàn)對(duì)商業(yè)銀行績效考評(píng)指標(biāo)的體系設(shè)計(jì)問題進(jìn)行了討論，但這些討論的重點(diǎn)是如何對(duì)銀行的經(jīng)營績效進(jìn)行評(píng)價(jià)，可以對(duì)不同銀行按績效進(jìn)行排名，而沒有關(guān)注銀行績效評(píng)價(jià)的對(duì)象和主體即員工績效。另外一些文獻(xiàn)則以企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略目標(biāo)為考核依據(jù)，以平衡計(jì)分卡（BSC）為考核工具，討論了以戰(zhàn)略目標(biāo)為導(dǎo)向、以員工績效為考核對(duì)象的商業(yè)銀行員工績效考評(píng)指標(biāo)體系的設(shè)計(jì)問題。這一類研究的基本思路大致相同：以BSC的基本框架為理論依據(jù)，明確銀行的戰(zhàn)略目標(biāo)以后，將財(cái)務(wù)層面、客戶層面、內(nèi)部流程、學(xué)習(xí)與成長等四個(gè)一級(jí)指標(biāo)進(jìn)行分解，形成二級(jí)指標(biāo)、三級(jí)指標(biāo)和權(quán)重，實(shí)際考核時(shí)對(duì)照指標(biāo)體系對(duì)部門和員工進(jìn)行打分和計(jì)算，即可得出考核對(duì)象的業(yè)績表現(xiàn)。但是，相關(guān)研究基本都屬定性研究，并沒有嚴(yán)格的計(jì)量檢驗(yàn)的證據(jù)。

沒有效率導(dǎo)向的企業(yè)經(jīng)營績效考核，就不會(huì)有效率導(dǎo)向的員工績效考核。在商業(yè)銀行競(jìng)爭壓力越來越大的情況下，基于效率（Efficient）和效果（Effects）的員工績效考評(píng)已經(jīng)成為各銀行激勵(lì)員工努力工作、提升銀行競(jìng)爭力的一種手段。尤其是在外資銀行不斷進(jìn)入，新的銀行經(jīng)營模式和管理理念不斷對(duì)傳統(tǒng)的中資銀行造成沖擊的情況下，一些新近成立的股份制商業(yè)銀行開始嘗試以管理會(huì)計(jì)系統(tǒng)為藍(lán)本的績效考核體系，強(qiáng)調(diào)“價(jià)值創(chuàng)造”理念，固化“成本倒逼”機(jī)制，徹底實(shí)現(xiàn)商業(yè)銀行員工績效考核的市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型。管理會(huì)計(jì)系統(tǒng)是多維度的盈利核算系統(tǒng)，可以提供多維度的利潤指標(biāo)，用以支持績效管理，因此，績效管理是管理會(huì)計(jì)主要用途之一。借助于管理會(huì)計(jì)系統(tǒng)進(jìn)行業(yè)績?cè)u(píng)價(jià)，利用管理會(huì)計(jì)的利潤指標(biāo)體系構(gòu)建“價(jià)值創(chuàng)造型”的績效考核體系，能夠促使考核由規(guī)模導(dǎo)向轉(zhuǎn)為利潤導(dǎo)向，促使企業(yè)每個(gè)單元都能夠以價(jià)值創(chuàng)造為導(dǎo)向，實(shí)現(xiàn)企業(yè)利益最大化。但是，由于這一考核體系設(shè)計(jì)理念相對(duì)理性和剛性，而且指標(biāo)眾多內(nèi)容龐雜，在一些試行的商業(yè)銀行中引起不少爭議。

二、 理論與模型

制度經(jīng)濟(jì)學(xué)（Institution Economics）與機(jī)制設(shè)計(jì)理論（Mechanism Design Theory）指出，“好的（Good）”制度與機(jī)制取決于兩個(gè)最重要的因素：制度設(shè)計(jì)與制度執(zhí)行。制度設(shè)計(jì)主要解決衡量標(biāo)準(zhǔn)和衡量內(nèi)容等方面的問題，制度執(zhí)行主要解決制度運(yùn)行與監(jiān)督保證方面的問題。由于個(gè)人目標(biāo)函數(shù)差異較大，阿羅已經(jīng)證實(shí)，在所有人都是理性選擇的前提下，形成一個(gè)可以包容所有人偏好的社會(huì)目標(biāo)函數(shù)是不可能的。但是，基于“一致計(jì)算”的原則，制度和規(guī)則必須得到大多數(shù)人的同意才會(huì)具有可執(zhí)行性，制度設(shè)計(jì)的目的才有可能實(shí)現(xiàn)。在管理學(xué)的經(jīng)典著作中，德魯克在《管理實(shí)踐》中提出的“目標(biāo)管理”（Management By Objective，MBO）也指出，只有自上而下、自下而上多次討論博弈，最后制訂的組織目標(biāo)才會(huì)成為激勵(lì)手段而不僅僅是考核與約束。

績效考核或績效評(píng)價(jià)（Performance Evaluation）是對(duì)行為過程（Progress）和行為結(jié)果（Results）的考核與評(píng)定。顯然，評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)和評(píng)估執(zhí)行是影響評(píng)估結(jié)果的兩個(gè)最重要的影響因素。在現(xiàn)有的績效考核實(shí)踐中，幾乎所有的組織單位都是自上而下的制訂一套考評(píng)體系，或者邀請(qǐng)咨詢機(jī)構(gòu)設(shè)計(jì)一套考評(píng)體系來對(duì)員工進(jìn)行績效考核，很少能夠按照“一致同意”的原則通過上下互動(dòng)溝通而設(shè)定考核標(biāo)準(zhǔn)和考核執(zhí)行機(jī)制。研究表明，一些組織高強(qiáng)度的績效考核不僅沒有發(fā)揮應(yīng)有的激勵(lì)作用，反而扭曲了員工的工作態(tài)度和工作行為。員工的工作滿意度、工作投入度、組織承諾、組織公民行為變得越來越低，而消極怠工、蓄意破壞、不合作、忠誠度下降、離職等行為卻越發(fā)普遍，績效考核不再發(fā)揮應(yīng)有的激勵(lì)員工的正面作用，反而在某種程度上成為員工“反生產(chǎn)行為”的導(dǎo)火索。因此，員工在對(duì)績效考核的認(rèn)知與感受是至關(guān)重要的，員工對(duì)于績效考核的公平感會(huì)直接影響員工行為（OCB）和組織績效目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。

員工的公平感是一種主觀感受，而不同員工的主觀感受是有差異的。對(duì)于績效考評(píng)而言，員工首先考慮的應(yīng)該是考核目的能不能接受、考核指標(biāo)設(shè)置合不合理、考核內(nèi)容合不合適、考核結(jié)果有沒有及時(shí)反饋等等，公平感只是對(duì)考核結(jié)果與激勵(lì)約束匹配差異的一種反應(yīng)。顯然，這種反應(yīng)與個(gè)體情況緊密相關(guān)。對(duì)“反生產(chǎn)行為”可能產(chǎn)生影響的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度以及工作年限等。在中國樣本中，收入和職位是另外兩個(gè)最可能影響個(gè)體認(rèn)知與行為的因素。在以往的實(shí)證研究中，人口統(tǒng)計(jì)變量一般都作為控制變量進(jìn)入計(jì)量模型的，盡管這些變量與“反生產(chǎn)行為”關(guān)系的研究結(jié)論尚未統(tǒng)一，但是在回歸模型中這些控制變量往往又是顯著的。這說明，一套既能防止員工“反生產(chǎn)行為”產(chǎn)生又具有激勵(lì)作用的績效考核指標(biāo)體系設(shè)計(jì)的關(guān)鍵，是能夠在堅(jiān)持戰(zhàn)略目標(biāo)導(dǎo)向的前提下，充分考慮員工個(gè)體情況的差異，在考核標(biāo)準(zhǔn)制訂和考核執(zhí)行兩個(gè)方面都能做到讓最多數(shù)的員工滿意。尤其是在商業(yè)銀行這樣的特殊企業(yè)類型中，員工績效考核更需要考慮員工的反應(yīng)和行為。

三、 實(shí)證研究

1. 問卷設(shè)計(jì)與發(fā)放。在商業(yè)銀行中引入管理會(huì)計(jì)系統(tǒng)作為員工績效考核的指導(dǎo)思想和藍(lán)本，固然能夠扭轉(zhuǎn)國有銀行職工長期養(yǎng)成的地位優(yōu)越的思想認(rèn)識(shí)，但同時(shí)也讓很多員工感覺壓力太大和難以適應(yīng)。管理會(huì)計(jì)系統(tǒng)本身比較專業(yè)，如果沒有相應(yīng)的財(cái)務(wù)知識(shí)可能很難理解。此外，一套完整的績效考核體系應(yīng)該包括考核指導(dǎo)思想、考核目的、考核準(zhǔn)備、考核內(nèi)容、考核指標(biāo)、考核過程、考核時(shí)間、考核反饋和考核效果等幾個(gè)方面，員工對(duì)績效考核的滿意度主要來自于對(duì)這些考核要素的評(píng)價(jià)和認(rèn)知。依據(jù)上面提出的理論模型和商業(yè)銀行績效考核的要素與環(huán)節(jié)，本文設(shè)計(jì)了39項(xiàng)問題，請(qǐng)調(diào)研對(duì)象對(duì)考核的指導(dǎo)思想、考核目的、考核準(zhǔn)備等問題進(jìn)行評(píng)價(jià)，評(píng)價(jià)尺度為Likert五點(diǎn)量表。最后一題是效標(biāo)測(cè)項(xiàng)，也是員工總體滿意度測(cè)項(xiàng)。這樣，問卷主體共有40道問題。其次是人口統(tǒng)計(jì)變量，包括性別、年齡、職位、收入等，共9題。其中，工齡包括兩個(gè)方面的問題，一是個(gè)人全部工作時(shí)間，二是個(gè)人在本單位的工作時(shí)間。經(jīng)驗(yàn)是指是否有其它銀行工作經(jīng)歷，有記為1，無記為0。

問卷在廣州某著名商業(yè)銀行全行發(fā)放，發(fā)放時(shí)間為2013年2月～2013年4月，共發(fā)放400份問卷，回收有效問卷316份，有效率為79%。

2. 描述性統(tǒng)計(jì)。首先觀察員工對(duì)績效考核各要素的評(píng)價(jià)是否存在個(gè)體差異。如果所有員工對(duì)績效考核的指導(dǎo)思想、考核目的、考核準(zhǔn)備、考核指標(biāo)等問題都具有同樣的判斷，那么績效考核就不會(huì)在不同部門、不同級(jí)別的員工中造成不同的影響。

方差檢驗(yàn)表明，從績效考核各要素的角度看，考核是否經(jīng)過充分準(zhǔn)備在人口統(tǒng)計(jì)變量中的差異性最多，不同年齡、不同職位、不同學(xué)歷、不同專業(yè)、不同收入和不同工作經(jīng)驗(yàn)的人對(duì)銀行績效考核的準(zhǔn)備工作評(píng)價(jià)都有顯著不同；其次是對(duì)考核目的的評(píng)價(jià)，學(xué)歷、專業(yè)、婚姻、收入和經(jīng)驗(yàn)都是顯著的影響因素；再次是對(duì)考核能否及時(shí)反饋和考核效果的評(píng)價(jià)，年齡、學(xué)歷、收入和經(jīng)驗(yàn)同樣是顯著的影響因素。而從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的角度看，對(duì)績效考核各要素的評(píng)價(jià)差異最大的影響因素則是個(gè)人年收入、是否有其它銀行工作經(jīng)驗(yàn)、學(xué)歷和年齡，尤其是收入變量和工作經(jīng)驗(yàn)，不同收入和工作經(jīng)驗(yàn)的人幾乎對(duì)所有績效考核要素的評(píng)價(jià)都存在差異性。

其次考察員工對(duì)績效考核的總體滿意度在人口統(tǒng)計(jì)變量中是否具有顯著性差異。分析結(jié)果表明，幾乎所有的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量對(duì)績效考核的總體滿意度評(píng)價(jià)都有顯著性差異，換句話說，幾乎所有不同身份特征的員工對(duì)現(xiàn)有績效考核工作都有不同的看法和意見。

3. 計(jì)量分析。本文認(rèn)為，員工對(duì)績效考核的認(rèn)知與評(píng)價(jià)是影響員工考核滿意度的主要因素，而在這一影響過程中，不同人口統(tǒng)計(jì)變量將對(duì)主效應(yīng)產(chǎn)生重要影響。從方差檢驗(yàn)的結(jié)果看，績效考核各要素評(píng)價(jià)和績效考核總體滿意度在不同身份特征的員工之間存在顯著的差異性。本部分還將利用逐步回歸模型（Stepwise Regression）考察人口統(tǒng)計(jì)變量、考核評(píng)價(jià)對(duì)滿意度的影響。統(tǒng)計(jì)軟件為SPSS17.0。

結(jié)果表明，在控制變量對(duì)總體滿意度的回歸中，員工的職位、年齡、學(xué)歷、收入、經(jīng)驗(yàn)都是影響員工績效考核總體滿意度高低的因素。但是，職位、年齡、學(xué)歷和收入三個(gè)變量的影響都是負(fù)面的，職位越高、年齡越大、學(xué)歷越高、收入越高的員工滿意度越低，僅有工作經(jīng)驗(yàn)的影響是正的。而在績效考核各要素對(duì)總體滿意度的回歸中，指導(dǎo)思想、考核準(zhǔn)備、考核過程、考核反饋和考核效果等幾個(gè)方面是影響員工總體滿意度的主要因素。其中，考核過程越復(fù)雜，牽涉的方面越多，越容易引起員工的不滿。把人口統(tǒng)計(jì)變量作為控制變量進(jìn)入總回歸模型后，控制變量仍然顯著的是職位、收入和工作經(jīng)驗(yàn)，但是工作經(jīng)驗(yàn)的符號(hào)由正變成負(fù)，也就是說，有其它單位工作經(jīng)驗(yàn)的人滿意度越低。此外，在本單位工作時(shí)間長短也成為影響總體滿意度高低的一個(gè)因素，在本單位工作時(shí)間越長的人，滿意度越高。和單純的控制變量回歸結(jié)果相比，單位工作時(shí)間的影響作用也發(fā)生了反向變化，由負(fù)面影響（但不顯著）變成正面影響。而與單純的績效考核要素對(duì)滿意度的回歸結(jié)果相比，考核效果評(píng)價(jià)的影響作用不顯著，但是考核指標(biāo)評(píng)價(jià)的影響作用加強(qiáng)，即考核指標(biāo)設(shè)計(jì)得越復(fù)雜，越容易引起員工的不滿。

四、 分析與討論

員工績效考核是一個(gè)系統(tǒng)，這一系統(tǒng)不僅包括了考核指標(biāo)設(shè)計(jì)、考核標(biāo)準(zhǔn)制訂、考核的具體執(zhí)行等方面的內(nèi)容，而且還應(yīng)該包括考核指導(dǎo)思想、考核目的、考核準(zhǔn)備、考核反饋機(jī)制等等。為了盡量少引起員工的“反生產(chǎn)行為”，考核的每一個(gè)環(huán)節(jié)都應(yīng)該得到員工的理解和支持，如果員工不認(rèn)同或不接受績效考核的設(shè)計(jì)理念、具體內(nèi)容和執(zhí)行方式，那么績效考核的激勵(lì)作用就會(huì)消失殆盡，員工的抵觸情緒和抵觸行為就有可能不斷發(fā)生。

本文的實(shí)證研究結(jié)果證實(shí)，績效考核各要素評(píng)價(jià)在員工個(gè)體間存在著顯著的差異，而且績效考核的總體滿意度在不同身份的員工之間也存在顯著差異。這說明，在商業(yè)銀行的績效考核過程中，存在著員工“反生產(chǎn)行為”產(chǎn)生的可能，本文提出的理論模型是成立的。進(jìn)一步的考察發(fā)現(xiàn)，職位、收入和工作經(jīng)驗(yàn)是影響員工總體滿意度的最重要的三個(gè)影響因素，而且全部都是負(fù)面影響。就職位因素而言，職位越高的人滿意度越低，可能的原因是越高層的員工，手中掌握的權(quán)力越大，在成本概念沒有得到加強(qiáng)之前，職位產(chǎn)生的權(quán)力租金（Power Rents）基本上由領(lǐng)導(dǎo)本人說了算；但是，管理會(huì)計(jì)系統(tǒng)強(qiáng)化了利潤創(chuàng)造，對(duì)成本結(jié)構(gòu)形成硬性約束，職位帶給領(lǐng)導(dǎo)的各種收益將被降低。而且，績效考核工作量大，指標(biāo)計(jì)算復(fù)雜，考核頻率快，持續(xù)時(shí)間長，給領(lǐng)導(dǎo)增加了工作負(fù)擔(dān)。因此，領(lǐng)導(dǎo)層對(duì)強(qiáng)制性的績效考核往往都有不滿情緒。從收入的角度看，收入越高的人對(duì)績效評(píng)價(jià)的總體滿意度越低，可能的原因是這一指標(biāo)和職位因素密切相關(guān)，銀行職工的收入在領(lǐng)導(dǎo)層和普通員工之間拉得距離較大，高收入群體其實(shí)就是占據(jù)領(lǐng)導(dǎo)職位的人，收入越高，成本約束越強(qiáng)，對(duì)績效考核就會(huì)越不滿意。從工作經(jīng)驗(yàn)來看，有無外單位工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)滿意度的影響是負(fù)面的，有其它銀行工作經(jīng)驗(yàn)的越容易導(dǎo)致不滿。這一點(diǎn)和單純作為控制變量回歸的結(jié)果正好相反，可能的原因是如果不與其它單位比較，本單位的工作經(jīng)驗(yàn)對(duì)于復(fù)雜的績效考核是有妥善應(yīng)對(duì)功能的；但是與其它單位的情況一比較就會(huì)發(fā)現(xiàn)，這套管理會(huì)計(jì)系統(tǒng)可能會(huì)降低收入或增加工作量，不滿情緒就會(huì)產(chǎn)生。這說明，如果單純從方便管理的角度講，一直在本單位工作的員工更容易接受績效考核；這也同樣說明，不同單位工作經(jīng)驗(yàn)可能具有雙刃劍的影響。

從績效考核各要素情況來看，加入控制變量后仍然顯著的有考核指導(dǎo)思想、考核準(zhǔn)備、考核指標(biāo)和考核反饋等幾項(xiàng)指標(biāo)。這一結(jié)果為“一致同意”或MBO管理提供了有力的證據(jù)。如果員工能夠認(rèn)可績效考核的設(shè)計(jì)理念和指導(dǎo)思想，比如說績效考核不是為了約束個(gè)人，而是為了提升銀行競(jìng)爭力，并從長遠(yuǎn)角度不斷提升個(gè)人收益水平等，那么員工就容易對(duì)績效考核表示滿意。而考核之前的工作也非常重要，俗話說“磨刀不誤砍柴工”是有道理的，既然成本導(dǎo)向型績效考核本身就會(huì)對(duì)個(gè)人收益或個(gè)人行為造成重大影響，如果不在行動(dòng)之前做好教育、宣傳和鼓動(dòng)工作，員工一方面可能因?yàn)殡y以理解考核內(nèi)容和指標(biāo)而產(chǎn)生抵觸甚至對(duì)立情緒，令一方面也可能會(huì)因?yàn)楸慌懦趨⑴c之外不能表達(dá)意見而生怨恨?？己酥笜?biāo)設(shè)計(jì)對(duì)員工滿意度的影響是負(fù)面的，指標(biāo)設(shè)計(jì)的越復(fù)雜，員工滿意度越低。這一結(jié)果比較容易理解。但在實(shí)踐中，很多單位的績效考評(píng)體系都是極其復(fù)雜的，不是專業(yè)人士根本就沒法全部搞懂，員工不信任感由此產(chǎn)生。最后一項(xiàng)對(duì)員工滿意度產(chǎn)生顯著影響的因素是考核的反饋機(jī)制，考核不能及時(shí)反饋，或者考核結(jié)果與考核承諾的激勵(lì)不能相匹配的話，員工的不滿情緒立刻就會(huì)產(chǎn)生。這一結(jié)果提醒實(shí)踐者，“言必行，行必果”必須得到切實(shí)保證，形式主義的績效考核更容易傷害員工的積極性。

五、 總結(jié)與建議

本文以廣州農(nóng)村商業(yè)銀行為樣本，考察了員工對(duì)復(fù)雜績效考核系統(tǒng)的評(píng)價(jià)和態(tài)度。本文的研究證實(shí)了員工個(gè)體差異和對(duì)績效考核各要要素的評(píng)價(jià)是影響員工績效考核總體滿意度的重要影響因素。和員工“反生產(chǎn)行為”的相關(guān)研究相比，本文的研究更為具體和深入，程序公平和結(jié)果公平應(yīng)該貫徹到績效考核的每一個(gè)環(huán)節(jié)，如果員工不能認(rèn)可績效考核的指導(dǎo)思想、考核指標(biāo)、考核過程、考核反饋機(jī)制，績效考核工作沒有做好充分的準(zhǔn)備工作，那么員工的“反生產(chǎn)行為”就有可能會(huì)發(fā)生。

本研究發(fā)現(xiàn)，個(gè)體特征對(duì)績效考核滿意度的影響往往都是負(fù)面的，職位、收入、工作經(jīng)驗(yàn)甚至學(xué)歷、年齡等因素都會(huì)讓員工產(chǎn)生不滿情緒。每個(gè)員工都是獨(dú)一無二的，在某種意義上講，他們都是既得利益者，績效考核機(jī)制明確了個(gè)人的責(zé)任和義務(wù)，界定了權(quán)利的邊界和內(nèi)涵，這一考核過程極有可能會(huì)打破原有的利益格局，觸動(dòng)某些人心中的“奶酪”，繼而會(huì)引起相應(yīng)的情緒反應(yīng)。因此，一套考核機(jī)制不僅需要盡可能地兼顧最大多數(shù)人的利益，接受最大多數(shù)人的意見，還需要在高層獲得強(qiáng)有力的支持才有可能真正執(zhí)行。目前，一些商業(yè)銀行推行管理會(huì)計(jì)系統(tǒng)為藍(lán)本的績效考核體系，主要的動(dòng)力就是來自銀行的最高層。銀行領(lǐng)導(dǎo)承擔(dān)的壓力最大，他們迫切需要體制、機(jī)制創(chuàng)新來提升銀行競(jìng)爭力。但是，銀行畢竟不是普通的企業(yè)，完全市場(chǎng)化的考核機(jī)制是否適用，是否會(huì)引起員工的“反生產(chǎn)行為”，還需要在實(shí)踐中不斷總結(jié)，不斷完善，不斷創(chuàng)新。

參考文獻(xiàn)：

1. 關(guān)新紅.構(gòu)建合理的商業(yè)銀行績效評(píng)價(jià)體系.中國財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2003，（7）：17-21.

2. 關(guān)新紅.基于風(fēng)險(xiǎn)的銀行績效評(píng)價(jià)方法.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2004，（5）：26-30.

3. 謝赤，鐘贊.熵權(quán)法在銀行經(jīng)營績效綜合評(píng)價(jià)中的應(yīng)用.中國軟科學(xué)，2002，（9）：108-110.

4. 周春喜.商業(yè)銀行經(jīng)營績效綜合評(píng)價(jià)研究.數(shù)量經(jīng)濟(jì)與技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003，（12）：98-101.

5. 袁云峰，張波.商業(yè)銀行經(jīng)營績效綜合評(píng)價(jià)體系研究.國際金融研究，2004，（12）：28-32.

6. 張中朝，華軍峰，甘茂智.商業(yè)銀行績效考核體系構(gòu)建——一個(gè)現(xiàn)實(shí)框架.中央財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2006，（9）：24-29.

7. 江小華.我國商業(yè)銀行績效考核機(jī)制現(xiàn)狀及改革策略.上海金融，2008，（10）：32-34.

8. 曹建平，姚舜，黃明喜.平衡計(jì)分卡在商業(yè)銀行績效考核中的運(yùn)用.上海金融，2004，（12）：51-54.

篇6

    DR分期入選病例常規(guī)復(fù)方托吡卡胺滴眼液散瞳行眼底照相,依據(jù)ETDRS分級(jí)出現(xiàn)下列任意改變者則考慮患有DR:微動(dòng)脈瘤、出血、棉絮斑、視網(wǎng)膜微血管異常、硬性滲出、靜脈串珠、新生血管[13]。糖網(wǎng)分期依據(jù)AirlieHouseclassificationsystem評(píng)分系統(tǒng),分為:輕度非增生性DR(NPDR)、中度NPDR、重度NPDR和增生性DR。本實(shí)驗(yàn)基于以上分期將DR分為3級(jí):輕度DR(包括輕度NPDR),中度DR(包括中度NPDR),威脅視力的DR(包括重度NPDR和增生性DR)。危險(xiǎn)因素評(píng)估所有入選病例均記錄:吸煙史、高血壓病史、腦血管病史、血脂(總膽固醇、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白)、糖化血紅蛋白(HbA1c)、肌酐、尿微量白蛋白,高血壓病、高脂血癥、慢性腎病均以內(nèi)科診斷標(biāo)準(zhǔn)。裂隙燈(蘇州六六視覺YZ5F1裂隙燈顯微鏡)行眼前節(jié)檢查,并依據(jù)LOCSⅢ對(duì)白內(nèi)障進(jìn)行分級(jí)[14,15]。統(tǒng)計(jì)學(xué)分析應(yīng)用SPSS13.0統(tǒng)計(jì)軟件,多變量logistic回歸模型分析各期DR與屈光度、眼軸長的相關(guān)性,結(jié)果以比值比(Oddsratios,ORs)和95%可信區(qū)間表示,P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

    人口統(tǒng)計(jì)學(xué)和系統(tǒng)特點(diǎn)各屈光不正組標(biāo)注了年齡、吸煙的顯著趨勢(shì),近視人群相對(duì)來說更年輕(P<0.01),吸煙的比例更小(P<0.01)。校正年齡、性別后患者曲光狀態(tài)、服軸長度與DR相關(guān)性年齡和性別經(jīng)校正的模型中,近視度數(shù)越大的眼越不易得輕度DR(P=0.003,per1-Ddecrease)、中度DR(P=0.005)和威脅視力的DR(P=0.002)。相似的近視越重相對(duì)來說患以上三種DR的危險(xiǎn)性越低(P=0.021,0.005,0.003)。盡管沒有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義,但是可以觀察到眼軸長度越長相對(duì)來說患以上三種DR的危險(xiǎn)性越低的趨勢(shì)。見表2。2.3校正多變量后患者屈光狀態(tài)、眼軸長度與DR相關(guān)性在經(jīng)校正了年齡、性別、白內(nèi)障、HbA1c、高血壓及其他因素的多變量模型中,近視眼和3中DR間的相關(guān)性仍然存在,近視眼更不易患輕度DR(P=0.003,per1-Ddecrease)、中度DR(P=0.002)和威脅視力的DR(P=0.001)。

    眼軸越長越不易患輕度DR(P=0.039,per1-mmincrease),中度DR(P=0.201)和3討論很多研究已經(jīng)報(bào)道了近視可能是DR發(fā)病的保護(hù)性因素[7,8,11,16],但是結(jié)果不盡相同。Dogru等[16]在1個(gè)19例(38眼)雙眼不對(duì)稱性DR非胰島素依賴糖尿病小樣本臨床回顧性研究中發(fā)現(xiàn)高度近視眼(<-6D)沒有出現(xiàn)增殖性DR(PDR),并提出高度近視可能是PDR的保護(hù)性因素,但是同時(shí)也指出小樣本研究不足以得出可靠的統(tǒng)計(jì)學(xué)結(jié)果。而在大樣本臨床試驗(yàn)WESDR中,Moss等[11]在單變量分析中,指出近視(≤-2D)和DR的發(fā)生、發(fā)展以及PDR沒有相關(guān)性,而在logistic回歸通過控制共同變量,發(fā)現(xiàn)在年輕時(shí)起病的糖尿病患者中(起病年齡<30歲并應(yīng)用胰島素)近視是DR發(fā)展為PDR的保護(hù)性因素。Pierro等[17]還提出DR患者的眼軸較非糖尿病患者及未發(fā)生DR的糖尿患者的眼軸短,為研究眼軸對(duì)DR發(fā)生及發(fā)展影響做了鋪墊。但以上研究只是提出近視是PDR的保護(hù)性因素,而并沒有提及低度近視、中度近視對(duì)各期DR的影響如何。Lim等[12]在以人群為基礎(chǔ)的一項(xiàng)橫斷面研究中,指出近視、眼軸長是各期DR的保護(hù)性因素,與本試驗(yàn)的臨床研究結(jié)果一致,支持并驗(yàn)證了臨床長期觀察,但其保護(hù)性機(jī)制有待進(jìn)一步討論。盡管近視是DR發(fā)病的保護(hù)因素的機(jī)制還不清晰,但是大多數(shù)理論將焦點(diǎn)放在近視發(fā)展過程中眼軸增長所引起的眼球的病理性改變。

    隨著近視的發(fā)展眼軸增長、鞏膜壁延伸、眼后極部變形,眼睛灌注壓下降、視網(wǎng)膜血流速度減慢[10,18],早期DR主要是血管周及血管內(nèi)(如:基底膜增厚、微動(dòng)脈瘤形成)的病理性改變引起,而重度非增殖性、增殖性DR的發(fā)病主要由血管外因素引起(如:血管外滲漏、增殖性改變)[19],視網(wǎng)膜血流速度減慢血管滲漏減少,滲漏物質(zhì)所引起的巨噬細(xì)胞聚集減少,從而減弱了巨噬細(xì)胞所引起的視網(wǎng)膜增殖性病變[20]。此外,高度近視中脈絡(luò)膜視網(wǎng)膜萎縮,視網(wǎng)膜代謝率下降,氧更易于透過視網(wǎng)膜,彌散阻力減弱均對(duì)DR的發(fā)病起保護(hù)性作用[21]。完全玻璃體后脫離(PVD)及玻璃體液化在近視中更常見,已有報(bào)道稱完全PVD能夠減慢向新生血管及PDR的進(jìn)程[22-24],分析可能的原因是完全性PVD后玻璃體中缺少了新生血管增殖需要的纖維支架,以及氧更易于通過液化的玻璃體擴(kuò)散[21]。上述三項(xiàng)因素中任何一項(xiàng)都不足以獨(dú)立解釋近視對(duì)于DR的保護(hù)性作用,而其他可能的保護(hù)性機(jī)制有待進(jìn)一步研究。本試驗(yàn)雖然收集了大量臨床資料,并對(duì)每一個(gè)入選病例進(jìn)行規(guī)范驗(yàn)光、評(píng)估測(cè)量眼軸長度、眼底照相、并排除白內(nèi)障對(duì)屈光度的影響,但是因入選病例均為住院患者,因此在人群選擇上仍有偏差。綜上所述,本實(shí)驗(yàn)為臨床所觀察到的近視眼不易患DR,尤其是增殖期DR提供了理論依據(jù),從而有助于臨床醫(yī)生評(píng)估糖尿病患者患DR的風(fēng)險(xiǎn)性。

篇7

1.離職概念的界定

員工的離職離職指的是從組織中獲取物質(zhì)利益的個(gè)體終止其組織一成員關(guān)系的過程[1]。離職傾向是員工在一個(gè)組織工作一段時(shí)間，經(jīng)過思考后蓄意要離開組織，也就是員工產(chǎn)生離開組織的想法。員工的離職傾向與最終的離職行為有著極其緊密的聯(lián)系，國外的研究（Carsten&Spector，1987）認(rèn)為它是員工離職行為產(chǎn)生的最重要的前因變量，能夠極好的預(yù)測(cè)員工的離職行為。本文關(guān)于離職影響因素的相關(guān)研究也著重關(guān)注離職傾向影響因素的相關(guān)研究。

2.樣本選取

為了研究資料的完整性，能夠更好地從總體上把握我國有關(guān)離職影響因素的研究現(xiàn)狀，本文以中國知網(wǎng)數(shù)據(jù)庫為載體對(duì)有關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行搜索。本文選取學(xué)術(shù)期刊為研究對(duì)象，而且為了期刊的權(quán)威性本文將文獻(xiàn)的來源設(shè)置為來源于CSSCI，以確保期刊文獻(xiàn)的質(zhì)量。由于采用篇名對(duì)檢索詞進(jìn)行搜索可以較為完整和有針對(duì)性的獲得所要的文獻(xiàn)，因此本文在期刊的搜索過程中以篇名為“離職”、“人員流失”、“人才流失”、“員工流失”、“流失率”進(jìn)行文獻(xiàn)的搜索。本文的搜素范圍選取2004至2014年，截止的搜索時(shí)間為2014年12月26日，因數(shù)據(jù)庫的更新較文章發(fā)表晚，因此可能有截止日期前發(fā)表的文章未出現(xiàn)在搜索的文章中。以上述檢索詞進(jìn)行的篇名搜索共搜集到期刊469篇。本著規(guī)范的學(xué)術(shù)期刊的原則，本文對(duì)上述469篇文獻(xiàn)又進(jìn)行人工篩選，將短評(píng)性文章與介紹性的文章剔除，留下與本文研究主題相關(guān)的科學(xué)性論文，剔除后留下本文主要研究對(duì)象的期刊有182篇。

3.研究現(xiàn)狀分析

3.1文章年度分布

根據(jù)所搜集到的文獻(xiàn)的情況，統(tǒng)計(jì)2004至2014年份的文章發(fā)表數(shù)量情況如圖1所示：

3.2離職影響因素的歸類分析

有關(guān)離職影響因素的分析，國內(nèi)學(xué)者的成果主要可以歸類為三類：個(gè)體因素、組織因素、社會(huì)環(huán)境因素。各個(gè)類別相關(guān)研究變量的情況如下表所示：

3.3主要研究觀點(diǎn)

3.3.1 個(gè)體因素

（1）重要的人口統(tǒng)計(jì)變量分析

國外學(xué)者關(guān)于影響離職的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量研究進(jìn)行得比較早，我國學(xué)者也研究了中國背景相關(guān)人口統(tǒng)計(jì)變量對(duì)企業(yè)員工離職的影響，發(fā)現(xiàn)如年齡、是否已婚、學(xué)歷、性別等變量與離職有著較大的關(guān)聯(lián)度。

關(guān)于年齡對(duì)離職的影響，國外有研究認(rèn)為年齡與離職有著重大的關(guān)系，而且其與離職為負(fù)相關(guān)即年齡越大，其離職的可能性越低（Manlove & Guzell，1997）。對(duì)于婚姻狀況與離職的影響，國外研究表明已婚的員工比未婚的員工離職率更低（Garrison & Muchinsky，1981；Watson，1981）。學(xué)歷的高低對(duì)于離職而言也具有很大的影響，一般研究認(rèn)為受教育程度與離職的關(guān)系呈正相關(guān)關(guān)系，即受教育程度越高離職的概率越高（Cotton & Tuttle， 1986；Berg，1991）。性別對(duì)于離職的影響，目前存在較大的爭議，有的研究認(rèn)為女性的離職率比男性更高（Cotton & Tuttle， 1986），有的學(xué)者認(rèn)為男性更容易離職（Chen & Francesco，2000）。

我國學(xué)者關(guān)于年齡、婚姻狀況的研究結(jié)論基本與國外的研究相同，如孫海法等（2004）通過對(duì)MBA學(xué)員的離職研究發(fā)現(xiàn)MBA學(xué)員的離職意向隨著年齡增長而降低，未婚學(xué)員的離職意向高于已婚學(xué)員。關(guān)于受教育程度對(duì)離職的影響我國學(xué)者的觀點(diǎn)與國外研究有所不同，如學(xué)者徐芳和夏瑛（2012）通過對(duì)酒店從業(yè)人員的數(shù)據(jù)進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)本科及以上學(xué)歷的從業(yè)人員相對(duì)比較穩(wěn)定，高中以下及大專層次的從業(yè)人員的離職傾向相對(duì)嚴(yán)重，這與國外的研究結(jié)論受教育程度越高，離職意向越高有所不同，可能的原因是此次調(diào)查的是酒店員工，服務(wù)業(yè)的工作性質(zhì)可能對(duì)員工的離職有所影響。性別對(duì)于離職的影響也引起了我國學(xué)者極大的關(guān)注，在對(duì)酒店從業(yè)人員的研究中學(xué)者徐芳和夏瑛（2012）發(fā)現(xiàn)男性的離職傾向大于女性，他們還研究了一旦離職，男性繼續(xù)從事酒店業(yè)的概率小于女性。

（2）重要心理變量：工作滿意度與組織承諾

通過對(duì)所搜尋到的有關(guān)個(gè)體層面的離職影響因素文章的分析發(fā)現(xiàn)我國學(xué)者對(duì)于工作滿意度、組織承諾這兩個(gè)個(gè)體態(tài)度變量的研究較多，而且國外的許多研究也表明工作滿意度與組織承諾是研究員工離職的重要心理變量[2]。

時(shí)勘（2001）認(rèn)為工作滿意度是指員工對(duì)工作以及工作有關(guān)的活動(dòng)的一種情緒體驗(yàn)。國外大多數(shù)學(xué)者的研究認(rèn)為工作滿意度與離職行為有著負(fù)向影響關(guān)系，如Mowday（1982）通過研究證實(shí)了工作滿意度與離職呈負(fù)影響。我國學(xué)者（王玉梅等，2008；葉仁蓀等，2005；沈偉曄等，2012）在中國情境下也驗(yàn)證了工作滿意度對(duì)離職的負(fù)向影響。然而有些研究也給出了不同的結(jié)論，如舒小兵等（2011）通過對(duì)家族企業(yè)的員工做調(diào)查時(shí)發(fā)現(xiàn)工作滿意度對(duì)離職的影響在家族內(nèi)部員工身上不明顯，這可能是與員工的身份有關(guān)系[3]。

組織承諾最早由Becker提出，他認(rèn)為組織承諾是員工隨著對(duì)組織投入的不斷的增加而不得不留在組織的一種心理現(xiàn)象。我國學(xué)者對(duì)組織承諾與離職影響的研究也基本從整體上驗(yàn)證了國外學(xué)者得出的相互之間負(fù)向影響的結(jié)論，只是在某些組織承諾維度上的結(jié)論有所不同。有的學(xué)者從Meyer與Allen（1991）提出的情感承諾、持續(xù)承諾、規(guī)范承諾三個(gè)維度進(jìn)行研究，如田輝（2014）認(rèn)為三個(gè)維度均對(duì)離職有顯著影響，而情感與持續(xù)承諾對(duì)離職的作用明顯大于規(guī)范承諾?；谥袊榫?，我國許多學(xué)者參照了凌文輇等（2001）提出了組織承諾五維度的劃分，將組織承諾分為感情承諾、規(guī)范承諾、理想承諾、經(jīng)濟(jì)承諾、機(jī)會(huì)承諾[4]。如黃昱方等（2009）研究認(rèn)為五個(gè)組織承諾維度都對(duì)離職有顯著的影響，其中理想承諾與經(jīng)濟(jì)承諾的影響作用較大。

3.3.2 組織因素

（1）工作相關(guān)變量研究

我國學(xué)者學(xué)者關(guān)于影響離職的工作相關(guān)變量的研究主要集中在工作特性、工作環(huán)境、工作時(shí)間三個(gè)方面。如王振源等（2006）通過以一家通信設(shè)備公司的員工為研究樣本得出結(jié)論：工作負(fù)荷與工作單調(diào)性對(duì)離職有正向影響，工作自主性越高員工的離職意圖越低。張利（2009）通過高校圖書館工作人員的研究驗(yàn)證了工作本身挑戰(zhàn)性對(duì)離職有著顯著的影響關(guān)系。張升飛（2011）基于829份來自全職員工的有效問卷研究分析認(rèn)為員工的期望工作時(shí)間與實(shí)際工作時(shí)間有落差者對(duì)離職的傾向最高。徐榮等（2009）對(duì)知識(shí)員工的離職傾向關(guān)鍵因素做研究時(shí)發(fā)現(xiàn)在薪酬、可選擇工作機(jī)會(huì)的主觀感知、工作環(huán)境、連續(xù)性承諾四個(gè)關(guān)鍵影響因素中工作環(huán)境對(duì)于員工的離職有最大的影響作用。

（2）薪酬與職業(yè)發(fā)展

薪酬一直是研究離職問題關(guān)注的重要影響因素，而關(guān)于薪酬對(duì)離職的影響主要關(guān)注的是薪酬外部競(jìng)爭性與薪酬內(nèi)部公平性對(duì)于離職的影響。我國學(xué)者羅旭華（2004）對(duì)飯店知識(shí)員工的離職研究時(shí)發(fā)現(xiàn)由于飯店的薪酬相對(duì)其他行業(yè)而言較低，這對(duì)員工的離職造成了影響，合理、高薪的薪酬制度仍是吸引知識(shí)員工的主要因素之一。對(duì)于薪酬內(nèi)部公平性對(duì)離職的影響，觀點(diǎn)比較一致，學(xué)者的研究結(jié)論也基本都表明薪酬的分配公平對(duì)離職有顯著負(fù)向作用。如夏春等（2007）、譚春平等（2013）均對(duì)組織薪酬的分配公平與離職的顯著負(fù)向作用做了驗(yàn)證。

職業(yè)發(fā)展主要包括員工的培訓(xùn)與職位的晉升，員工對(duì)于自身職業(yè)發(fā)展往往比較關(guān)注。大多數(shù)研究都認(rèn)為職業(yè)發(fā)展對(duì)于員工的離職有著較大的負(fù)向影響關(guān)系，如侯慧清（2007）與魏江茹（2009）通過相關(guān)數(shù)據(jù)的研究驗(yàn)證了組織提供學(xué)習(xí)培訓(xùn)的機(jī)會(huì)與晉升空間大會(huì)降低員工的離職行為。而一些學(xué)者也發(fā)現(xiàn)職業(yè)成長對(duì)離職的影響作用會(huì)受某些因素削弱，如袁慶宏等（2014）通過對(duì)200多名企業(yè)知識(shí)員工的調(diào)查發(fā)現(xiàn)組織認(rèn)同會(huì)在職業(yè)成長與離職的影響中起調(diào)節(jié)作用，在高組織認(rèn)同的情況下，職業(yè)成長對(duì)離職的影響作用會(huì)比較小。

4.研究評(píng)價(jià)

本文對(duì)近十年的員工離職影響研究進(jìn)行了歸類分析，將影響因素歸類為：個(gè)人因素、組織因素、環(huán)境因素。許多的研究都主要討論個(gè)體與組織的影響因素，而關(guān)于環(huán)境對(duì)離職的影響研究較少。在個(gè)體因素研究方面，一些人口統(tǒng)計(jì)變量對(duì)于離職的影響還存在爭議，需要對(duì)這些不一致的原因進(jìn)行進(jìn)一步的分析。員工的離職也受所在組織的自身質(zhì)量影響，組織質(zhì)量是指組織各種滿足規(guī)定或潛在需求的特性總和。而現(xiàn)有的研究只是零散的分析了組織質(zhì)量的相關(guān)因素，因此在今后的研究中有必要系統(tǒng)全面的研究組織質(zhì)量對(duì)員工離職的影響因素。（作者單位：福州大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院）

參考文獻(xiàn)：

[1] Mobley W H. ntermediate linkage in the relationship between job satisfaction and employee turnover.Journal of Applied Psychology，1977，62（2）：237-240.

篇8

自從1987年第一批福利彩票開始發(fā)行，繼而1995年體育彩票也開始發(fā)行，彩票行業(yè)逐漸發(fā)展完善，成為政府籌措公益慈善資金的重要來源。2011年，我國彩票銷售額就達(dá)到2215億元，創(chuàng)下歷史新高，共籌集彩票公益金634億元，為我國的公益事業(yè)提供了強(qiáng)大的資金助力。彩票行業(yè)的另一個(gè)重要貢獻(xiàn)在于提供了大量的就業(yè)崗位，特別為很多個(gè)體經(jīng)營者帶來了一個(gè)不錯(cuò)的就業(yè)選擇。彩票營業(yè)稅也成為服務(wù)業(yè)營業(yè)稅較快增長主因。同時(shí)，對(duì)普通大眾來說彩票也逐漸的進(jìn)入了他們的消費(fèi)生活，其中不乏一夜暴富的故事，也有為博頭獎(jiǎng)傾家蕩產(chǎn)的反面例子。隨著彩票影響力的不斷增強(qiáng)，國內(nèi)學(xué)界也更多的關(guān)注彩票相關(guān)的研究。哪些因素影響了彩票銷售就是一個(gè)研究的熱點(diǎn)。而在眾多的影響因素中，收入無疑是最關(guān)注的焦點(diǎn)。原因是，在中國，彩票公益金的主要用途是政府的福利救濟(jì)和中低收入群體的體育健身設(shè)施的建設(shè)，理想的模式是通過彩票將一部分中高收入人群的收入轉(zhuǎn)移支付到中低收入人群中，來提高整個(gè)社會(huì)的福利水平。但是，如果購買彩票的絕大部分都是低收入者，絕大部分的買彩票者都是為了追求一夜暴富，而彩票并沒有想其他娛樂品，例如電影，給購買者休閑的效用，那可能上述理想的情況不但不能出現(xiàn)，有可能還會(huì)更糟。如果真的那樣彩票管理者就應(yīng)該檢查彩票發(fā)行機(jī)制來改善情形了。

本文利用中國2007-2010年來省級(jí)彩票銷售量的面板數(shù)據(jù)，從總量分析上來研究人均收入對(duì)人均彩票銷售量的彈性，同時(shí)，指出總量分析在這種關(guān)系識(shí)別上存在的問題，通過一個(gè)特殊外生事件（春節(jié)效應(yīng)）的研究來對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行修正。

二、文獻(xiàn)綜述

在研究收入與彩票銷量關(guān)系的文獻(xiàn)中，按數(shù)據(jù)類型的不同，主要分為微觀分析和總量分析。前者是基于對(duì)彩票潛在購買者調(diào)查的微觀數(shù)據(jù)，通過一些例如Tobit一類的微觀計(jì)量模型，來研究包括收入、性別、年齡、種族、宗教等個(gè)體變量對(duì)彩票購買意愿以及購買量的影響。后者是基于地區(qū)，國家的宏觀總量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，例如人均收入、人均GDP、教育水平、貧困程度等變量，來研究對(duì)該國家或者地區(qū)總體彩票銷售量的影響。

微觀分析代表文獻(xiàn)中，F(xiàn)arrell和Walker（1999）利用基于英國微觀個(gè)體的面板數(shù)據(jù)，通過Tobit模型研究了收入、年齡等一些人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征對(duì)彩票購買者購買概率和購買量的影響，他們主要關(guān)注了價(jià)格彈性以及“二次反轉(zhuǎn)”（double rollover）對(duì)購買的影響。他們發(fā)現(xiàn)高的價(jià)格彈性和低的收入彈性。Rubenstein和Scafidi（2002）等通過美國Georgia洲1998年的微觀家庭抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)對(duì)該州教育彩票的購買偏好和最終用途進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)低收入和非白人家庭的購買量更高，但是高收入家庭在教育彩票的收益上更大。同類的研究還有Grotea和Mathesonb（2007）等。

總量分析的代表性文獻(xiàn)中，Mikesell（1994）研究了1983年倒1991年美國33個(gè)州的人均季度彩票銷售量與各州各種經(jīng)濟(jì)指標(biāo)間的關(guān)系，主要發(fā)現(xiàn)人均收入對(duì)人均彩票銷售量的平均收入彈性達(dá)到了3.9，失業(yè)率相對(duì)與人均彩票銷售量的彈性要低得多，只有0.054。但彩票的銷售量對(duì)失業(yè)率的變化是敏感的，失業(yè)率增加1%彩票銷售量增加0.17%。Mikesell同時(shí)指出研究結(jié)果也證實(shí)了在經(jīng)濟(jì)的衰退期，更多的人會(huì)感受更沉重的生活壓力，增加彩票的購買的假設(shè)。Garrett（2001）研究了1997年全球82個(gè)國家和地區(qū)的人均彩票銷售量和該國家地區(qū)的主要經(jīng)濟(jì)指標(biāo)間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)平均來看全球人均收入對(duì)人均彩票銷售量的收入彈性為1.347，比較各個(gè)大洲的情況，非洲為0.71，亞洲為1.31，北美為1.182，歐洲為1.681，南美最高為2.065。Garrett還研究了彩票銷售量占國家GDP的比重和各個(gè)國家或地區(qū)收入水平之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中低收入國家或地區(qū)彩票銷售量占國家GDP的比重較高，而低收入和高收入國家的比重較低，近似存在一種倒U型的模式。Coughlin和Garrett（2009）使用2005年美國七個(gè)州彩票數(shù)據(jù)，通過把收入分為名義收入、財(cái)富和轉(zhuǎn)移支付三類，分別考慮了它們對(duì)彩票收入的彈性，發(fā)現(xiàn)轉(zhuǎn)移支付的彈性最強(qiáng)，也暗示得到政府轉(zhuǎn)移支付更多的低收入人群購買了更多的彩票。

分析文獻(xiàn)我們發(fā)現(xiàn)，豐富的微觀數(shù)據(jù)能夠?qū)撛诓势辟徺I者的購買意愿和購買數(shù)量進(jìn)行精確的計(jì)量分析，而且大多數(shù)的結(jié)果和微觀經(jīng)濟(jì)學(xué)以及心理學(xué)的理論相吻合，即對(duì)樂透型的彩票，低收入人群，高生活壓力的人群是它的主要購買人群，彩票隨收入增加的邊際消費(fèi)傾向是遞減的，甚至從理論和現(xiàn)實(shí)中都存在低收入者購買彩票的絕對(duì)數(shù)量也會(huì)高于高收入者，比爾蓋茨很難為了中個(gè)五百萬而購買一張彩票。但是，對(duì)中國國內(nèi)的研究來說，由于我們還沒有完善的微觀數(shù)據(jù)收集系統(tǒng)，數(shù)據(jù)的缺失使這樣的研究很難嚴(yán)謹(jǐn)?shù)恼归_。所以，本文也采用的是總量分析的方法。但特別需要注意的是，總量分析卻存在一個(gè)嚴(yán)重的問題。僅僅估計(jì)到一個(gè)正的收入彈性，是無法說明單個(gè)個(gè)體會(huì)隨著收入的增加而增加彩票的消費(fèi)量。這是因?yàn)椋槍?duì)人均收入對(duì)人均彩票銷售量的彈性，總量分析得到的是一個(gè)地區(qū)一個(gè)個(gè)體平均意義下收入變化對(duì)彩票消費(fèi)的影響，但是如果該地區(qū)本身人均收入的差異很大，高的人均收入的地區(qū)伴隨著更多的低收入群體，總量分析的結(jié)果就可能有問題。極端的來講，一個(gè)高的彈性可能是大量的低收入者巨額的購買和少量的高收入者的零購買形成的，這樣平均意義下的彈性就沒有多少的實(shí)際意義。本文后面的工作就是不僅僅估計(jì)出人均收入對(duì)人均彩票銷售的彈性，還有通過總量數(shù)據(jù)來分析到底是流動(dòng)人口是否是彩票的主要消費(fèi)者。

三、研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)來源

首先，為了得到中國各個(gè)省、直轄市彩票的收入彈性，本文在Garrett（2001）的模型上構(gòu)建了彩票人均銷量與人均收入的計(jì)量模型。相對(duì)與Garrett（2001）的橫截面模型，本文通過中國2007年至2010年，中國大陸地區(qū)31個(gè)省、直轄市年度的彩票銷售數(shù)據(jù)和相應(yīng)的收入數(shù)據(jù)建立了面板模型。

…………（1）

（1）式中，表示指定省市i年份t的人均彩票銷售量，表示i省市年份t的人均GDP，表示i省市的截距，表示i省市的斜率，表示誤差項(xiàng)。

本文選擇的面板模型是參數(shù)滿足時(shí)間一致性的固定效應(yīng)模型，以為本文使用的數(shù)據(jù)是橫截面較長，時(shí)間維度較短的面板數(shù)據(jù)，從估計(jì)的角度參數(shù)容易滿足時(shí)間一致性；同時(shí)，本文使用的是全國所有省、直轄市的數(shù)據(jù)，本身就是總體，并且變量都是匯總后的總量數(shù)據(jù)，使用固定效應(yīng)模型建模更為自然。

在變量選擇上，本文用人均GDP來代表收入水平，是因?yàn)閲医y(tǒng)計(jì)局給出的收入指標(biāo)，分為了農(nóng)村人口的年度總收入和城鎮(zhèn)人口的年度可支配收入，并沒有一個(gè)統(tǒng)一的個(gè)人年度可支配收入，考慮到不同省市間城鄉(xiāng)差異較大，參考先前關(guān)于彩票收入彈性的研究（如Garrett（2001）），本文選擇了人均GDP來衡量各省市的收入水平。實(shí)際上，在研究中我們也嘗試選擇了上述兩個(gè)變量來進(jìn)行分析，估計(jì)結(jié)果并不改變本文的主要結(jié)論。

第二步，為了分析各個(gè)地區(qū)實(shí)際購買彩票人群的特征是否符合心理學(xué)及其相關(guān)研究的特征，本文關(guān)注了兩個(gè)問題，一個(gè)是一類特殊的人群，流動(dòng)人口。眾所周知，我國是一個(gè)流動(dòng)人口的大國，特別是改革開放后，中西部富余勞動(dòng)力大量的向東部移動(dòng)，加之我國特有的戶籍管理制度，東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)常年積聚了大量的流動(dòng)人口。這一部分社會(huì)群體是比較符合前面所談到的低收入，高生活壓力的特征，也就是說，他們按照理論分析應(yīng)該會(huì)有更高的彩票購買傾向。存在這樣的可能，在彩票收入彈性更高的地區(qū)，很可能是因?yàn)橛懈嗟牧鲃?dòng)人口，他們購買了更多的彩票，才產(chǎn)生了虛假的更高的收入彈性?；蛘哒f，高的彈性的一個(gè)重要原因之一是以為，在高收入的經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)地區(qū)聚集了更多的彩票潛在消費(fèi)者――流動(dòng)人口。但在，彩票銷售的總量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)中，卻并沒有購買者的統(tǒng)計(jì)信息，也就無法證明哪一部分彩票是這些流動(dòng)人員購買的。為了克服這個(gè)困難，本文又從時(shí)間維度上考慮，在一個(gè)特定的時(shí)間，大量的流動(dòng)人口會(huì)離開自己的暫居地――春節(jié)，具體的說主要是春節(jié)到元宵這一個(gè)時(shí)間段。一年一度的春運(yùn)高峰，正是這個(gè)現(xiàn)象的最好體現(xiàn)。如果前面的邏輯是正確的，那么在流動(dòng)人口集中度更大的地區(qū)，在除夕到元宵所在月份的人均彩票銷量會(huì)下降得更多，為了證實(shí)這個(gè)假設(shè)，本文建立了第二個(gè)模型：

…………（2）

（2）式中，表示各省市春節(jié)春節(jié)到元宵所在月份與上一月份的人均彩票銷售量的差，表示各省市流動(dòng)人口占總?cè)丝诘谋壤?/p>

各省市年度的彩票銷售數(shù)據(jù)來源于中國財(cái)政部網(wǎng)站，其余數(shù)據(jù)都來源于中國國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站。中國財(cái)政部網(wǎng)站上提供了2007年8月至今的省市各月度的以及當(dāng)年累計(jì)的彩票銷售數(shù)據(jù)，國家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站提供的是各省市年度人口、收入、GDP數(shù)據(jù)。因?yàn)?，全國第六次人口普查的詳?xì)數(shù)據(jù)還沒有公布，各省市流動(dòng)人口占總?cè)丝诘谋壤峭ㄟ^2005年全國1%人口抽查數(shù)據(jù)中統(tǒng)計(jì)的“全國按現(xiàn)住地分的戶口登記地在外省的人口”數(shù)據(jù)計(jì)算得到。人均彩票銷售量、人均GDP。

四、實(shí)證分析

首先，需要確定（1）式的具體形式。是相同截距，相同斜率；相同斜率，不同截距；還是不同斜率，不同截距的模型。本文先進(jìn)行了模型選擇的F檢驗(yàn)，F(xiàn)（60，62）=1.528，F(xiàn)（30，62）=1.634，所以，最后確定的（1）式的具體形式為，固定效應(yīng)變截距模型?？紤]到省級(jí)面板分析時(shí)，一般認(rèn)為存在異方差，所以在估計(jì)參數(shù)時(shí)我們選擇了截面加權(quán)的廣義最小二乘。

（1）式的最后估計(jì)結(jié)果為：

R2=0.96，DW=2.15，F(xiàn)=75.57，是每個(gè)省市截距對(duì)平均截距的偏離。整體的回歸效果比較理想。同時(shí)，對(duì)模型固定效應(yīng)進(jìn)行似然比檢驗(yàn)，LR=17.14，P

我們得到的彩票的收入彈性為1.06，同Garrett（2001）研究中得到的亞洲1.31的結(jié)果還是比較接近，考慮到Garrett提出的倒U型的收入彈性模式，以及其他大洲的數(shù)據(jù)，我們預(yù)計(jì)短期內(nèi)，收入彈性還有增加的可能，這對(duì)整個(gè)彩票市場(chǎng)都是一個(gè)利好的消息。但是，一個(gè)大于1的收入彈性似乎指出，隨著收入的不斷增加，購買彩票的量也會(huì)增加得更快，富人比窮人有更強(qiáng)的購買彩票的意愿，這顯然同我們平常的邏輯和心理學(xué)的相關(guān)研究相悖。正如我們前面分析的，一個(gè)平均意義下通過總量分析得到的收入彈性可能會(huì)掩蓋社會(huì)不同階層對(duì)彩票的不同需求。為了分析彩票購買者的人群結(jié)構(gòu)特點(diǎn)，接下來，我們又對(duì)（2）式進(jìn)行了估計(jì)。估計(jì)時(shí)，我們選擇了White異方差修正。

（2）式的最后估計(jì)結(jié)果為：

R2=0.38，DW=1.54，F(xiàn)=17.69。整個(gè)模型的R2偏低，原因很大在于流動(dòng)人口比例數(shù)據(jù)偏度較大達(dá)到了2.07，有不少省市的流動(dòng)人口占該省人口比例都很小，總體樣本的容量只有31個(gè)，一個(gè)較低的R2也比較自然。同時(shí)考慮到，在95%的置信度下DW值和總體線性的檢驗(yàn)都通過，（2）式的估計(jì)也是可以接受的。

最后得到流動(dòng)人口比例的系數(shù)為3.69，說明在春節(jié)期間，的確有大量的彩票銷量的下降是由于流動(dòng)人口的暫時(shí)離開造成的。也就是說，在平時(shí)流動(dòng)人口是彩票的一個(gè)非常重要的消費(fèi)群體。

篇9

民族文化旅游演藝產(chǎn)品以特色民族文化表演作為旅游產(chǎn)品的主要組成，以游客觀賞和互動(dòng)參與為主，以當(dāng)?shù)厣贁?shù)民族群眾為主體，由文化演藝公司策劃設(shè)計(jì)和投資運(yùn)營，表演節(jié)目反映某一少數(shù)民族的傳統(tǒng)文化精粹，展現(xiàn)少數(shù)民族地區(qū)的風(fēng)土人情和燦爛的民族文化．民族文化旅游演藝產(chǎn)品的形式多樣，包括舞臺(tái)表演、民俗活動(dòng)和民族節(jié)慶等形式．民族文化旅游演藝產(chǎn)品的文化內(nèi)涵豐富，表現(xiàn)形式多樣，一些民族文化旅游演藝產(chǎn)品還具有濃厚的原生態(tài)特征，因此，倍受廣大文化旅游者的青睞，具有一個(gè)很大的發(fā)展空間和發(fā)展?jié)摿Γ畯V西桂林依托獨(dú)具獨(dú)特的山水景觀和民族文化，通過提煉，整合地脈、文脈，將自然、人文、藝術(shù)、科技完美結(jié)合，設(shè)計(jì)開發(fā)了“印象劉三姐”實(shí)景演出，成為民族文化旅游演藝產(chǎn)品開發(fā)的經(jīng)典作品．“印象劉三姐”實(shí)景演出迎合和引領(lǐng)了現(xiàn)代旅游需求，徹底顛覆了桂林傳統(tǒng)的山水休閑觀光旅游“白天觀光，晚上睡覺”的時(shí)間模式，實(shí)現(xiàn)了“桂林旅游，陽朔住宿”的空間消費(fèi)模式的成功轉(zhuǎn)型．“印象劉三姐”實(shí)景演出的舞臺(tái)背景是桂林山水美景，體現(xiàn)的是壯族傳統(tǒng)民族文化和生活方式，展示了壯族的生產(chǎn)生活、民風(fēng)民俗、傳統(tǒng)服飾、歌舞文化和民族藝術(shù)．“印象劉三姐”實(shí)景演出借助現(xiàn)代演藝的精華，充分展現(xiàn)了壯族文化的民族性和時(shí)代性特征．民族性展現(xiàn)的是原生壯文化，是旅游吸引力的根本條件．時(shí)代性既體現(xiàn)了愛情自有歌唱的時(shí)代故事，又是適應(yīng)傳統(tǒng)文化的現(xiàn)代表現(xiàn)手段．在開發(fā)過程中，如何綜合利用旅游資源，正確處理與旅游目的地居民的關(guān)系，使“印象劉三姐”實(shí)景演出取得良好的社會(huì)效益，是值得考慮的問題．基于此，文中以“印象劉三姐”實(shí)景演出作為民族文化旅游演藝產(chǎn)品開發(fā)的典型案例，開展實(shí)證研究．

1研究述評(píng)

李永紅等最早提出了旅游演藝的概念［1］．與其他旅游形式的研究相比，旅游演藝研究還處于探索階段．目前，學(xué)術(shù)界對(duì)于旅游演藝的研究主要集中于旅游演藝的文化內(nèi)涵、資源價(jià)值、經(jīng)濟(jì)效應(yīng)、產(chǎn)品策劃等理論和實(shí)證研究［2－7］；旅游演藝產(chǎn)品的開發(fā)設(shè)計(jì)及營銷推廣方面的研究［8－11］；也不乏對(duì)旅游演藝產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的探索［12－13］；還有旅游人類學(xué)在研究民族文化旅游時(shí)對(duì)旅游演藝的文化內(nèi)涵和民族文化“舞臺(tái)化”問題的研究［14－16］．總體來說，現(xiàn)有研究對(duì)于旅游主體———游客的研究缺乏深度．文中從游客感知視角，探究游客對(duì)民族文化旅游演藝的感知與評(píng)價(jià)，進(jìn)一步加深旅游演藝相關(guān)研究．

2指標(biāo)體系構(gòu)建

民族文化旅游演藝產(chǎn)品游客感知評(píng)價(jià)體系構(gòu)建對(duì)于研究至關(guān)重要．文中以感知績效理論［17］和感知價(jià)值理論［18－20］作為理論基礎(chǔ)，構(gòu)建游客感知評(píng)價(jià)體系（表1）．Tse等認(rèn)為無論旅游者對(duì)旅游地的期望值有多大，旅游者的滿意度取決于在旅游地的實(shí)際感知［18］．Gale等提出感知價(jià)值包括產(chǎn)品、服務(wù)、個(gè)人和形象方面的價(jià)值，以及金錢、時(shí)間、體力和精力方面的成本［19］．Sweeney等認(rèn)為消費(fèi)者的情感價(jià)值是感知價(jià)值的重要組成［20］．文中評(píng)價(jià)指標(biāo)采用李克特量表來測(cè)度［21］．

3研究方法與數(shù)據(jù)采集

因子分析法是分析因子內(nèi)部依存關(guān)系的統(tǒng)計(jì)分析法［22］．針對(duì)旅游者的感知，影響因素眾多，因子分析法能夠在眾多因素中提煉主要因素，簡化問題．因此，文中采用因子分析法中的主成分分析方法，探究民族文化旅游演藝產(chǎn)品游客感知的主要影響因素．與此同時(shí)，研究還采用統(tǒng)計(jì)學(xué)分析方法t檢驗(yàn)和單因子變異系數(shù)分析，針對(duì)不同類型的旅游者的特征與游客感知評(píng)價(jià)因子進(jìn)行差異化分析，探究不同類型旅游者民族文化旅游演藝產(chǎn)品游客感知的主要因素．由于涉及到民族文化旅游演藝產(chǎn)品游客感知的所有評(píng)價(jià)指標(biāo)均為軟指標(biāo)，因此，關(guān)于民族文化旅游演藝產(chǎn)品游客感知研究必須進(jìn)行實(shí)地調(diào)研，在調(diào)研基礎(chǔ)之上設(shè)計(jì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，采用統(tǒng)計(jì)學(xué)問卷調(diào)查方法對(duì)評(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行賦值．2011年9月30日—10月5日，以“印象劉三姐”實(shí)景演出為樣本，開展實(shí)地調(diào)查和問卷調(diào)查．發(fā)放問卷400份，其中有效問卷占91％．

4研究結(jié)果

4．1游客感知影響因素

使用SPSS15．0統(tǒng)計(jì)軟件，對(duì)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，測(cè)度量表信度的Cronbachα系數(shù)，表明問卷調(diào)查數(shù)據(jù)可靠性高，KMO統(tǒng)計(jì)量、巴特勒球形檢驗(yàn)值均適合采用因子分析方法（表2）．對(duì)24項(xiàng)描述項(xiàng)進(jìn)行共同度檢驗(yàn)，剔除共同度小于0．4的描述項(xiàng)．然后，進(jìn)行方差最大化旋轉(zhuǎn)，公因子提取按照特征值大于1提取的原則，共提取出5個(gè)公因子，累計(jì)解釋方差為61．784％，公因子分別命名為“魅力性”、“知識(shí)性”、“傳統(tǒng)性”、“娛樂性”和“真實(shí)性”．

4．2不同人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征游客偏好

對(duì)不同人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征游客的偏好進(jìn)行比較分析（表3.在性別方面，女性游客對(duì)“印象劉三姐”實(shí)景演出的評(píng)價(jià)高于男性游客；在魅力性因子（P＝0．042）、娛樂性因子（P＝0．031）上，男女游客存在顯著性差異．從旅游心理學(xué)的角度可以發(fā)現(xiàn)，女性在外部刺激發(fā)生時(shí)在思想感情方面比男性更加易于受到影響和感染．女性游客在觀賞“印象劉三姐”實(shí)景演出時(shí)，比男性游客受到更加強(qiáng)烈的感染，而男性游客相對(duì)于女性游客更加理性一些，更加容易控制感情，更加客觀地做出評(píng)價(jià)．t檢驗(yàn)分析結(jié)果顯示，男性游客均值均低于女性游客，這一分析結(jié)果與實(shí)際情況比較接近．對(duì)年齡、受教育程度、職業(yè)變量進(jìn)行單因子變異系數(shù)分析（One－wayANOVA）與Sheffe事后差異性檢驗(yàn)分析，分析結(jié)果顯示，在年齡變量中，魅力性因子（P＝0．009）、傳統(tǒng)性因子（P＝0．007）均存在顯著性差異．在魅力性方面，游客年齡越小，對(duì)“印象劉三姐”實(shí)景演出的魅力性越表現(xiàn)出比較濃厚的興趣．伴隨年齡的增長，均值逐漸降低，50歲以上旅游群體的均值較低．青年旅游者在觀賞演出時(shí)更加注重場(chǎng)景的設(shè)計(jì)，注重演出的舞臺(tái)效果，表演的美觀性．這一旅游群體的好奇心比中老年游客要強(qiáng)，對(duì)新事物的興趣濃厚，因此在“印象劉三姐”實(shí)景演出的魅力性上有較高的認(rèn)同值．36歲以上中老年人在傳統(tǒng)性因子上的認(rèn)同度高于36歲以下的青年人，主要原因是中老年游客更加注重民族文化的傳統(tǒng)性，“印象劉三姐”實(shí)景演出所蘊(yùn)含的深厚民族文化積淀對(duì)中老年人有著更大的吸引力．在受教育程度變量中，知識(shí)性因子（P＝0．004）、傳統(tǒng)性因子（P＝0．000）存在顯著性差異．本科學(xué)歷的旅游者對(duì)知識(shí)性、傳統(tǒng)性的認(rèn)可程度比研究生和本科以下學(xué)歷的旅游者要高一些．主要原因是旅游者的受教育程度差異，導(dǎo)致旅游者對(duì)民族文化旅游演藝產(chǎn)品的認(rèn)知和評(píng)判水平存在差別．本科以下學(xué)歷的旅游者，由于其知識(shí)儲(chǔ)量有限，對(duì)“印象劉三姐”實(shí)景演出的理解與接受都有一定限制，因此，他們對(duì)“印象劉三姐”實(shí)景演出知識(shí)性和傳統(tǒng)性的認(rèn)同低于本科學(xué)歷的游客．而像研究生這樣一個(gè)高學(xué)歷的旅游者群體中一些游客見多識(shí)廣，在不同的地區(qū)觀賞過各類文化表演活動(dòng)，具有民族文化旅游方面的淵博知識(shí)，比其他學(xué)歷的游客對(duì)民族文化旅游演藝產(chǎn)品認(rèn)識(shí)更加深刻，評(píng)價(jià)能力也比較強(qiáng)，因此，這一旅游群體對(duì)“印象劉三姐”實(shí)景演出的態(tài)度會(huì)更加理性化，評(píng)價(jià)也具有一定的深度．由于知識(shí)儲(chǔ)備較大，對(duì)旅游的評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)比較高，對(duì)文化旅游產(chǎn)品的要求也較高，所以，這一旅游群體對(duì)“印象劉三姐”實(shí)景演出知識(shí)性和傳統(tǒng)性的認(rèn)同感要低于大專及本科學(xué)歷的游客．職業(yè)變量中，傳統(tǒng)性因子（P＝0．026）、知識(shí)性因子（P＝0．013）均存在顯著性差異．公務(wù)員、企事業(yè)單位人員、專業(yè)技術(shù)人員和離退休人員在傳統(tǒng)性因子、知識(shí)性因子的認(rèn)可度高于私營企業(yè)人員、學(xué)生和其他職業(yè)者，主要原因是職業(yè)差異．在我國行政事業(yè)單位工作的公務(wù)人員和專業(yè)技術(shù)人員的文化層次較高，更加注重“印象劉三姐”實(shí)景演出的傳統(tǒng)性，他們?cè)陂啔v、知識(shí)和對(duì)文化的認(rèn)識(shí)水平要比私營企業(yè)人員、學(xué)生和其他職業(yè)者更高，對(duì)民族文化的傳統(tǒng)性有更高的要求．

5游客感知分析

1）通過游客的感知，發(fā)現(xiàn)民族文化旅游演藝產(chǎn)品受到魅力性、知識(shí)性、傳統(tǒng)性、娛樂性、真實(shí)性5個(gè)主要因素的影響．在民族文化旅游演藝產(chǎn)品策劃、設(shè)計(jì)和市場(chǎng)推廣中，應(yīng)當(dāng)選取優(yōu)秀民族文化的精粹，將5大要素作為民族文化旅游演藝產(chǎn)品開發(fā)的靈魂，抓住旅游市場(chǎng)需求和游客求新探奇的心理需求，轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的“閉門造車”的產(chǎn)品開發(fā)設(shè)計(jì)觀念，深入探察旅游市場(chǎng)需求和游客的旅游心理需求，理論與實(shí)際緊密結(jié)合，傳統(tǒng)與現(xiàn)代有機(jī)結(jié)合，用現(xiàn)代人的審美觀去審視民族傳統(tǒng)文化．但是也不能隨意篡改民族傳統(tǒng)文化的真正內(nèi)涵，應(yīng)當(dāng)在民族傳統(tǒng)文化向民族文化旅游演藝產(chǎn)品轉(zhuǎn)化的過程中，在民族文化的表現(xiàn)形式上適當(dāng)加入一些現(xiàn)代文化元素，用現(xiàn)代化的表現(xiàn)手法去創(chuàng)作并刻畫民族文化．創(chuàng)作的基礎(chǔ)必須是傳統(tǒng)的民族文化，應(yīng)當(dāng)表現(xiàn)民族傳統(tǒng)文化的真實(shí)內(nèi)涵，不能憑空設(shè)想和自由創(chuàng)造．另外，從游客感知評(píng)價(jià)的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，真實(shí)性對(duì)民族文化旅游演藝產(chǎn)品的影響不及魅力性、知識(shí)性、傳統(tǒng)性和娛樂性突出．究其原因，是在新的時(shí)代背景下，我國城市化和現(xiàn)代化的步伐不斷加快，特別是西部少數(shù)民族地區(qū)在西部大開發(fā)、大發(fā)展的過程中，生活生產(chǎn)方式和傳統(tǒng)的民風(fēng)民俗都在悄然演變，在少數(shù)民族聚居區(qū)已經(jīng)難以尋覓到原生態(tài)的少數(shù)民族文化．因此，應(yīng)當(dāng)認(rèn)識(shí)到保護(hù)和傳承民族傳統(tǒng)文化已迫在眉睫，特別是少數(shù)民族非物質(zhì)文化遺產(chǎn)的保護(hù)更是緊迫，培養(yǎng)少數(shù)民族非物質(zhì)文化遺產(chǎn)傳承人是當(dāng)務(wù)之急．除了非物質(zhì)文化遺產(chǎn)，少數(shù)民族物質(zhì)文化遺產(chǎn)的保護(hù)也異常艱巨．少數(shù)民族地區(qū)工業(yè)化和城鎮(zhèn)化的加速發(fā)展，每天都有少數(shù)民族古村落和古民居成為現(xiàn)代高樓和工廠．因此，民族文化旅游演藝與現(xiàn)實(shí)生活之間的距離不斷拉大，民族文化旅游演藝的真實(shí)性也很成問題．2）在觀賞“印象劉三姐”實(shí)景演出的游客中，不同人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的游客對(duì)“印象劉三姐”實(shí)景演出的評(píng)價(jià)存在顯著的差異．在性別方面，女性游客對(duì)“印象劉三姐”實(shí)景演出的評(píng)價(jià)高于男性游客，說明女性旅游市場(chǎng)的潛力巨大．在今后民族文化旅游演藝市場(chǎng)的開發(fā)和推廣中，應(yīng)當(dāng)加大女性旅游市場(chǎng)的宣傳和推介，針對(duì)女性旅游市場(chǎng)開發(fā)適銷對(duì)路的民族文化旅游演藝產(chǎn)品．年齡方面，青年游客對(duì)演出的魅力性評(píng)價(jià)比中老年游客高，而中老年游客則對(duì)演出的傳統(tǒng)性有較高的評(píng)價(jià)．所以，在今后的民族文化旅游演藝開發(fā)與設(shè)計(jì)中，針對(duì)青年旅游市場(chǎng)要更加注重魅力性方面的開發(fā)與設(shè)計(jì)，對(duì)于中老年旅游市場(chǎng)要更加突出其文化品味的提升．在學(xué)歷方面，本科學(xué)歷的游客比其他學(xué)歷的游客對(duì)演出的知識(shí)性和傳統(tǒng)性有著更高的認(rèn)同度，本科學(xué)歷的旅游者應(yīng)當(dāng)為民族文化旅游演藝產(chǎn)品追逐的重要目標(biāo)．隨著我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)的快速發(fā)展，公民的受教育水平逐步提升，這一細(xì)分市場(chǎng)的規(guī)模會(huì)越來越大，與此同時(shí)，這一旅游群體的收入水平也比較高，旅游消費(fèi)的潛力巨大，這一旅游群體將是未來民族文化旅游演藝產(chǎn)品的最大客戶群．這一旅游群體的文化水平較高，對(duì)文化的鑒賞能力較強(qiáng)，對(duì)旅游產(chǎn)品的要求也較高，所以，要滿足這一旅游群體的旅游需求就必須提升旅游產(chǎn)品的檔次和品位．職業(yè)方面，公務(wù)員、企事業(yè)單位人員、專業(yè)技術(shù)人員和離退休人員對(duì)民族文化旅游演藝產(chǎn)品的傳統(tǒng)性比較熱衷，同時(shí)他們對(duì)民族文化旅游演藝的知識(shí)性要求也比較高，所以針對(duì)這一細(xì)分市場(chǎng)要注重民族文化旅游演藝知識(shí)性和傳統(tǒng)性方面的宣傳與促銷．上述研究表明，民族文化旅游演藝產(chǎn)品的開發(fā)設(shè)計(jì)和營銷推廣要緊扣旅游細(xì)分市場(chǎng)的需求，特別是要針對(duì)不同人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征的游客，開發(fā)更具針對(duì)性的適銷對(duì)路的旅游產(chǎn)品．

6討論與展望

6．1討論

國內(nèi)學(xué)者在民族文化旅游研究方面，更多地采用田野調(diào)查的研究方法，研究結(jié)論的主觀色彩較為明顯．同時(shí)，研究方法多以定性描述為主，較少采用數(shù)理分析方法，對(duì)民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)、營銷推廣、經(jīng)營管理等研究缺乏直觀性和說服力．文中從游客感知的視角，分析民族文化旅游演藝產(chǎn)品的主要影響因素，并借助“印象劉三姐”實(shí)景演出案例構(gòu)建民族文化旅游演藝產(chǎn)品游客感知評(píng)價(jià)體系，并將主成分分析、單因子變異系數(shù)分析和Sheffe事后差異性檢驗(yàn)分析方法運(yùn)用于民族文化旅游游客感知方面的研究，為今后民族文化旅游產(chǎn)品游客感知評(píng)價(jià)體系和產(chǎn)品開發(fā)提供了思路．

6．2展望

1）通過“印象劉三姐”實(shí)景演出創(chuàng)意旅游產(chǎn)品的調(diào)查研究，發(fā)現(xiàn)民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)應(yīng)當(dāng)注重創(chuàng)意開發(fā)．民族文化旅游資源的內(nèi)容豐富，開發(fā)、拓展的空間廣闊，深入挖掘民族文化旅游資源的文化內(nèi)涵，在展現(xiàn)民族傳統(tǒng)文化真實(shí)性的同時(shí)加入一些現(xiàn)代元素，將是民族文化旅游創(chuàng)意開發(fā)的發(fā)展方向．2）通過“印象劉三姐”實(shí)景演出創(chuàng)意旅游產(chǎn)品的游客感知調(diào)查進(jìn)一步明確，民族文化旅游產(chǎn)品的策劃、設(shè)計(jì)的終極目標(biāo)就是最大限度滿足游客的旅游需求．民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)要在保護(hù)民族傳統(tǒng)文化的前提條件下，把握旅游市場(chǎng)需求．要深入了解不同性別、不同收入、不同年齡、不同學(xué)歷、不同職業(yè)游客的旅游消費(fèi)偏好，在準(zhǔn)確定位游客群的情況下確定民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)方向．3）民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)要把握好民族文化的真實(shí)性和傳統(tǒng)性．任何脫離實(shí)際的文化創(chuàng)意旅游產(chǎn)品都是缺乏生命力的，只有那些深深植根于少數(shù)民族群眾真實(shí)生活環(huán)境的民族文化創(chuàng)意旅游產(chǎn)品才會(huì)閃爍出奪目的光彩．因此，民族文化旅游產(chǎn)品的開發(fā)一定要接地氣，不能憑空設(shè)想，真實(shí)性和傳統(tǒng)性是民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)永恒不變的主題，也是民族文化旅游產(chǎn)品創(chuàng)意開發(fā)的基礎(chǔ)．

參考文獻(xiàn)：

［1］李永紅，唐學(xué)深．“蜀鳳”《蜀魂》雙星輝映［J］．中國西部，2001（3）：45．

［2］朱立新．中國當(dāng)代的旅游演藝［J］．社科縱橫，2010（4）：96．

［3］李幼常．國內(nèi)旅游演藝研究［D］．成都：四川師范大學(xué)，2007．

［4］朱立新．中國古代的旅游演藝［J］．社科縱橫，2009（12）：97．

［5］徐世丕．旅游演藝對(duì)我國傳統(tǒng)演出市場(chǎng)的沖擊和拓展［J］．中國戲劇，2008（9）：14．

［6］趙潔．體驗(yàn)經(jīng)濟(jì)視角下的旅游演藝產(chǎn)品開發(fā)［J］．內(nèi)蒙古科技與經(jīng)濟(jì)，2010（20）：36．

［7］李炎，王佳．文化消費(fèi)語境與民族歌舞藝術(shù)的發(fā)展［J］．思想戰(zhàn)線，2010（1）：118．

［8］王昂，陳亮．旅游文藝演出產(chǎn)品體驗(yàn)營銷初探［J］．中國集體經(jīng)濟(jì)，2009（28）：78．

［9］覃雯．旅游目的地民俗文化資源營銷創(chuàng)新研究［J］．財(cái)經(jīng)問題研究，2010（4）：116．

［10］劉曉璐．旅游演藝產(chǎn)業(yè)營銷戰(zhàn)略研究［D］．上海：上海師范大學(xué)，2009：37．

［11］弗朗索瓦•科爾伯特．文化產(chǎn)業(yè)：營銷與管理［M］．高福進(jìn)，譯．上海：上海人民出版社，2002．

［12］湯蓓華，楊衛(wèi)武．上海旅游演藝產(chǎn)業(yè)組織分析［J］．青島酒店管理職業(yè)技術(shù)學(xué)院學(xué)報(bào)，2010（2）：19．

［13］劉艷蘭．實(shí)景演藝：旅游業(yè)態(tài)創(chuàng)新及其擴(kuò)散研究［D］．上海：上海師范大學(xué)，2009．

［14］田美蓉，保繼剛．游客對(duì)歌舞旅游產(chǎn)品真實(shí)性評(píng)判研究———以西雙版納族歌舞為例［J］．桂林旅游高等?？茖W(xué)校學(xué)報(bào)，2005（1）：12．

［15］徐紅罡，田美蓉．少數(shù)民族歌舞旅游產(chǎn)品管理模型初探———以貴州黔東南苗族侗族為例［J］．貴州民族研究，2004，24（2）：136．

［16］吳克祥．旅游商品開發(fā)與文化因素［J］．旅游學(xué)刊，1994，9（3）：38．

［17］TSEDK，WILTONPC．Modelsofconsumersatisfaction：anextension［J］．JournalofMarketingResearch，1988，25（5）：204．

［18］GALEBT．ManagingCustomerValue：CreatingQualityandServiceThatCustomersCanSee［M］．NewYork：FreePress，1994．

［19］科特勒．營銷管理［M］．第11版．梅清豪，譯．上海：上海人民出版社，2003．

篇10

改革開放至今，中國就業(yè)人口素質(zhì)發(fā)生了極大的變化，并深深地影響著中國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。本文立足于對(duì)就業(yè)人口素質(zhì)和經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究得出其間有較強(qiáng)的正相關(guān)性。因此，政府在加快經(jīng)濟(jì)建設(shè)過程的同時(shí)要加大對(duì)教育的投入，使社會(huì)進(jìn)入人口素質(zhì)促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，經(jīng)濟(jì)發(fā)展提升人口素質(zhì)的良性循環(huán)中。

二、研究現(xiàn)狀

國內(nèi)外對(duì)人口素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究主要有兩大方向。

第一，對(duì)人口素質(zhì)定量分析的研究。屈云龍和許燕(2010)在借鑒“人口素質(zhì)指數(shù)”（PQLI）三大指標(biāo)的基礎(chǔ)上，將人口素質(zhì)劃分為身體素質(zhì)、文化素質(zhì)和勞動(dòng)技能素質(zhì)三大方面，并在每個(gè)方面中給出了具體的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)。然后用主成因分析法計(jì)算和分析了江蘇省的人口素質(zhì)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)各省轄市人口素質(zhì)發(fā)展?fàn)顩r存在明顯差異。肖周燕(2007)將人口素質(zhì)分為身體素質(zhì)水平、文化素質(zhì)水平、勞動(dòng)技能素質(zhì)水平和道德素質(zhì)水平四個(gè)方面，并確定了各個(gè)方面的具體指標(biāo)。在此基礎(chǔ)上，用AHP（層次分析法）評(píng)價(jià)人口素質(zhì)水平。張強(qiáng)和錢建明(1993)選用標(biāo)準(zhǔn)化總死亡率、嬰兒死亡率、12歲以上人口的識(shí)字率及人均工農(nóng)業(yè)總產(chǎn)值四個(gè)指標(biāo)，用多維標(biāo)度法評(píng)價(jià)了我國10個(gè)少數(shù)民族的人口素質(zhì)。錢金平(2001)選取了平均壽命、維爾威克指數(shù)、智商、非殘疾比重，6歲及以上人員大學(xué)、中學(xué)、非文盲比重等7個(gè)指標(biāo)及其權(quán)值分配方案，運(yùn)用灰色系統(tǒng)理論方法，綜合定量評(píng)價(jià)了人口素質(zhì)。張強(qiáng)，張霜紅，錢建明和張菊英(2003)選取了出生時(shí)預(yù)期壽命、人均工農(nóng)業(yè)產(chǎn)值、嬰兒死亡率、生育率、15歲以上人口識(shí)字率等5個(gè)指標(biāo)，利用灰關(guān)聯(lián)聚類法對(duì)我國14個(gè)主要少數(shù)民族的人口素質(zhì)進(jìn)行了聚類分析和評(píng)價(jià)，并探討了此方法的特點(diǎn)和效果。

第二，對(duì)人口素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的研究。沈百福和杜曉利從人均受教育年限與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系、各級(jí)教育的人口比例與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平兩個(gè)角度考查了人口素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系。張邦輝,譚偉和鄧淼從人力資本角度，運(yùn)用人均受教育年限法度量了中國各地區(qū)不同年份的勞動(dòng)力受教育狀況，并用聚類和線性回歸法分析了近20多年來中國各地區(qū)人均受教育年限與經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)系。宋光輝[通過關(guān)注研究教育與經(jīng)濟(jì)增長作用的重要文獻(xiàn),發(fā)現(xiàn)對(duì)教育與經(jīng)濟(jì)增長關(guān)系的認(rèn)識(shí)經(jīng)歷了四個(gè)階段，20世紀(jì)60年代的重視階段，70年代的爭論和置疑階段，80年代的理性回歸階段和90年代以來的重拾信心階段。程前昌依據(jù)1994年~2006年經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與人口文化素質(zhì)的統(tǒng)計(jì)資料，選取人均GDP和接受過不同教育程度的人口比重作為經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和人口文化素質(zhì)的衡量指標(biāo)，對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平與人口文化素質(zhì)進(jìn)行相關(guān)分析。黃春燕運(yùn)用SPSS軟件對(duì)人口素質(zhì)指數(shù)EDI和GDP進(jìn)行相關(guān)分析和回歸分析，求得GDP增長的預(yù)測(cè)模型。

三、我國人口素質(zhì)的實(shí)證分析

1.人口素質(zhì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建。在本文中，筆者把人口素質(zhì)劃分為身體素質(zhì)、文化素質(zhì)與勞動(dòng)技能素質(zhì)三個(gè)方面，在每個(gè)方面中，選取了具體的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)，最終構(gòu)建了我國人口素質(zhì)的綜合評(píng)價(jià)體系，如圖1所示。

(1)身體素質(zhì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。身體素質(zhì)是人口素質(zhì)的最基本方面，它嚴(yán)重影響著其他各方面素質(zhì)的提高。在對(duì)人口身體素質(zhì)的衡量中，筆者選取了嬰兒死亡率（‰）（x1）、5歲以下兒童死亡率（‰）（x2）、勞動(dòng)年齡人口比例（%）（x3）、傳染病發(fā)病率（甲乙類法定報(bào)告?zhèn)魅静“l(fā)病率）（1/10萬）（x4）、患病死亡率（甲乙類法定報(bào)告?zhèn)魅静〔∷缆剩?）（x5）這五個(gè)指標(biāo)構(gòu)建了身體素質(zhì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。這5個(gè)指標(biāo)的數(shù)據(jù)都來自于《中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì)年鑒》。

(2)文化素質(zhì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。筆者選取了大學(xué)毛入學(xué)率（%）（x6）、未上過小學(xué)的人數(shù)占總?cè)丝诘陌俜直龋?）（x7）、每十萬人在校大學(xué)生人數(shù)（x8）和人均受教育年限（x9）這四個(gè)具體指標(biāo)來綜合評(píng)價(jià)人口文化素質(zhì)。其中，x6的數(shù)據(jù)來自于《中國教育統(tǒng)計(jì)年鑒》，x7和x8的具體數(shù)據(jù)來自于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，x9的數(shù)據(jù)由《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》的數(shù)據(jù)計(jì)算而得。

(3)勞動(dòng)技能素質(zhì)評(píng)價(jià)指標(biāo)體系。勞動(dòng)技能素質(zhì)的高低決定了一個(gè)國家生產(chǎn)效率的高低，嚴(yán)重影響著這個(gè)國家的技術(shù)水平和綜合競(jìng)爭力。本文選取了每千人從事研究與發(fā)展的科學(xué)家和工程師數(shù)（單位：萬人年）（x10）、每萬人專利批準(zhǔn)申請(qǐng)量（國內(nèi)專利申請(qǐng)授權(quán)數(shù)）（x11）和從業(yè)中大中專及以上人口比例（%）（x12）來綜合評(píng)價(jià)我國的勞動(dòng)技能素質(zhì)水平。其中，x10和x11的數(shù)據(jù)來源于《中國科技統(tǒng)計(jì)年鑒》，x12的數(shù)據(jù)來源于《中國人口統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.我國人口素質(zhì)水平的主成分分析。本文選取的一些數(shù)據(jù)不是比率數(shù)據(jù)，首先利用SPSS17.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。接著對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化的數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，經(jīng)過KMO與巴特利特球形檢驗(yàn)得到，KMO為0.629，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為386.465，自由度為66，p值為0.000，這說明數(shù)據(jù)適合做因子分析。

運(yùn)用SPSS17.0進(jìn)行主成分分析，得到各主成分的方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率如表1所示。在此，根據(jù)以下兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)提取公共因子：第一，特征值大于1；第二，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率大于80%。由表1可以看出，第一個(gè)公共因子的特征值為10.705，遠(yuǎn)大于1，且它的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為89.212%，大于80%的標(biāo)準(zhǔn)。據(jù)此，可以認(rèn)為第一個(gè)公共因子基本描述了所有變量的變化，因此提取的公共因子為1個(gè)。

表2為因子載荷矩陣，它能夠說明提取的公共因子在各變量上的載荷。從表中可以看出，提取的公共因子對(duì)所有變量都有載荷，且載荷絕對(duì)值大多數(shù)都大于0.9，這說明提取的主成分從各個(gè)方面綜合衡量了我國的人口素質(zhì)，代表了我國的人口素質(zhì)狀況，因此將提取的主成分命名為“人口素質(zhì)綜合因子”。

因?yàn)樘崛〉闹鞒煞种挥幸粋€(gè)，所以這個(gè)主成分的因子得分就是綜合得分，綜合得分如表3所示。

四、我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的實(shí)證分析

1.經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平評(píng)價(jià)指標(biāo)體系的構(gòu)建

在本文中，選取人均GDP（y1）、貨幣供給量（y2）、中國歷年人均收入水平（美元）（y3）、財(cái)政收入（萬元）（y4）、進(jìn)出口差額（億美元）（y5）和全社會(huì)固定資產(chǎn)投資（億元）（y6）來綜合衡量我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。其中，y1、y2、y4、y5和y6的數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》，y3的數(shù)據(jù)來源于《世界銀行統(tǒng)計(jì)年鑒》。

2.我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的主成分分析

首先用SPSS17.0對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理。接著對(duì)標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析，經(jīng)過KMO與巴特利特球形檢驗(yàn)得到，KMO為0.659，Bartlett球形檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為260.088，自由度為15，p值為0.000，這說明數(shù)據(jù)適合做因子分析。

運(yùn)用SPSS17.0進(jìn)行主成分分析，以特征值大于1和累計(jì)方差貢獻(xiàn)率大于80%為標(biāo)準(zhǔn)提取公共因子。得到各主成分的方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率如表4所示。從表中可以看出，第一個(gè)公共因子的特征值為5.784，遠(yuǎn)大于1，且它的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為96.407%。據(jù)此，可以認(rèn)為第一個(gè)公共因子基本描述了所有變量的變化，因此提取的公共因子為1個(gè)。

從表5的因子載荷矩陣中可以看出，提取的公共因子對(duì)所有變量都有載荷，且在六個(gè)變量上的載荷值都大于0.9，這說明提取的主成分綜合反映了我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此將提取的主成分命名為“經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合因子”。

注：Zscore(人均GDP)表示人均GDP的標(biāo)準(zhǔn)化值，其余類似。

同樣，因?yàn)樘崛〉闹鞒煞种挥幸粋€(gè)，所以這個(gè)主成分的因子得分就是綜合得分，綜合得分如表3所示。

五、我國人口素質(zhì)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平關(guān)系的實(shí)證分析

現(xiàn)在分析我國人口素質(zhì)水平與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的關(guān)系。從上面的分析可知，在對(duì)人口素質(zhì)和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的主成分分析中，我們都分別提取了一個(gè)主成分，且這個(gè)主成分綜合評(píng)價(jià)了我國的人口素質(zhì)水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，因此在這里用“人口素質(zhì)綜合因子”和“經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合因子”來代表我國的人口素質(zhì)水平和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平。作出人口素質(zhì)水平綜合因子得分與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合因子得分的走勢(shì)圖，發(fā)現(xiàn)二者都具有明顯的上升趨勢(shì)。

運(yùn)用SPSS17.0對(duì)人口素質(zhì)綜合因子和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合因子進(jìn)行相關(guān)性分析，得出兩者的Pearson系數(shù)為0.956，雙側(cè)顯著性水平為0.000，在時(shí)通過檢驗(yàn)，具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。因此可知，二者具有高度相關(guān)性，可以進(jìn)行回歸分析。

做出人口素質(zhì)綜合因子和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合因子的散點(diǎn)圖，如圖3所示。從圖上可以看出，二者具有明顯的線性關(guān)系，因此要對(duì)它們作線性回歸分析。為了簡便起見，用ECOD表示經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合因子，用PQL表示人口素質(zhì)綜合因子。設(shè)二者的回歸方程為

用EVIEWS6.0進(jìn)行回歸分析，得出二者的回歸方程式為

Std. （0.0888） （0.0853）

在此回歸方程中，， ，這說明回歸方程的擬合程度較好，此回歸模型是可信的。

通過分析以上回歸模型可以得知，我國人口素質(zhì)水平對(duì)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平起著非常重要的作用。其中，人口素質(zhì)綜合因子每增加一個(gè)單位，國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平綜合因子增加0.9557個(gè)單位。因此，我國應(yīng)該大力提高人口素質(zhì)，以促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)又好又快發(fā)展。

六、政策建議

根據(jù)以上分析，我們可以得出人口素質(zhì)的提高對(duì)經(jīng)濟(jì)增長有很大的促進(jìn)作用。而人口素質(zhì)又由身體素質(zhì)、文化素質(zhì)以及勞動(dòng)技能素質(zhì)構(gòu)成，因此，我們可以從這三個(gè)方面為中國經(jīng)濟(jì)更好的發(fā)展提供以下幾條政策建議。

1.身體素質(zhì)方面。身體素質(zhì)的提高依賴于兩個(gè)方面，一是提高國家醫(yī)療水平，二是加強(qiáng)國民體育鍛煉。因此政府應(yīng)該從這兩個(gè)方面著手，在醫(yī)療方面積極鼓勵(lì)新藥研發(fā)，改革醫(yī)院現(xiàn)存的各種弊制，讓人民群眾都能“看得上病、看得起病、看得好病”；在國民體育鍛煉方面，政府應(yīng)該加大對(duì)居民區(qū)體育設(shè)施的投資建設(shè)，深入促進(jìn)國家體育事業(yè)的發(fā)展，并以提升國民整體身體素質(zhì)為最終目的。

2.文化素質(zhì)方面。文化素質(zhì)的提高依賴于教育的繼續(xù)深入擴(kuò)展，因此，政府應(yīng)該繼續(xù)堅(jiān)持中國教育的擴(kuò)展政策，促進(jìn)教育事業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。同時(shí)重視教育分配問題，一是合理調(diào)整三級(jí)教育投入比，二是縮小城鄉(xiāng)、地區(qū)、群體之間的受教育程度差距，重點(diǎn)在于調(diào)整城鄉(xiāng)二元結(jié)構(gòu)背景下教育政策的偏向。

3.勞動(dòng)技能素質(zhì)方面。勞動(dòng)技能素質(zhì)的提高依賴于受高程度教育者的產(chǎn)出提高。因此，政府應(yīng)該用政策鼓勵(lì)科研活動(dòng)，在科研環(huán)境方面，支持學(xué)者潛心鉆研學(xué)術(shù)，調(diào)整科研經(jīng)費(fèi)分配體制，著重培養(yǎng)思想活躍的年輕人；在科研體制方面，引入以支持人為主的科研支持方式，為科研者特別是青年科研者提供良好的科研條件，同時(shí)逐步完善《專利法》、《知識(shí)產(chǎn)權(quán)法》等法律。

參考文獻(xiàn)：

[1]屈云龍,許燕.主成分分析法在人口素質(zhì)評(píng)價(jià)中的應(yīng)用——以江蘇省為例[J].南京人口管理干部學(xué)院學(xué)報(bào),2010(2):56-61

[2]肖周燕.AHP法在人口素質(zhì)評(píng)價(jià)中的應(yīng)用研究[J].西北人口,2007(1):7-10

[3]張強(qiáng),錢建明.用多維標(biāo)度法評(píng)價(jià)中國少數(shù)民族人口素質(zhì)[J].中國衛(wèi)生統(tǒng)計(jì),1993(6):1-4

[4]錢金平.人口素質(zhì)灰色綜合評(píng)價(jià)方法的研究[J].中國人口科學(xué),2001(3):66-69

[5]張強(qiáng),張霜紅,錢建明,張菊英.用灰關(guān)聯(lián)聚類法評(píng)價(jià)中國少數(shù)民族人口素質(zhì)[J].現(xiàn)代預(yù)防醫(yī)學(xué),2003(5)

[6]沈百福,杜曉利.人口文化素質(zhì)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的相關(guān)分析[J].北京大學(xué)教育評(píng)論,2004,2(1):57-62

[7]張邦輝,譚偉,鄧淼.從人力資本角度看人均受教育年限對(duì)區(qū)域收入差異的影響[J].石家莊經(jīng)濟(jì)學(xué)院學(xué)報(bào),2007,30(3):126-129

[8]宋光輝.關(guān)于教育對(duì)經(jīng)濟(jì)增長作用的簡要述評(píng)[J].人口與經(jīng)濟(jì),2005(6):61-65

篇11

影響因素定量分析

1.空模型檢驗(yàn)

CHNS數(shù)據(jù)是在中國的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖南、湖北、廣西、貴州，共計(jì)9個(gè)省份開展的調(diào)查數(shù)據(jù)，可能存在層次結(jié)構(gòu)特征，因此對(duì)其進(jìn)行空模型檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示。對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行二分類離散數(shù)據(jù)空模型擬合，得到截距項(xiàng)U0的P＜0.01，具有顯著統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，數(shù)據(jù)確實(shí)存在層次結(jié)構(gòu)特征，適用于多層模型進(jìn)行分析。因此，將其分為兩層，地區(qū)層次（高水平）和個(gè)人層次（低水平）進(jìn)行分層模型分析。

2.多層線性回歸分析

由于農(nóng)村居民患病就醫(yī)的支出費(fèi)用是一個(gè)連續(xù)的經(jīng)濟(jì)變量，因此采用多層線性回歸模型進(jìn)行分析。通過模型擬合和變量篩選，最終結(jié)果如表3所示?？梢钥吹?，在個(gè)人層次影響因素中，低年齡、高年齡、小學(xué)、家庭人均收入和保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出沒有顯著影響，男性、高中、未工作、非農(nóng)工作和患病嚴(yán)重對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著正向影響，單身、患病不嚴(yán)重和家庭規(guī)模對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著負(fù)向影響。在地區(qū)層次影響因素中，農(nóng)村每千人醫(yī)生衛(wèi)生員數(shù)對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出沒有顯著影響，農(nóng)村醫(yī)療價(jià)格水平對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著正向影響，農(nóng)村人均純收入對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著負(fù)向影響。

結(jié)論

根據(jù)上述定量分析，可以得到以下結(jié)論：

1.個(gè)人影響因素

年齡、家庭人均收入和保險(xiǎn)對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出沒有顯著影響。性別對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著正向影響。在農(nóng)耕活動(dòng)中，男性勞動(dòng)產(chǎn)出比女性多，男性比女性更適宜進(jìn)行體力生產(chǎn)勞作。長此以往，在農(nóng)耕為主的中國農(nóng)村家庭中逐漸形成了重男輕女的習(xí)俗。男性被視為家庭的支柱，往往具有較高的地位和絕對(duì)話語權(quán)，這種情況也映射到了農(nóng)村居民醫(yī)療支出上。在農(nóng)村居民醫(yī)療支出中，男性人群的支出水平顯著高于女性人群，男性在醫(yī)療服務(wù)需求方面處于強(qiáng)勢(shì)地位，而女性則處于相對(duì)弱勢(shì)地位。

小學(xué)教育程度對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出沒有顯著影響，而高中以上教育程度對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著正向影響。受教育程度更高的民眾自我保健養(yǎng)生意識(shí)更強(qiáng)，在平時(shí)的生活中注重身體健康的保持并善于自我治療保健。當(dāng)受教育程度更高的民眾確實(shí)患病較重或無法自行醫(yī)治時(shí)，才會(huì)選擇就醫(yī)治療，且醫(yī)療支出水平隨病情嚴(yán)重情況也會(huì)較高。

工作和非農(nóng)工作民眾對(duì)農(nóng)村居民醫(yī)療的支出水平高于從事農(nóng)業(yè)工作的民眾，這是由于3方面原因?qū)е碌?。一是未工作的群眾主要是處于撫育期的婦女和在讀學(xué)生，他們得到家庭特別關(guān)愛，占有較多家庭醫(yī)療資源；二是從事農(nóng)業(yè)工作的民眾患病成本高，一旦生病將會(huì)承受疾病帶來的痛苦，損失勞動(dòng)時(shí)間減少勞動(dòng)所得，更會(huì)為恢復(fù)健康付出醫(yī)療服務(wù)費(fèi)用，因此從事農(nóng)業(yè)工作的民眾較其他家庭成員更為注重自己的身體健康；三是農(nóng)業(yè)工作是一種體力勞動(dòng)，在一定的勞作程度內(nèi)能夠起到鍛煉身體增進(jìn)體質(zhì)的作用，因此從事農(nóng)業(yè)工作的人群身體素質(zhì)比較好、健康水平比較高。

患病嚴(yán)重程度與醫(yī)療支出水平關(guān)系緊密，且關(guān)系復(fù)雜。從定量分析結(jié)果可以看出，患病嚴(yán)重的農(nóng)村居民醫(yī)療支出對(duì)數(shù)比患病一般嚴(yán)重的農(nóng)村居民大1.45，而患病不嚴(yán)重的農(nóng)村居民醫(yī)療支出對(duì)數(shù)比患病一般嚴(yán)重的農(nóng)村居民小0.76，患病嚴(yán)重與醫(yī)療支出水平呈正相關(guān)關(guān)系，患病不嚴(yán)重與醫(yī)療支出水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。也就是說，當(dāng)農(nóng)村居民患有常見疾病，如感冒、發(fā)燒等，能自行治療的就盡量自行治療，盡量避免就醫(yī)治療。而當(dāng)農(nóng)村居民患病較重時(shí)，無法自行治療，才會(huì)就醫(yī)治療。農(nóng)村居民對(duì)于就醫(yī)治療的抵觸情緒值得政府深刻研究。

單身和家庭人口規(guī)模都對(duì)醫(yī)療支出水平有負(fù)向影響。結(jié)束單身也就意味著家庭成員數(shù)量增加，從定量分析結(jié)果看，家庭人口規(guī)模每增加一人，其相應(yīng)的醫(yī)療支出對(duì)數(shù)就會(huì)減少0.09。家庭成員越多、規(guī)模越大，家庭成員之間的相互關(guān)懷、相互照顧就會(huì)更多，這有利于身體健康水平的保持，在很大程度上具有醫(yī)療服務(wù)的作用。#p#分頁標(biāo)題#e#

2.地區(qū)影響因素

篇12

目前,學(xué)者們對(duì)政府人力規(guī)模進(jìn)行的定量分析和實(shí)證研究主要局限于從縱向和橫向兩個(gè)基本視角對(duì)中國政府的人力規(guī)模進(jìn)行歷史考察和國際比較,意欲構(gòu)建適度的中國政府人力規(guī)模。但實(shí)際上,我國疆域遼闊,各地區(qū)在地域面積、人口數(shù)量和素質(zhì)、交通通訊設(shè)施、公務(wù)人員素質(zhì)、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平和市場(chǎng)成熟度等方面存在較大的差異,即使構(gòu)建的全國政府人力規(guī)模是適度的,也并不意味著各地區(qū)政府的人力規(guī)模就一定適度,而且我國的絕大多數(shù)公務(wù)人員在各級(jí)地方政府工作,因此,筆者認(rèn)為研究中國地方政府的適度人力規(guī)模具有更大的現(xiàn)實(shí)意義?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性,本文選取地區(qū)人均生產(chǎn)總值、政府人力規(guī)模兩個(gè)指標(biāo),以中部省份湖南省數(shù)據(jù)為例,運(yùn)用時(shí)間序列分析,預(yù)測(cè)湖南省人均生產(chǎn)總值、政府人力規(guī)模的未來發(fā)展趨勢(shì),建立回歸模型,分析湖南省政府人力規(guī)模與經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)發(fā)展的相關(guān)性,通過彈性分析計(jì)算經(jīng)濟(jì)增長對(duì)政府人力規(guī)模增長的絕對(duì)量。

一、經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平對(duì)政府人力規(guī)模增長作用的模型建立[1]

1.數(shù)據(jù)的選取與說明

一般來說,省級(jí)政府的人力規(guī)模主要由各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、市場(chǎng)化綜合指數(shù)、地域面積、人口數(shù)量、政府財(cái)力等因素來決定[2]。為了使假定的模型具有一定的可操作性,根據(jù)常見的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)分析方法,將湖南省經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平用人均GDP表示,政府人力規(guī)模用省級(jí)政府公務(wù)人員與總?cè)丝诘谋嚷蕘肀硎?。以此建立一元線性回歸模型來加以分析。本文選取的主要數(shù)據(jù)如表1所示:

表1.湖南省1995年～2007年政府人力規(guī)模 以及人均生產(chǎn)總值數(shù)據(jù)

數(shù)據(jù)來源與說明:①以上數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計(jì)年鑒(1996-2008)》;②政府人力規(guī)模=(公務(wù)人員數(shù)量/人口數(shù)量)*100。

2.Logistic增長模型

Logistic函數(shù)模型,也被稱為生長曲線函數(shù)模型,由美國生物學(xué)家和人口統(tǒng)計(jì)學(xué)家珀?duì)?R.Pearl)和利德(J.reed)(1920)首先在生物繁殖研究中發(fā)現(xiàn),后被廣泛應(yīng)用于生物生長過程和產(chǎn)業(yè)成長過程的描述。其函數(shù)表達(dá)式為:

y=

式中,y表示因變量,x為自變量,k、a、b為未知常數(shù),k>0,a>0,0

圖1、Logistic函數(shù)增長曲線

在經(jīng)濟(jì)發(fā)展的早期階段,為了給經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展提供必須的社會(huì)基礎(chǔ)設(shè)施,政府職能擴(kuò)張,政府人力規(guī)模隨之增長,但此時(shí)經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)政府人力規(guī)模的推動(dòng)作用尚不明顯,對(duì)政府人力規(guī)模的作用只是表現(xiàn)出平緩增長趨勢(shì);當(dāng)進(jìn)入經(jīng)濟(jì)發(fā)展的中期階段以后,由于市場(chǎng)的失靈,政府的職能逐步轉(zhuǎn)入對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)而隨之?dāng)U展,政府人力規(guī)模隨著職能的擴(kuò)張而進(jìn)一步增長,經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)政府人力規(guī)模的貢獻(xiàn)作用越來越明顯,呈現(xiàn)急劇上升趨勢(shì);但是當(dāng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展由中期進(jìn)入成熟階段,政府職能也隨之轉(zhuǎn)向以教育、保健和社會(huì)福利為主的公共服務(wù),這將促使政府職能的結(jié)構(gòu)性擴(kuò)展,政府人力規(guī)模也隨之增長,但此時(shí)其增長趨于平穩(wěn),即經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)政府人力規(guī)模的貢獻(xiàn)趨于平穩(wěn)。即經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(人均GDP)對(duì)政府人力規(guī)模的貢獻(xiàn)過程與Logistic曲線形狀相似。因此用Logistic生長曲線函數(shù)來分析人均GDP對(duì)政府人力規(guī)模的影響作用,具有一定的相似性和可行性。

二、人均生產(chǎn)總值對(duì)政府人力規(guī)模增長作用的定量分析

(一)政府人力規(guī)模、人均生產(chǎn)總值的時(shí)間序列分析以及政府人力規(guī)模與人均生產(chǎn)總值的回歸分析

1.政府人力規(guī)模的時(shí)間序列分析

假設(shè)政府人力規(guī)模符合一元線性回歸模型y=a +b t,利用Eviwes軟件可以求得a=0.757,14

b=0.015,99 故有:

Y =0.757,14 + 0.015,99*T(1)

故做顯著性為99%的假設(shè)檢驗(yàn),可以得到表2:

表2. 政府人力規(guī)?；貧w分析統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

注:Variable:自變量,Coefficient:相關(guān)系數(shù),Std. Error:標(biāo)準(zhǔn)查,t-Statistic:t統(tǒng)計(jì)量,Prob:p值,F-statistic:F統(tǒng)計(jì)量,R-squared:擬合系數(shù),,Adjusted R-squared:調(diào)整后的擬合系數(shù)(以下分析相同)。

從以上的回歸結(jié)果來看,擬合系數(shù)為0.932,857,擬合程度很高。查表得F的臨界值F0.01(1,13)為9.07,而檢驗(yàn)值為152.828,7,遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F臨界值,且P值也小于臨界值,說明建立的一元回歸模型是顯著的,回歸方程的關(guān)系是成立的。從回歸系數(shù)的t值和相應(yīng)的p值來看,p值均小于臨界值,而查表得自由度為13的t分布的臨界值(顯著性水平為1%)為2.650,3,通過t檢驗(yàn),這說明回歸系數(shù)是顯著的。

一元線性回歸模型的斜率為0.015,99,其意義表明湖南省政府人力規(guī)模平均每年增加0.015,99%。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,湖南省的政府人力規(guī)模還會(huì)不斷增長。

2.地區(qū)人均生產(chǎn)總值的時(shí)間序列分析

同樣假設(shè)地區(qū)人均生產(chǎn)總值符合一元線性回歸模型y=a+bt,利用eviwes軟件可以求得a= 0.220,93b= 0.082,61。

故有:

Y = 0.220,93 + 0.082,61*t (2)

故做顯著性為99%的假設(shè)檢驗(yàn),可以得到表3:

表3.地區(qū)人均生產(chǎn)總值回歸分析統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

從以上的回歸結(jié)果來看,擬合系數(shù)為0.900,496,擬合程度很高。查表得F的臨界值F0.01(1,13)為9.07,而檢驗(yàn)值為99.548,36,遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F臨界值,且P值也小于臨界值,說明建立的一元回歸模型是顯著的,回歸方程的關(guān)系是成立的。從回歸系數(shù)的t值和相應(yīng)的p值來看,p值均小于臨界值,而查表得自由度為13的t分布的臨界值(顯著性水平為1%)為2.65,03,通過t檢驗(yàn),這說明回歸系數(shù)是顯著的。

一元線性回歸模型的斜率為0.082,61,其意義表明湖南省人均生產(chǎn)總值平均每年增加0.082,61萬元。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,湖南省的人均生產(chǎn)總值還會(huì)不斷增加。

3.政府人力規(guī)模與地區(qū)人均生產(chǎn)總值的回歸分析

假設(shè)政府人力規(guī)模與地區(qū)人均生產(chǎn)總符合一元線性回歸模型y=a +b x ,y表示政府人力規(guī)模, x表示地區(qū)人均生產(chǎn)總值。利用evi wes軟件可以求得a= 0.726,01b= 0.177,32故有:

Y = 0.726,01 +0.177,32*x(3)

故做顯著性為99%的假設(shè)檢驗(yàn),可以得到表4 表4.政府人力規(guī)模與地區(qū)人均生產(chǎn)總值的回歸分析統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)

從以上的回歸結(jié)果來看,擬合系數(shù)為0.869,478,擬合程度很高。查表得F的臨界值F0.01(1,13)為9.07,而檢驗(yàn)值為73.277,21,遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于F臨界值,且P值也小于臨界值,說明建立的一元回歸模型是顯著的,回歸方程的關(guān)系是成立的。從回歸系數(shù)的t值和相應(yīng)的p值來看,p值均小于臨界值,而查表得自由度為13的t分布的臨界值(顯著性水平為1%)為2.650,3,通過t檢驗(yàn),這說明回歸系數(shù)是顯著的。

一元線性回歸模型的斜率為0.177,32,其意義表明當(dāng)湖南省的人均生產(chǎn)總值每增加1萬元時(shí),政府人力規(guī)模將增長0.177,32%。符合政府人力規(guī)模隨人均生產(chǎn)總值增加的管理學(xué)規(guī)律。

(二)地區(qū)人均生產(chǎn)總值對(duì)政府人力規(guī)模增長作用的定量分析[3]由于線性模型的參數(shù)估計(jì)方法已經(jīng)不能直接應(yīng)用,可采用線性化估計(jì)方法,即對(duì)模型y= 作如下變換:-k=abln( -k)=lna+(lnb)x如果給定,同時(shí)令:

y =ln( -k),a =ln a,b =ln b,則得到y(tǒng) =a +b x……(4)

至此,可利用線性模型的參數(shù)估計(jì)方法(OLS)估計(jì)模型參數(shù)。對(duì)于給定的理論模型,如0

對(duì)方程(4)應(yīng)用OLS方法,即估計(jì)參數(shù)

a=0.694b=0.874 。所以,假定的Logistic模型的表達(dá)式為:

y=

從統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)來看,方程擬合優(yōu)度很高,方程顯著性水平大于0.001,方程通過顯著性檢驗(yàn)。1.邊際分析

在經(jīng)濟(jì)學(xué)中,邊際是描述一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量在另一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量變化1%時(shí)所帶來的變化額。邊際點(diǎn)的自變量在經(jīng)濟(jì)決策中往往是最佳點(diǎn),找到最合理的邊際點(diǎn),就能作出最有利的經(jīng)濟(jì)政策。本文采用“邊際”這個(gè)概念來表示地區(qū)人均生產(chǎn)總值對(duì)政府人力規(guī)模的拉動(dòng)作用,即人均生產(chǎn)總值增長一個(gè)單位所拉動(dòng)的政府人力規(guī)模增長額度,具體公式為;

=-a(lnb)

拐點(diǎn)處的值滿足:

=-a(ln b) - =0

將湖南省2007年地區(qū)人均生產(chǎn)總值1.440,5萬元,a=0.694b=0.874,k=1/2代入上式可得到 =0.067,表明人均生產(chǎn)總值每增長1萬元,政府人力規(guī)模就增加0.067%單位。求解方程 =0得到駐點(diǎn)x=2.434,5萬元。這就說明,人均生產(chǎn)總值對(duì)政府人力規(guī)模的拉動(dòng)作用可以分為兩個(gè)階段:當(dāng)人均生產(chǎn)總值小于2.434,5萬元時(shí),人均生產(chǎn)總值每增長1個(gè)單位所帶來的政府人力規(guī)模的增長額會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的提高而不斷增加;當(dāng)人均生產(chǎn)總值大于2.434,5萬元時(shí),人均生產(chǎn)總值每增長1個(gè)單位所帶來的政府人力規(guī)模的增長額會(huì)隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展而呈現(xiàn)出下降的趨勢(shì);在人均生產(chǎn)總值等于2.434,5萬元時(shí),人均生產(chǎn)總值每增長1個(gè)單位所帶來的政府人力規(guī)模的增長額達(dá)到最大值,當(dāng)人均生產(chǎn)總值在繼續(xù)增長時(shí),它對(duì)政府人力規(guī)模的邊際作用就開始下降。2007年湖南省人均生產(chǎn)總值1.440,5萬元,它對(duì)政府人力規(guī)模的邊際作用還未達(dá)到最大值,所以隨著該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展,其政府人力規(guī)模將會(huì)有明顯擴(kuò)大的趨勢(shì)。

2.彈性分析

在經(jīng)濟(jì)學(xué)中,彈性是描述一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量在另一個(gè)經(jīng)濟(jì)變量變化1%時(shí)所帶來的百分率。本文采用“彈性”這個(gè)概念表示地區(qū)人均生產(chǎn)總值每增長1%,所拉動(dòng)的政府人力規(guī)模的增長率。具體公式為:

?著==-a(ln b) (k+ab )x=-a(ln b)

上式中的?著表示地區(qū)人均生產(chǎn)總值增長1%帶來的政府人力規(guī)模的變化率。

根據(jù)湖南省2007年統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明當(dāng)人均生產(chǎn)總值為1.440,5萬元時(shí),?著=0.103,5即人均生產(chǎn)總值再繼續(xù)增長1%,政府人力規(guī)模則會(huì)增長0.103,5%。下面來求彈性系數(shù)的拐點(diǎn)。即:

f(x)= =ab +xlnd+1=0

令a=0.694,b=0.874,k=1/2;得 x=8.964,4, ?著=0. 354,1

說明當(dāng)湖南省的人均生產(chǎn)總值x=8.964,4萬元時(shí),經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)政府人力規(guī)模的拉動(dòng)率為0. 354,1%達(dá)到最大。當(dāng)人均生產(chǎn)總值超過8.964,4萬元時(shí),經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)政府人力規(guī)模的拉動(dòng)率將會(huì)逐漸減小。這也就說明對(duì)于湖南省來講,隨著該地區(qū)經(jīng)濟(jì)和社會(huì)的發(fā)展,政府人力規(guī)模的增長幅度將縮小。

三、政策建議

從地區(qū)人均生產(chǎn)總值的時(shí)間序列分析可以知道,湖南省的人均生產(chǎn)總值隨著時(shí)間的變化,存在逐年遞增的趨勢(shì),湖南省國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展穩(wěn)定。政府人力規(guī)模的時(shí)間序列分析表明,湖南省政府人力規(guī)模隨著時(shí)間的變化不斷增長。從人均生產(chǎn)總值與政府人力規(guī)模的回歸分析,我們發(fā)現(xiàn)截至到2007年湖南省經(jīng)濟(jì)的發(fā)展對(duì)該地區(qū)政府人力規(guī)模的拉動(dòng)作用非常明顯。研究的結(jié)果還顯示,從相應(yīng)的邊際與彈性分析可知,雖然湖南省人均生產(chǎn)總值與政府人力規(guī)模都存在增長的趨勢(shì),但二者均不會(huì)無限增長,一定會(huì)達(dá)到一個(gè)極限值。尤其是對(duì)政府人力規(guī)模的增長勢(shì)頭應(yīng)加以控制,使政府公務(wù)人員的總量增長維持在比較合理的增長幅度。具體建議如下:

1.加快地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,控制人口數(shù)量。經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平是決定一個(gè)地區(qū)政府人力規(guī)模的最關(guān)鍵制約因素。經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的地區(qū)需要管理的社會(huì)事務(wù),要比相對(duì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)復(fù)雜,需要管理得更加細(xì)致一些,所以就需要使用更多一些的政府公務(wù)人員。而且,經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)的地區(qū)也會(huì)有較多的稅收和相對(duì)充分的財(cái)政手段,來滿足雇傭較多政府公務(wù)人員的實(shí)際需要。與此同時(shí),地區(qū)人口數(shù)量也是影響政府人力規(guī)模的一個(gè)重要因素。因此,我國各省級(jí)政府在加快經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí),必須控制本地區(qū)的人口數(shù)量。

2.提高地區(qū)市場(chǎng)化程度。體制轉(zhuǎn)型是影響我國省級(jí)政府人力規(guī)模的主要因素,隨著各地區(qū)經(jīng)濟(jì)體制的逐步轉(zhuǎn)型,社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行更加規(guī)范化、法治化,政府承擔(dān)的職能更為科學(xué)合理。為政府部門確定科學(xué)合理的職能是構(gòu)建合理、適度政府人力規(guī)模的基礎(chǔ),因此,各省級(jí)政府應(yīng)加快本地區(qū)的市場(chǎng)化改革,提高地區(qū)市場(chǎng)化程度,合理配置政府與市場(chǎng)的職能,以構(gòu)建合理、適度的政府人力規(guī)模。

3.加快行政管理體制和機(jī)構(gòu)改革,減少政府公務(wù)人員數(shù)量?，F(xiàn)有的行政體制比較僵化,存在“職責(zé)同構(gòu)”的弊端。因此,我國的各省級(jí)政府應(yīng)基于自身的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平以及所處體制轉(zhuǎn)型的不同階段,合理確定各自所應(yīng)承擔(dān)的職能,并結(jié)合自身的財(cái)力設(shè)置政府機(jī)構(gòu)和核定人員編制,尤其要注意有步驟地調(diào)整人員的年齡、學(xué)歷結(jié)構(gòu),并根據(jù)政府職責(zé)的調(diào)整相應(yīng)調(diào)整公務(wù)人員在政府部門之間的配比關(guān)系,以構(gòu)建合理、適度的人力規(guī)模。

[參考文獻(xiàn)]

[1]周 君.區(qū)域物流對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長的影響分析[J].統(tǒng)計(jì)與決策, 2006,(6):109-112.

[2]李丙紅,李和中.我國省級(jí)政府人力規(guī)模影響因素定量分析 [J] .北京行政學(xué)院學(xué)報(bào),2008,(5):53-57.

[3]暴奉賢,陳宏立.經(jīng)濟(jì)預(yù)測(cè)與決策方法[M].廣州:暨南大學(xué)出 版社,1997:170-174.

An Empirical Research on the Government Human Size and Coordinated Economic Development in Hunan Province

Li Binghong

篇13

論文摘要：為研究非智力因素對(duì)護(hù)理專業(yè)學(xué)生學(xué)習(xí)成績的影響，對(duì)170名護(hù)理本科學(xué)生進(jìn)行調(diào)查，結(jié)果表明，學(xué)習(xí)成績與學(xué)生家庭戶口狀況、體育活動(dòng)時(shí)間有顯著相關(guān)；而與談戀愛、缺課無顯著關(guān)系。

一般情況而言，決定學(xué)生學(xué)習(xí)效果的因素主要有兩方面：智力因素與非智力因素。而對(duì)于同一所學(xué)校的大學(xué)生，由于經(jīng)過嚴(yán)格的統(tǒng)一考試進(jìn)入大學(xué)，智力水平差異不大，不能成為影響學(xué)習(xí)成績的主要因素，所以非智力因素就成為了主要原因。非智力因素是指在智力以外，對(duì)智力活動(dòng)起直接制約作用的心理因素，對(duì)認(rèn)識(shí)過程起動(dòng)因、定向、引導(dǎo)、調(diào)節(jié)和強(qiáng)化作用。本課題是專門研究非智力因素對(duì)護(hù)理專業(yè)學(xué)生學(xué)習(xí)成績的影響，為此專業(yè)學(xué)生的學(xué)習(xí)改革，提高學(xué)習(xí)效果提供依據(jù)。

一、研究對(duì)象、內(nèi)容和方法

調(diào)查對(duì)象。吉林醫(yī)藥學(xué)院2005級(jí)護(hù)理學(xué)本科班170人。其中男生8名，女生162名；學(xué)生平均年齡20.94±1.09，最小19歲，最大23歲。

方法。采用整群抽樣方法，以書面問卷方式進(jìn)行調(diào)查，內(nèi)容主要包括一般人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料，家庭環(huán)境、愛好及行為因素。學(xué)習(xí)成績是大學(xué)一、二年級(jí)所有考試科目的成績，共16門。發(fā)出問卷170份，收回170份，有效問卷166份，有效率97.6％。

統(tǒng)計(jì)分析。各學(xué)期成績作為預(yù)測(cè)變量，非智力因素作為自變量，將自變量各定性變量數(shù)量化，即定義啞變量(DummyVariable)，采用SPSS14.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，由于預(yù)測(cè)變量與自變量存在相關(guān)性，故對(duì)其進(jìn)行因子分析，提取主要因子進(jìn)行逐步回歸分析。

1.主成分分析

簡介：在對(duì)某一事物進(jìn)行實(shí)證研究中，為了更全面、準(zhǔn)確地反映事物的特征及其發(fā)展規(guī)律，人們?yōu)榱吮苊膺z漏重要的信息往往要考慮與其有關(guān)的多個(gè)指標(biāo)，這些指標(biāo)在多元統(tǒng)計(jì)中也稱為變量。這樣隨著指標(biāo)的增多就增加了問題的復(fù)雜性，同時(shí)由于各指標(biāo)是對(duì)同一事物的反映，不可避免地造成信息的大量重疊，有時(shí)甚至?xí)⑹挛锏恼嬲卣髋c內(nèi)在規(guī)律?；谏鲜鰡栴}，人們就希望在定量研究中涉及的變量較少，而得到的信息量又較全面。主成分分析方法正是研究如何通過原始變量的少數(shù)幾個(gè)線性組合來解釋原始變量絕大多數(shù)的信息的一種多元統(tǒng)計(jì)方法。它可以有效利用大量統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)進(jìn)行定量分析，提示變量之間的內(nèi)在關(guān)系，得到對(duì)事物特征及其發(fā)展規(guī)律的一些深層次的啟發(fā)，把研究工作引向深入。

結(jié)論：依據(jù)特征值大于1的原則，提取三個(gè)主要因子y1、y2、y3，累計(jì)貢獻(xiàn)率為95.65％，其中y1為68.43％，且成分矩陣載荷很高，意味著它們與因子y1的相關(guān)程度很高，故y1因子比較重要。

2.逐步回歸分析

并不是所有自變量都對(duì)預(yù)測(cè)變量都有顯著的影響，挑選出對(duì)預(yù)測(cè)變量有顯著影響的自變量的最常用方法是逐步回歸法。具體做法是將自變量逐個(gè)引入，對(duì)選入的變量進(jìn)行逐個(gè)檢驗(yàn)，當(dāng)原引入的變量由于后面變量的引入而變得不再顯著時(shí)，要將其刪除。引入一個(gè)變量或從回歸方程中剔除一個(gè)變量，為逐步回歸的一步，每一步都要進(jìn)行F檢驗(yàn)，以確保每次引入新的變量之前回歸方程中只包含顯著的變量。這個(gè)過程反復(fù)進(jìn)行，直到既無顯著的自變量選入回歸方程，也無不顯著自變量從回歸方程中剔除為止。逐步回歸目的確定哪些因素對(duì)因變量影響最大，從而獲得最佳預(yù)測(cè)模型。

選取預(yù)測(cè)變量y1，自變量非智力因素進(jìn)行逐步回歸。結(jié)果見表2?；貧w方程的顯著性p值均為0.000，回歸方程有統(tǒng)計(jì)意義。

二、結(jié)果分析

回歸結(jié)果：

y1=0.335-0.705(城鎮(zhèn))+0.563(體育活動(dòng)少)

1.城鎮(zhèn)戶口學(xué)生比農(nóng)村戶口學(xué)生平均標(biāo)準(zhǔn)化成績低0.705分(P＜0.01)

2.很少參加體育活動(dòng)的學(xué)生比經(jīng)常參加或參加體育活動(dòng)的學(xué)生平均標(biāo)準(zhǔn)化成績高0.563分(P＜

三、討論

調(diào)查結(jié)果顯示：