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          人口統計學變量分析實用13篇

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          人口統計學變量分析

          篇1

          2012B292)、東北電力大學博士科研啟動基金項目“推動戰略性新興產

          業發展的人力資源開發研究”(項目編號:BSJXM-201114)、吉林市科

          技局軟科學項目“吉林市創新型城市建設研究”(項目編號:201243206)

          的階段性成果

          中圖分類號:F272.92 文獻標識碼:A

          內容摘要:本文介紹了人-組織匹配的三種形式及測量量表,并通過問卷調查的方式對不同城市的553名企業員工進行了調查,從性別、年齡、學歷、職位和工作年限等五個人口統計學變量來探討員工對以上三種匹配是否存在顯著差異,最后對結果進行了分析,提出了有益的管理建議。

          關鍵詞:人-組織匹配 性別 年齡 學歷 職位 工作年限

          人-組織匹配的概念與測量

          (一)人-組織匹配的概念

          匹配,又稱契合,指的是一種相稱、適應或勝任的狀態。人-組織匹配,是指個體特質與組織整體之間協調一致的狀態(Gregory等,2010),它從系統的角度看待人與組織之間的關系,因此受到了國內外學者和管理者的廣泛關注,目前已成為人力資源管理領域的重要課題。

          Chatman(1989)認為人-組織匹配是人與組織在規范、價值觀方面的高度契合和一致。Muchinsky和Monahan(1987)認為匹配包含兩種類型:一致性匹配和互補性匹配。一致性匹配是指個體在目標、價值觀以及態度等方面與組織中的其他成員或組織文化具有相似性,互補性匹配是指個體擁有的獨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方需要的角度,將人-組織匹配分成個人需求與組織供給相匹配以及工作要求與個人能力相匹配。需求-供給匹配是指當組織滿足個體的需要和偏好時,才能出現人與組織的匹配;要求-能力匹配是指當個體擁有組織所要求的能力時,才能出現人與組織的匹配。

          Kristof(1996)在前人研究的基礎上,對人-組織匹配的不同類型進行了整合,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性匹配,一致性匹配指價值觀匹配,互補性匹配則進一步分成需求-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方面的匹配,即價值觀匹配、需求-供給匹配和要求-能力匹配。

          (二)人-組織匹配的測量

          對于人-組織匹配的測量,本文選用的是Cable 和 DeRue(2002)的英文測量量表,并采用“雙向翻譯”的方法將其轉化為中文量表。具體做法是:首先請一位在國內獲得博士學位并已在美國工作8年的專業人士將量表翻譯成中文,然后再請英文專業的老師將其回譯成英文,最后由專門研究組織行為學和人力資源管理領域的專家將其與原文進行了對比,來確保量表具有良好的內容效度,從而形成了中文版量表。具體內容如表1所示。

          人口統計學變量的人-組織匹配差異分析

          (一)樣本的描述性統計分析

          本研究以企業員工為調查對象,通過問卷調查的方式獲取數據,調查范圍涉及吉林、長春、成都、上海、北京、廣州、深圳、沈陽、石家莊等多個城市,行業涉及化纖、電信、汽車制造、IT等多個行業,共收回553份有效問卷。研究樣本的詳細信息如表2所示。

          (二)樣本的T檢驗與方差分析

          獨立樣本T檢驗是利用來自兩個正態總體的獨立樣本數據,來推斷兩個總體的均值是否存在顯著差異的一種統計推斷方法。給定顯著性水平α后,首先需要利用F檢驗來判斷兩總體方差是否相等。如果F統計量的p值大于給定的顯著性水平α,則可認為兩總體方差并無顯著性差異,此時可進一步觀察方差相等條件下的t檢驗結果,如果t統計量的p值小于或等于給定的顯著性水平α,則可認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,則可認為兩總體均值之間不存在顯著性差異。如果進行F檢驗時,F統計量的p值小于給定的顯著性水平α,則認為兩總體方差有顯著性差異,此時需觀察方差不相等條件下的t檢驗結果。

          獨立樣本T檢驗是對兩組數據均值是否存在顯著差異的統計檢驗,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數值型因變量的影響。當只涉及一個分類型自變量時,該分析稱為單因素方差分析;涉及兩個或兩個以上的分類型自變量時,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因變量的影響程度如何,哪些水平的作用明顯區別于其他水平,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據,對各個水平下的總體均值逐一進行兩兩之間的比較檢驗。由于所采用的統計量不同,多重比較有許多具體方法。方差相等時常采用LSD法比較,方差不相等時常采用Tamhane法比較。

          本文采用獨立樣本T檢驗和單因素方差分析對研究樣本的性別、年齡、學歷、職位和工作年限進行統計分析。其中,對于員工的性別采用獨立樣本T檢驗,對于員工的年齡、學歷、工作年限和職位采用單因素方差分析并進行兩兩比較,具體檢驗結果如表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計上有顯著差異的結果。

          結果與分析

          (一)性別的獨立樣本T檢驗

          獨立樣本T檢驗結果表明(見表3),性別對價值觀匹配、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地位有關,長期以來人們形成了“男主外、女主內”的傳統觀念,導致了男性更注重工作和事業,女性更注重家庭。因此,組織給男性賦予了更多的權力和報酬,男性也更認同組織給自我帶來的成就感和滿足感。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”現象仍然存在,使得女性在企業中總體地位不高,影響力小于男性,從而表現出了對企業價值觀和企業回報的不認同。

          (二)年齡的單因素方差分析

          單因素方差分析表明(見表4),年齡對所有測量變量產生了顯著的影響。也就是說,不同年齡的人在認同組織價值觀、組織供給與個體需求、個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,他們在所有測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,這可能是因為26-30歲的員工是80后,大部分為獨生子女,個性強,習慣以自我為中心,經濟轉型及就業、住房等巨大壓力使其處在不穩定的生活狀態,價值觀有了巨大改變,這些可能都是造成80后員工不同于老員工的原因。

          (三)學歷的單因素方差分析

          單因素方差分析表明(見表6),學歷對價值觀匹配、需求-供給匹配、要求-能力匹配等因素均產生了顯著影響。從表7中可以看出,本科以下的員工在價值觀匹配、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。這可能是因為過去教育資源匱乏,年齡較大員工接受的學校教育較少,因而導致學歷層次較低,但是這些員工通過多年的工作,積累了豐富的職業技能,在組織中可能也從事管理者的工作,因此對組織的整體認同感更高。

          (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,在調查中得知,東北地區的一些大型國有企業,很多工人的收入低于2000元,因而他們組織認同感低,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。這可能是因為在一個組織中工作時間越長,對組織的情感越深厚,認同感也更高的關系。同時,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也越高,這與我們的認知是相同的。

          管理建議

          通過以上分析,在進行企業管理時應該注意以下問題:

          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”,發揮潛力。二是80后員工在人-組織匹配方面呈現出不同的特征,如何對新生代員工進行有效管理,應引起管理者的高度重視。三是制造性企業的產品質量往往與基層技術工人關系很大。基層技術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于工作報酬和工作內容的不滿。因此,提高基層技術工人的報酬,增加教育和培訓的機會,增強他們與組織的匹配度。四是員工在一個組織工作時間越長,與組織的匹配程度越高。如何提高員工的忠誠度、降低離職率是企業管理者著重考慮的問題。五是人-組織匹配程度因為采用主觀填答的方式,在某種程度上反映了人們對組織的認同感。如何增強員工對組織的認同,可能人性關懷更為重要,“海底撈”的做法值得借鑒。

          參考文獻:

          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

          在中國傳統文化背景下,“男主外,女主內”通常是一般家庭的角色分工模式,因此,養育孩子更多地被看成是母親的事,大多數父親習慣做“甩手掌柜”。但隨著社會的變遷,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中來的呼聲日漸大起來。父親對孩子的成長具有獨特的影響。〔1〕在某些行為特質上,父親的影響甚至要大于母親。〔2〕例如,父親能夠影響孩子的社會性發展、認知發展和學業成就,〔3〕對孩子性別意識的形成也具有重要影響。父親參與的缺失,不僅可能會影響孩子性別意識的發展,還可能導致孩子交往能力的欠缺,甚至出現行為。〔4〕因此,對于父親的教養投入展開研究十分必要。那么,父親的教養投入現狀如何?父親教養投入的影響因素有哪些?

          一、研究設計

          (一)研究對象

          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個班級為研究對象,共發放問卷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.人口統計學變量分析

          本研究對幼兒及其父親的人口統計學信息進行了統計分析,包括幼兒的年齡、性別、是否為獨生子女,幼兒父親的年齡、受教育程度、月收入、每周工作時長、工作滿意度等。

          2.父親教養投入問卷調查

          本研究采用伍新春、劉暢等編制的《父親教養投入問卷》進行問卷調查,〔5〕問卷涉及互動性、可及性和責任性3個維度。互動性是指父親參與照顧孩子,包含生活照顧、學業支持、情感交流、規則引導和休閑活動5個子維度;可及性是指父親和孩子未發生直接互動,但當孩子需要的時候,父親能夠做出反應,包含空間可及和心理可及2個子維度;責任性是指父親為孩子長遠發展所做的準備、積累、規劃和支持等,包括榜樣示范、父職成長、信息獲得、教養支持和發展規劃5個子維度。〔6〕問卷共56個題項,適用于3~18歲兒童和青少年的父親。問卷采用0~4級評分,依次表示“從不”“偶爾”“有時”“經常”和“總是”。研制者報告,總問卷的Cronbach’s alpha系數為0.967,探索性因子分析KMO系數為0.943,表明問卷具有良好的統一性和內部一致性。互動性、可及性、責任性3個維度的Cronbach’s alpha系數都在0.867以上,12個子維度的Cronbach’s alpha系數也都在0.649以上。

          二、研究結果與分析

          (一)幼兒父親教養投入的總體情況

          幼兒父親教養投入的總體得分為2.67分,各維度的得分均大于2分,其中,可及性得分最高,互動性得分最低。對互動性、可及性和責任性3個維度分別作兩兩T檢驗,結果顯示,互動性

          (二)幼兒人口統計學變量對父親教養投入的影響

          統計分析表明,幼兒的年齡和性別對父親的教養投入均沒有顯著影響,獨生子女和非獨生子女父親的教養投入具有明顯差異(見表2)。

          進一步檢驗幼兒性別、年齡和是否是獨生子女三因素之間的交互效應,結果顯示,年齡、性別和是否是獨生子女的三重交互作用對父親教養投入的總得分有邊緣顯著效應(F=2.218,p=0.053),在可及性(F=2.615,p=0.025)和責任性(F=2.561,p=0.028)兩個維度上存在顯著差異,互動性差異不顯著。以可及性、責任性兩個維度為因變量,對幼兒年齡、性別和是否是獨生子女三因素的交互作用進行簡單效應分析,結果見表3。

          (三)父親人口統計學變量對其教養投入的影響

          統計分析表明,受教育程度、每周工作時長和工作滿意度對幼兒父親的教養投入有顯著影響。

          1.受教育程度

          篇3

          [文獻標識碼]A

          [文章編號]1002-5006(2011)02-0049-09

          1 引言

          自20世紀80年代開始,現代鄉村旅游經過20多年的發展已初具規模,并成為支撐我國旅游業發展的一支重要力量。鄉村旅游發展迅速,但也暴露出眾多問題,其中,品牌營銷觀念落后已經成為我國鄉村旅游進一步發展的嚴重桎梏。目前,多數地區的鄉村旅游活動停留在吃農家飯、住農家房、賞花摘果等滿足游客物質欲望的層面,甚至出現了鄉村旅游等同于飲食游的傾向,造成鄉村旅游地品牌定位趨同化嚴重。

          在游客心中建立恰當的地理品牌個性,可有效地對旅游目的地進行差異化和市場定位。鄉村性一直被認為是鄉村旅游推銷的整體核心和獨特賣點,但從長遠看,只有將市場對鄉村性的訴求和認可凝聚在鄉村旅游地品牌上,才能形成鮮明的品牌個性,獲得游客忠誠,以實現長足的持續發展。作為品牌對應消費群體情感需求的核心,旅游地品牌個性如何取得游客認同,形成游客忠誠就成為問題的關鍵。場所依賴是解釋“某些地方與人之間似乎存在著一種特殊的依賴關系”這種客觀現象的有效理論,對加強旅游地與游客間聯系,促進重游等意義重大。因此,本研究嘗試以鄉村旅游地發展較為成熟的農家樂為研究對象,探索性地以場所依賴為中介變量,探究品牌個性與游客忠誠間的關系,以期明確鄉村旅游地品牌個性對游客忠誠的影響機制,為鄉村旅游地經營和發展提供借鑒。

          2 理論基礎

          2.1 品牌

          品牌是一個名稱、標記、符號或是這些因素的組合,它可以使消費者有效辨識某一特定產品和服務的獨特之處,以便與競爭者有所區別。品牌不僅是不同企業產品的標識,更多的是營銷價值資訊的載體,特定品牌往往代表著特定的產品品質、產品風格、服務水平、流行時尚等,這些資訊逐漸被市場廣泛了解和接受,在消費者心中就成為特定的消費價值、消費情感的代表。可以說,品牌不僅由于其功能性價值而被喜愛,而且由于其心理和社會的價值而被喜愛。競爭對手能很快地模仿產品的功能特性,但要建立起一個品牌的心理價值卻需要花費很長時間。因而開發品牌的個性價值,建立品牌的個性就成為品牌管理的一項重要任務。

          2.2 品牌個性

          一系列與某品牌有關的人格特征即為品牌個性。品牌個性是將品牌與人類特質聯想在一起的組合,相對于產品所傳達的實用功能屬性,品牌個性更應傳達符號上或表達自我的功能。品牌所獨有的個性是刺激消費者品牌聯想和態度形成的關鍵要素,對于品牌資產管理具有重大意義。國內外關于品牌個性的研究主要集中在品牌個性維度的測量及量表開發,研究對象主要以有形產品品牌為主。近年來,旅游目的地的品牌個性逐漸受到學者的關注。葉根吉(Ekinci)和豪森尼(Hosany)借鑒了阿克(Aaker)開發的品牌個性量表,將其應用于旅游目的地品牌個性研究,提出了旅游目的地品牌個性的3個維度:真誠(sincerity)、刺激(excitement)和歡樂(conviviality)。豪森尼等在問卷調查的基礎上,利用典型相關分析辨析了旅游目的地品牌形象和品牌個性,指出兩個概念雖然相關,但有所不同,不可混用。墨菲等(Murphy,et a1.)對游覽北澳大利亞暗礁的408名游客進行問卷調查,發現旅游者能夠依據品牌個性區分不同地域的旅游目的地。雖然關于旅游目的地品牌個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性的研究尚顯匱乏。我國各類典型旅游目的地品牌個性包含哪些維度、旅游者對旅游地品牌個性維度的認知和反應又是通過何種社會心理過程來影響他們的品牌偏好和忠誠、聯結品牌個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,有待于做進一步的探索性研究。

          2.3 場所依賴

          環境心理學指出,人在特定場所進行活動會產生對該空間環境的依賴感。而感情因素居于第一位,又包含人與場所之間基于感情(情緒、感覺)、認知(思想、知識、信仰)和實踐(行動、行為)的聯系就被稱作場所依賴(place attachment)。場所依賴由場所依靠(place dependence)和場所認同(placeidentity)兩個基本維度構成。場所依靠是一種功能性依賴,包含了社會與物理資源的可用性;場所認同又被稱為心理依附,是個體對一個特定地區所持有的一種態度(attitudes)、價值(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,場所依賴是產生重游的主要動機,對旅游目的地忠誠具有顯著驅動作用,使得對某場所產生依賴的人會對該場所貢獻更多的時間和金錢。此外,游客與目的地之間的情感聯系是旅游目的地品牌發展的主要驅動力。顯然,場所依賴在品牌個性影響游客忠誠關系中所發揮的作用不容忽視,因此,本文將其作為中介變量展開研究。

          2.4 游客忠誠

          忠誠是戰略營銷的一個基本概念,顧客忠誠作為服務業中的一種關鍵資產受到了業界及學術界的高度重視。顧客忠誠是顧客高度承諾在未來一貫地重復購買所偏好的產品或服務,并因此產生對同一品牌或同一品牌系列產品或服務的重復購買行為,而且不會因為市場態勢的變化和競爭性產品營銷努力的吸引而采取轉移行為。戴(Day)最早指出,忠誠是包含行為和態度的二維構念,該觀點得到廣泛認同,并對后續研究影響深遠。因此,有學者指出,游客忠誠也可以劃分為行為和態度兩個層面,行為層面指游客參與特定的活動、使用設施以及接受服務的次數,表現為游客多次參與的一致性;態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的堅持行為即是游客忠誠。然而,在游客忠誠的具體測度上應該注意的是,與針對有形產品的忠誠不同,在服務業領域的顧客忠誠除了重復購買積極性以外,更多的表現為情 感依賴、首選偏好傾向和未來選擇傾向。此外,對旅游目的地的首要選擇也是游客忠誠的關鍵方面。

          3 研究設計

          3.1 研究區域

          本研究結合實際研究目的需要,以鄉村旅游地發展較為成熟的農家樂為研究對象,具體而言,以西安市長安區為研究區域。該區地處關中平原中部,與西安市區在東、南、西三面相鄰,距市中心僅8.7千米,區域總面積為1583平方千米。

          長安區位于秦嶺北麓,是市區的水源供給地和生態屏障,以西安“后花園”著稱。早在漢高祖五年(公元前202年)該區置縣,至今已有2200多年,可謂歷史悠久。2002年撤縣設區,長安區成為西安城市新區,現區內共有10個鄉鎮,總人口達到92.57萬人。長安區內有6處全國重點文物保護單位、7處省級重點文物保護單位,而區(縣)級重點文物保護單位更多達20處。

          近些年,長安區充分發揮其區內的自然生態資源和著名歷史遺跡眾多的優勢,將旅游業作為區域經濟發展的支柱產業來培育,并已取得初步成效。該區2009年接待中外游客364萬人次,旅游業創收2億元。農家樂項目在該區內得到規模化發展,其中,上王村、祥峪溝村和黃峪寺村等最具特色。

          3.2 問卷設計

          本研究所設計的調查問卷主要由4部分構成:(1)鄉村旅游地品牌個性維度的測度。根據阿克的“大五”品牌個性模型量表及張俊妮等學者對該量表的翻譯修正,對基本測量條目予以刪減、增補和修改,最終確定28個測量條目。為有效規避阿克的“大五”品牌個性維度的影響,同時保證調查數據的可靠性和穩定性,隨機打亂原有測量條目順序后,方確定問卷。(2)場所依賴的測度。借鑒格羅斯(Gross)和布朗(Brown)所設計的游客涉入與場所依賴問卷中的旅游地場所依賴分量表,對其進行必要的修正,以符合鄉村旅游地場所依賴測度的需要,最終包含了場所依靠和場所認同兩部分內容,共10個問題。(3)游客忠誠的測度。鄉村旅游地到訪者的忠誠是其對該旅游地品牌的認可及信賴,一般表現為行為和態度兩個層面。本研究對游客忠誠的測度借鑒帕若蘇曼(Parasuraman)、澤絲曼爾(zeithaml)和柏瑞(Berry)的消費者忠誠度問卷,并進行適度修改以適用于本研究。測試內容包含到訪游客對該目的地自評忠誠度、優先選擇評價、唯一性選擇評價和重游意愿4項。(4)游客人口統計學特征。主要有性別、年齡、民族、收入、客源地、受教育程度和家庭結構共7項,此部分以單項選擇的形式設問,問卷其他內容以李克特5點量表形式設問。

          3.3 數據獲取和分析方法

          問卷調查地點主要以長安區上王村、黃峪寺村和祥峪溝村的農家樂為主,調查時間集中于2008年6~7月。共發放問卷500份,回收453份,有效率達90.6%。先用Excel錄入數據,后用SPSS17.0進行因子分析和信度分析,再用Amos17.0軟件建立結構方程進行模型檢驗,最后用SPSS17.0進行多元回歸分析。

          3.4 獲取樣本說明

          受調查者的性別比例基本持平(男性53%,女性47%);以漢族為主(98%);大專及本科學歷的受調查者居多,占總量的66%;來自西安及周邊縣市地區的游客是該區農家樂鄉村旅游的客源主體,占總量的93.6%;從年齡結構上看,70.9%的受調查者為26歲以上、有工作且收入固定的群體;家庭結構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 研究結果與分析

          4.1 研究問卷質量分析

          4.1.1 品牌個性維度量表的信度和效度

          信度分析用以測定綜合評價體系的一致性、穩定性和可靠性,一般利用克朗巴哈(Cronbach'sα)系數表示。該系數取值在0~1之間,越趨近于1表明數據信度越高。品牌個性維度量表共包含28個測度項目,克朗巴哈(cronbach'sα)系數達0.854,表明該量表整體信度良好。

          比較觀測相關系數值與偏相關系數值的關鍵指標主要是KMO檢驗值,該值的取值在0-1之間,數值達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,處于良好的觀測水平,說明研究數據適于因子分析,而且整體問卷的效度良好。此外,巴特勒球體檢驗值的方差近似值(Approx,Chi-Square)表明分析數據適合進行因子分析。

          經兩次因子分析,剔除因子載荷低于0.5的測度項目,得到鄉村旅游地品牌個性6維度,最終問卷項目為22個,整體α系數提高至0.901,KMO值上升到0.906,實惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸各維度α系數分別為0.809、0.799、0.787、0.631、0.690和0.575。上述結果表明,品牌個性維度量表的信度和效度良好,具有很好的可靠性和穩定性。

          4.1.2 場所依賴量表的信度和效度

          從理論上講,對一個理論建構合理性的驗證,采用驗證性因素分析比采用探索性因素分析更為合理。場所依賴基本由場所依靠和場所認同兩個基本維度構成,得到眾多實證研究的支持。本研究量表包括10個項目,場所認同和場所依靠兩個基本維度,采用Amos17.0對其進行驗證性因子分析,得到擬合指數如下,絕對擬合度: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。各項指數均滿足標準,說明模型與數據擬合較好。

          信度分析結果表明,場所依賴量表整體α系數為0.899,場所依靠維度α系數為0.823,場所認同維度α系數為0.789,這表明該量表總體信度水平良好,兩個構成維度的信度水平處于可接受范圍內。

          上述結果表明,場所依賴量表的信度和效度良好,具有很好的可靠性和穩定性。

          4.1.3 游客忠誠量表的信度和效度

          采用Amos17.0驗證性因子分析與對包含4個觀測項目的游客忠誠量表進行驗證。結果顯示,絕對擬合度: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。各項指數均達到標準,說明模型與數據擬合很好。

          信度分析結果表明,游客忠誠量表整體α系數為0.788,這表明該量表數據的總體置信水平較好。

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

          4.2 鄉村旅游地品牌個性維度

          利用SPSS17.0對品牌個性維度量表所收集的數據進行探索性因子分析,以因子載荷0.5以上作為新因子選取標準,經過兩次分析剔除因子載荷不及0.5的6個項目,最終得到鄉村旅游地品牌個性6個維度:實惠、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%,累計方差解釋率達61.381%。各維度α系數及整體α系數和KMO值如上文4.1.1中所述。

          4.3 鄉村旅游地品牌個性、場所依賴和游客忠誠的關系

          4.3.1 描述性統計與初步分析

          對鄉村旅游地品牌個性、場所依賴和游客忠誠各維度共9個研究變量進行描述性統計分析,計算均值、標準差以及各變量間的相關系數。一般而言,李克特量表1~5等級評分平均值在1~2.4之間表示反對,2.5~3.4之間表示中立,3.5~5之間表示贊同。從均值上看,旅游者對鄉村旅游地品牌個性格維度中的閑適和交互表現出高度的贊同(均值分別達到4.127和4.016),實惠和健康維度也得到了贊同(均值依次為3.961和3.695),而旅游者對喜悅和逃逸維度僅表現出中立態度(均值僅為2.951和2.843);場所依靠與場所認同均值分別為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。所有變量的標準差在0.65-0.79之間,表明各變量的離散水平相近。從相關系數上看,除品牌個性的逃逸維度外,其他8個研究變量間的相關系數均達0.3以上(p

          4.3.2 鄉村旅游地品牌個性對場所依賴及游客忠誠的預測作用

          調查數據涉及性別、民族、年齡、受教育程度、客源地、年收入和家庭結構等7個人口統計學變量,為便于模型解釋,將它們作為連續變量進行分析。在控制以上人口統計學變量影響的基礎上,以6個品牌個性維度為自變量,分別以場所依賴的兩個維度場所依靠和場所認同以及游客忠誠為因變量,利用強迫進入的解釋變量篩選策略,進行分層回歸分析,結果見表2。

          在控制了到訪游客人口統計學變量的情況下,6個品牌個性維度可解釋場所依靠40.1%的變異量,可解釋場所認同40.3%的變異量。如表2所示,品牌個性對場所依靠和場所認同的影響情況基本一致:交互維度對二者的影響力均未達到顯著;實惠、喜悅、閑適、健康和逃逸5個維度具有預測力,并且對場所依靠和場所認同均存在顯著的正向預測作用。這說明,越傾向于認同這5個品牌個性維度的游客,越容易對鄉村旅游地產生場所依靠和場所認同。民族、受教育程度和客源地在品牌個性變量引入回歸模型后預測力下降或不再顯著,說明它們對因變量的影響缺乏穩定性,而其他人口統計學變量對場所依靠和場所認同的預測力不顯著。

          在控制了到訪游客人口統計學變量的情況下,品牌個性6個維度可解釋游客忠誠26.4%的變異量。由表2可知,僅有實惠和閑適兩個自變量具有預測力,并且對游客忠誠存在顯著的正向預測作用(β=0.334,p=0.000;β=0.133,p=0.017)。這表明,越傾向于認同鄉村旅游地品牌個性中的實惠和閑適兩維度的游客,其忠誠度往往會越高。各人口統計學變量缺乏對游客忠誠的預測力,說明性別、民族、年齡、受教育程度、客源地、年收入和家庭結構因素對游客忠誠無顯著影響。

          4.3.3 場所依賴在品牌個性與游客忠誠關系間的中介效應檢驗

          為了進一步考察鄉村旅游地品牌個性對游客忠誠的影響機制,即品牌個性是直接影響還是通過場所依賴間接影響游客忠誠,本研究根據溫忠麟等人提出的檢驗中介效應的方法,采用回歸分析和Sobel單側檢驗,考察場所依賴(包括場所依靠和場所認同)的中介效應。由于在鄉村旅游地品牌個性中僅有實惠和閑適對游客忠誠有預測作用,所以只考察場所依靠和場所認同在實惠與游客忠誠及閑適與游客忠誠關系間的中介效應。以人口統計學變量作為控制變量,采用強迫進入的解釋變量篩選策略,進行三步回歸分析。首先,以品牌個性實惠和閑適為自變量,以游客忠誠為因變量,求回歸系數c;其次,仍以實惠和閑適為自變量,分別以場所依賴中的場所依靠和場所認同為因變量,求回歸系數α;最后,以實惠、閑適以及場所依靠和場所認同為自變量,以游客忠誠為因變量,求回歸系數6和c'。具體結果見表3。

          表3顯示,在第1步回歸模型中,在控制了性別、民族、年齡等人口統計學變量影響的條件下,實惠和閑適對游客忠誠具有顯著的正向預測作用,標準化回歸系數β分別為0.395(p

          在第1步回歸模型的基礎上,引入中介變量場所依靠和場所認同進行第3步回歸分析,結果顯示,場所依賴對游客忠誠的預測作用(回歸系數b),僅場所認同顯著(盧=0.472,p0.05),需做Sobel單側檢驗。根據麥金農等人(MacKinnon,et al.)對Sobel統計量使用的臨界值進行檢驗,結果顯示,Z實惠=1.83,p

          依據以上分析,可以得出中介效應的路徑圖(圖1)。

          表4展示的是鄉村旅游地品牌個性中實惠和閑適兩維度在不同中介路徑下的中介效應、總效應以及中介效應的相對大小(以中介效應和總效應之比 來衡量)。可以看出,場所認同在實惠與游客忠誠關系間的中介作用以及它在閑適與游客忠誠關系間的中介作用都相對較大,而場所依靠在實惠與游客忠誠及閑適與游客忠誠關系間的中介作用相對較小。

          5 分析和討論

          5.1 品牌個性對場所依賴及游客忠誠的作用

          相關分析結果顯示,鄉村旅游地品牌個性的6個維度與場所依靠和場所認同的相關度普遍高于它們與游客忠誠的相關度。控制人口統計學特征變量的多元回歸進一步表明,5個品牌個性維度(實惠、喜悅、閑適、健康和逃逸,見表2)對場所依靠和場所認同均有顯著的預測作用,而對游客忠誠具有預測力的維度僅有兩個(實惠和閑適,見表2)。由此可見,鄉村旅游地品牌個性對游客忠誠的影響程度不及對場所依賴的影響程度深。換句話說,相比于游客忠誠,場所依賴對鄉村旅游地品牌個性更為敏感。

          并非品牌個性的所有維度對場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類為實惠和閑適維度,它們對場所依賴和游客忠誠都有顯著的正向預測作用,實惠對兩者的影響均最為強勁,而閑適對游客忠誠的影響程度強于對場所依賴的影響;第2類包括喜悅、健康和逃逸,它們僅對場所依賴影響顯著;第3類為交互維度,該維度對場所依賴和游客忠誠均未能形成顯著性影響。

          5.2 場所依賴的中介效應

          本研究表明,在控制人口統計學特征變量影響的條件下,場所依賴對鄉村旅游地品牌個性與游客忠誠關系間的中介效應大小及中介作用途徑不同。具體而言:(1)對于品牌個性中實惠維度突出的鄉村旅游地來說,一方面,實惠的品牌個性對游客忠誠存在直接的正效應(β=0.139,p

          5.3 中介效應相對大小

          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,包括所有員工主動辭職的形式;員工被動離職,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。相對于被動離職來說,主動離職中有大部分是組織不愿意發生的。一般認為,組織中存在過高的主動離職對組織是不利的,例如組織中的人力資源規劃工作會變的很難進行。因此,相對于被動離職而言,主動離職得到了研究者更多的關注。本文主要探討的也是員工的主動離職。

          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測力的變量,會影響真正的離職,認為探討離職的最直接指標是離職意向,只針對離職意向的測試,便可預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生。同樣,離職意向在許多的研究發現中,也都指出其是離職行為的前因變量,是一個重要的預測指標。

          3 員工離職上級因素相關問題研究

          在大量關于員工離職傾向的學術研究中,上級因素往往是作為工作滿意度或者是組織承諾中的某個因素來進行研究。如盧嘉與時勘經過大量的實證分析后認為,工作滿意度主要由以下五個要素組成:對領導行為的滿意度;對管理措施的滿意度;對工作回報的滿意度;對團體合作的滿意度;對工作激勵的滿意度。俞文釗對 128名合資企業的員工工作滿意度進行了研究,發現影響合資企業員工整體工作滿意度的因素主要有個人特征、領導水平、工作特性、工作條件、福利待遇、工資報酬和同事關系。在我國的領導行為與工作滿意度的相關研究中發現,領導對下屬的體恤與下屬的工作滿意度呈正相關。此外,Nadim Jahangir在對孟加拉國電信業的實證研究中發現,員工對上級權利來源的感知將會顯著影響員工的離職意向。筆者通過使用SPSS13.0對60份有效問卷進行了相關的人口統計學變量分析、描述性統計分析以及上級因素與員工離職意向的相關分析,得到如下結果:

          從人口統計變量分析中,我們對零售行業的整體人力資源特點有了大體的了解,年齡上較年輕,學歷水平并不高,收入水平也是居于行業的中低水平。

          篇5

          一些文獻對商業銀行績效考評指標的體系設計問題進行了討論,但這些討論的重點是如何對銀行的經營績效進行評價,可以對不同銀行按績效進行排名,而沒有關注銀行績效評價的對象和主體即員工績效。另外一些文獻則以企業經營戰略目標為考核依據,以平衡計分卡(BSC)為考核工具,討論了以戰略目標為導向、以員工績效為考核對象的商業銀行員工績效考評指標體系的設計問題。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,明確銀行的戰略目標以后,將財務層面、客戶層面、內部流程、學習與成長等四個一級指標進行分解,形成二級指標、三級指標和權重,實際考核時對照指標體系對部門和員工進行打分和計算,即可得出考核對象的業績表現。但是,相關研究基本都屬定性研究,并沒有嚴格的計量檢驗的證據。

          沒有效率導向的企業經營績效考核,就不會有效率導向的員工績效考核。在商業銀行競爭壓力越來越大的情況下,基于效率(Efficient)和效果(Effects)的員工績效考評已經成為各銀行激勵員工努力工作、提升銀行競爭力的一種手段。尤其是在外資銀行不斷進入,新的銀行經營模式和管理理念不斷對傳統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銀行開始嘗試以管理會計系統為藍本的績效考核體系,強調“價值創造”理念,固化“成本倒逼”機制,徹底實現商業銀行員工績效考核的市場化轉型。管理會計系統是多維度的盈利核算系統,可以提供多維度的利潤指標,用以支持績效管理,因此,績效管理是管理會計主要用途之一。借助于管理會計系統進行業績評價,利用管理會計的利潤指標體系構建“價值創造型”的績效考核體系,能夠促使考核由規模導向轉為利潤導向,促使企業每個單元都能夠以價值創造為導向,實現企業利益最大化。但是,由于這一考核體系設計理念相對理性和剛性,而且指標眾多內容龐雜,在一些試行的商業銀行中引起不少爭議。

          二、 理論與模型

          制度經濟學(Institution Economics)與機制設計理論(Mechanism Design Theory)指出,“好的(Good)”制度與機制取決于兩個最重要的因素:制度設計與制度執行。制度設計主要解決衡量標準和衡量內容等方面的問題,制度執行主要解決制度運行與監督保證方面的問題。由于個人目標函數差異較大,阿羅已經證實,在所有人都是理性選擇的前提下,形成一個可以包容所有人偏好的社會目標函數是不可能的。但是,基于“一致計算”的原則,制度和規則必須得到大多數人的同意才會具有可執行性,制度設計的目的才有可能實現。在管理學的經典著作中,德魯克在《管理實踐》中提出的“目標管理”(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才會成為激勵手段而不僅僅是考核與約束。

          績效考核或績效評價(Performance Evaluation)是對行為過程(Progress)和行為結果(Results)的考核與評定。顯然,評估標準和評估執行是影響評估結果的兩個最重要的影響因素。在現有的績效考核實踐中,幾乎所有的組織單位都是自上而下的制訂一套考評體系,或者邀請咨詢機構設計一套考評體系來對員工進行績效考核,很少能夠按照“一致同意”的原則通過上下互動溝通而設定考核標準和考核執行機制。研究表明,一些組織高強度的績效考核不僅沒有發揮應有的激勵作用,反而扭曲了員工的工作態度和工作行為。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、離職等行為卻越發普遍,績效考核不再發揮應有的激勵員工的正面作用,反而在某種程度上成為員工“反生產行為”的導火索。因此,員工在對績效考核的認知與感受是至關重要的,員工對于績效考核的公平感會直接影響員工行為(OCB)和組織績效目標的實現。

          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。對于績效考評而言,員工首先考慮的應該是考核目的能不能接受、考核指標設置合不合理、考核內容合不合適、考核結果有沒有及時反饋等等,公平感只是對考核結果與激勵約束匹配差異的一種反應。顯然,這種反應與個體情況緊密相關。對“反生產行為”可能產生影響的人口統計學變量包括年齡、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最可能影響個體認知與行為的因素。在以往的實證研究中,人口統計變量一般都作為控制變量進入計量模型的,盡管這些變量與“反生產行為”關系的研究結論尚未統一,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“反生產行為”產生又具有激勵作用的績效考核指標體系設計的關鍵,是能夠在堅持戰略目標導向的前提下,充分考慮員工個體情況的差異,在考核標準制訂和考核執行兩個方面都能做到讓最多數的員工滿意。尤其是在商業銀行這樣的特殊企業類型中,員工績效考核更需要考慮員工的反應和行為。

          三、 實證研究

          1. 問卷設計與發放。在商業銀行中引入管理會計系統作為員工績效考核的指導思想和藍本,固然能夠扭轉國有銀行職工長期養成的地位優越的思想認識,但同時也讓很多員工感覺壓力太大和難以適應。管理會計系統本身比較專業,如果沒有相應的財務知識可能很難理解。此外,一套完整的績效考核體系應該包括考核指導思想、考核目的、考核準備、考核內容、考核指標、考核過程、考核時間、考核反饋和考核效果等幾個方面,員工對績效考核的滿意度主要來自于對這些考核要素的評價和認知。依據上面提出的理論模型和商業銀行績效考核的要素與環節,本文設計了39項問題,請調研對象對考核的指導思想、考核目的、考核準備等問題進行評價,評價尺度為Likert五點量表。最后一題是效標測項,也是員工總體滿意度測項。這樣,問卷主體共有40道問題。其次是人口統計變量,包括性別、年齡、職位、收入等,共9題。其中,工齡包括兩個方面的問題,一是個人全部工作時間,二是個人在本單位的工作時間。經驗是指是否有其它銀行工作經歷,有記為1,無記為0。

          問卷在廣州某著名商業銀行全行發放,發放時間為2013年2月~2013年4月,共發放400份問卷,回收有效問卷316份,有效率為79%。

          2. 描述性統計。首先觀察員工對績效考核各要素的評價是否存在個體差異。如果所有員工對績效考核的指導思想、考核目的、考核準備、考核指標等問題都具有同樣的判斷,那么績效考核就不會在不同部門、不同級別的員工中造成不同的影響。

          方差檢驗表明,從績效考核各要素的角度看,考核是否經過充分準備在人口統計變量中的差異性最多,不同年齡、不同職位、不同學歷、不同專業、不同收入和不同工作經驗的人對銀行績效考核的準備工作評價都有顯著不同;其次是對考核目的的評價,學歷、專業、婚姻、收入和經驗都是顯著的影響因素;再次是對考核能否及時反饋和考核效果的評價,年齡、學歷、收入和經驗同樣是顯著的影響因素。而從人口統計學變量的角度看,對績效考核各要素的評價差異最大的影響因素則是個人年收入、是否有其它銀行工作經驗、學歷和年齡,尤其是收入變量和工作經驗,不同收入和工作經驗的人幾乎對所有績效考核要素的評價都存在差異性。

          其次考察員工對績效考核的總體滿意度在人口統計變量中是否具有顯著性差異。分析結果表明,幾乎所有的人口統計學變量對績效考核的總體滿意度評價都有顯著性差異,換句話說,幾乎所有不同身份特征的員工對現有績效考核工作都有不同的看法和意見。

          3. 計量分析。本文認為,員工對績效考核的認知與評價是影響員工考核滿意度的主要因素,而在這一影響過程中,不同人口統計變量將對主效應產生重要影響。從方差檢驗的結果看,績效考核各要素評價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)考察人口統計變量、考核評價對滿意度的影響。統計軟件為SPSS17.0。

          結果表明,在控制變量對總體滿意度的回歸中,員工的職位、年齡、學歷、收入、經驗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、學歷和收入三個變量的影響都是負面的,職位越高、年齡越大、學歷越高、收入越高的員工滿意度越低,僅有工作經驗的影響是正的。而在績效考核各要素對總體滿意度的回歸中,指導思想、考核準備、考核過程、考核反饋和考核效果等幾個方面是影響員工總體滿意度的主要因素。其中,考核過程越復雜,牽涉的方面越多,越容易引起員工的不滿。把人口統計變量作為控制變量進入總回歸模型后,控制變量仍然顯著的是職位、收入和工作經驗,但是工作經驗的符號由正變成負,也就是說,有其它單位工作經驗的人滿意度越低。此外,在本單位工作時間長短也成為影響總體滿意度高低的一個因素,在本單位工作時間越長的人,滿意度越高。和單純的控制變量回歸結果相比,單位工作時間的影響作用也發生了反向變化,由負面影響(但不顯著)變成正面影響。而與單純的績效考核要素對滿意度的回歸結果相比,考核效果評價的影響作用不顯著,但是考核指標評價的影響作用加強,即考核指標設計得越復雜,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系統,這一系統不僅包括了考核指標設計、考核標準制訂、考核的具體執行等方面的內容,而且還應該包括考核指導思想、考核目的、考核準備、考核反饋機制等等。為了盡量少引起員工的“反生產行為”,考核的每一個環節都應該得到員工的理解和支持,如果員工不認同或不接受績效考核的設計理念、具體內容和執行方式,那么績效考核的激勵作用就會消失殆盡,員工的抵觸情緒和抵觸行為就有可能不斷發生。

          本文的實證研究結果證實,績效考核各要素評價在員工個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,在商業銀行的績效考核過程中,存在著員工“反生產行為”產生的可能,本文提出的理論模型是成立的。進一步的考察發現,職位、收入和工作經驗是影響員工總體滿意度的最重要的三個影響因素,而且全部都是負面影響。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,手中掌握的權力越大,在成本概念沒有得到加強之前,職位產生的權力租金(Power Rents)基本上由領導本人說了算;但是,管理會計系統強化了利潤創造,對成本結構形成硬性約束,職位帶給領導的各種收益將被降低。而且,績效考核工作量大,指標計算復雜,考核頻率快,持續時間長,給領導增加了工作負擔。因此,領導層對強制性的績效考核往往都有不滿情緒。從收入的角度看,收入越高的人對績效評價的總體滿意度越低,可能的原因是這一指標和職位因素密切相關,銀行職工的收入在領導層和普通員工之間拉得距離較大,高收入群體其實就是占據領導職位的人,收入越高,成本約束越強,對績效考核就會越不滿意。從工作經驗來看,有無外單位工作經驗對滿意度的影響是負面的,有其它銀行工作經驗的越容易導致不滿。這一點和單純作為控制變量回歸的結果正好相反,可能的原因是如果不與其它單位比較,本單位的工作經驗對于復雜的績效考核是有妥善應對功能的;但是與其它單位的情況一比較就會發現,這套管理會計系統可能會降低收入或增加工作量,不滿情緒就會產生。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,不同單位工作經驗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思想、考核準備、考核指標和考核反饋等幾項指標。這一結果為“一致同意”或MBO管理提供了有力的證據。如果員工能夠認可績效考核的設計理念和指導思想,比如說績效考核不是為了約束個人,而是為了提升銀行競爭力,并從長遠角度不斷提升個人收益水平等,那么員工就容易對績效考核表示滿意。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,既然成本導向型績效考核本身就會對個人收益或個人行為造成重大影響,如果不在行動之前做好教育、宣傳和鼓動工作,員工一方面可能因為難以理解考核內容和指標而產生抵觸甚至對立情緒,令一方面也可能會因為被排除在參與之外不能表達意見而生怨恨。考核指標設計對員工滿意度的影響是負面的,指標設計的越復雜,員工滿意度越低。這一結果比較容易理解。但在實踐中,很多單位的績效考評體系都是極其復雜的,不是專業人士根本就沒法全部搞懂,員工不信任感由此產生。最后一項對員工滿意度產生顯著影響的因素是考核的反饋機制,考核不能及時反饋,或者考核結果與考核承諾的激勵不能相匹配的話,員工的不滿情緒立刻就會產生。這一結果提醒實踐者,“言必行,行必果”必須得到切實保證,形式主義的績效考核更容易傷害員工的積極性。

          五、 總結與建議

          本文以廣州農村商業銀行為樣本,考察了員工對復雜績效考核系統的評價和態度。本文的研究證實了員工個體差異和對績效考核各要要素的評價是影響員工績效考核總體滿意度的重要影響因素。和員工“反生產行為”的相關研究相比,本文的研究更為具體和深入,程序公平和結果公平應該貫徹到績效考核的每一個環節,如果員工不能認可績效考核的指導思想、考核指標、考核過程、考核反饋機制,績效考核工作沒有做好充分的準備工作,那么員工的“反生產行為”就有可能會發生。

          本研究發現,個體特征對績效考核滿意度的影響往往都是負面的,職位、收入、工作經驗甚至學歷、年齡等因素都會讓員工產生不滿情緒。每個員工都是獨一無二的,在某種意義上講,他們都是既得利益者,績效考核機制明確了個人的責任和義務,界定了權利的邊界和內涵,這一考核過程極有可能會打破原有的利益格局,觸動某些人心中的“奶酪”,繼而會引起相應的情緒反應。因此,一套考核機制不僅需要盡可能地兼顧最大多數人的利益,接受最大多數人的意見,還需要在高層獲得強有力的支持才有可能真正執行。目前,一些商業銀行推行管理會計系統為藍本的績效考核體系,主要的動力就是來自銀行的最高層。銀行領導承擔的壓力最大,他們迫切需要體制、機制創新來提升銀行競爭力。但是,銀行畢竟不是普通的企業,完全市場化的考核機制是否適用,是否會引起員工的“反生產行為”,還需要在實踐中不斷總結,不斷完善,不斷創新。

          參考文獻:

          1. 關新紅.構建合理的商業銀行績效評價體系.中國財經大學學報,2003,(7):17-21.

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          3. 謝赤,鐘贊.熵權法在銀行經營績效綜合評價中的應用.中國軟科學,2002,(9):108-110.

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          5. 袁云峰,張波.商業銀行經營績效綜合評價體系研究.國際金融研究,2004,(12):28-32.

          6. 張中朝,華軍峰,甘茂智.商業銀行績效考核體系構建——一個現實框架.中央財經大學學報,2006,(9):24-29.

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

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

          篇6

              DR分期入選病例常規復方托吡卡胺滴眼液散瞳行眼底照相,依據ETDRS分級出現下列任意改變者則考慮患有DR:微動脈瘤、出血、棉絮斑、視網膜微血管異常、硬性滲出、靜脈串珠、新生血管[13]。糖網分期依據AirlieHouseclassificationsystem評分系統,分為:輕度非增生性DR(NPDR)、中度NPDR、重度NPDR和增生性DR。本實驗基于以上分期將DR分為3級: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)。危險因素評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、慢性腎病均以內科診斷標準。裂隙燈(蘇州六六視覺YZ5F1裂隙燈顯微鏡)行眼前節檢查,并依據LOCSⅢ對白內障進行分級[14,15]。統計學分析應用SPSS13.0統計軟件,多變量logistic回歸模型分析各期DR與屈光度、眼軸長的相關性,結果以比值比(Oddsratios,ORs)和95%可信區間表示,P<0.05為差異有統計學意義。

              人口統計學和系統特點各屈光不正組標注了年齡、吸煙的顯著趨勢,近視人群相對來說更年輕(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、服軸長度與DR相關性年齡和性別經校正的模型中,近視度數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來說患以上三種DR的危險性越低(P=0.021,0.005,0.003)。盡管沒有統計學意義,但是可以觀察到眼軸長度越長相對來說患以上三種DR的危險性越低的趨勢。見表2。2.3校正多變量后患者屈光狀態、眼軸長度與DR相關性在經校正了年齡、性別、白內障、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討論很多研究已經報道了近視可能是DR發病的保護性因素[7,8,11,16],但是結果不盡相同。Dogru等[16]在1個19例(38眼)雙眼不對稱性DR非胰島素依賴糖尿病小樣本臨床回顧性研究中發現高度近視眼(<-6D)沒有出現增殖性DR(PDR),并提出高度近視可能是PDR的保護性因素,但是同時也指出小樣本研究不足以得出可靠的統計學結果。而在大樣本臨床試驗WESDR中,Moss等[11]在單變量分析中,指出近視(≤-2D)和DR的發生、發展以及PDR沒有相關性,而在logistic回歸通過控制共同變量,發現在年輕時起病的糖尿病患者中(起病年齡<30歲并應用胰島素)近視是DR發展為PDR的保護性因素。Pierro等[17]還提出DR患者的眼軸較非糖尿病患者及未發生DR的糖尿患者的眼軸短,為研究眼軸對DR發生及發展影響做了鋪墊。但以上研究只是提出近視是PDR的保護性因素,而并沒有提及低度近視、中度近視對各期DR的影響如何。Lim等[12]在以人群為基礎的一項橫斷面研究中,指出近視、眼軸長是各期DR的保護性因素,與本試驗的臨床研究結果一致,支持并驗證了臨床長期觀察,但其保護性機制有待進一步討論。盡管近視是DR發病的保護因素的機制還不清晰,但是大多數理論將焦點放在近視發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、視網膜血流速度減慢[10,18],早期DR主要是血管周及血管內(如:基底膜增厚、微動脈瘤形成)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],視網膜血流速度減慢血管滲漏減少,滲漏物質所引起的巨噬細胞聚集減少,從而減弱了巨噬細胞所引起的視網膜增殖性病變[20]。此外,高度近視中脈絡膜視網膜萎縮,視網膜代謝率下降,氧更易于透過視網膜,彌散阻力減弱均對DR的發病起保護性作用[21]。完全玻璃體后脫離(PVD)及玻璃體液化在近視中更常見,已有報道稱完全PVD能夠減慢向新生血管及PDR的進程[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散[21]。上述三項因素中任何一項都不足以獨立解釋近視對于DR的保護性作用,而其他可能的保護性機制有待進一步研究。本試驗雖然收集了大量臨床資料,并對每一個入選病例進行規范驗光、評估測量眼軸長度、眼底照相、并排除白內障對屈光度的影響,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,本實驗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,從而有助于臨床醫生評估糖尿病患者患DR的風險性。

          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利益的個體終止其組織一成員關系的過程[1]。離職傾向是員工在一個組織工作一段時間,經過思考后蓄意要離開組織,也就是員工產生離開組織的想法。員工的離職傾向與最終的離職行為有著極其緊密的聯系,國外的研究(Carsten&Spector,1987)認為它是員工離職行為產生的最重要的前因變量,能夠極好的預測員工的離職行為。本文關于離職影響因素的相關研究也著重關注離職傾向影響因素的相關研究。

          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離職影響因素的研究現狀,本文以中國知網數據庫為載體對有關文獻進行搜索。本文選取學術期刊為研究對象,而且為了期刊的權威性本文將文獻的來源設置為來源于CSSCI,以確保期刊文獻的質量。由于采用篇名對檢索詞進行搜索可以較為完整和有針對性的獲得所要的文獻,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”進行文獻的搜索。本文的搜素范圍選取2004至2014年,截止的搜索時間為2014年12月26日,因數據庫的更新較文章發表晚,因此可能有截止日期前發表的文章未出現在搜索的文章中。以上述檢索詞進行的篇名搜索共搜集到期刊469篇。本著規范的學術期刊的原則,本文對上述469篇文獻又進行人工篩選,將短評性文章與介紹性的文章剔除,留下與本文研究主題相關的科學性論文,剔除后留下本文主要研究對象的期刊有182篇。

          3.研究現狀分析

          3.1文章年度分布

          根據所搜集到的文獻的情況,統計2004至2014年份的文章發表數量情況如圖1所示:

          3.2離職影響因素的歸類分析

          有關離職影響因素的分析,國內學者的成果主要可以歸類為三類:個體因素、組織因素、社會環境因素。各個類別相關研究變量的情況如下表所示:

          3.3主要研究觀點

          3.3.1 個體因素

          (1)重要的人口統計變量分析

          國外學者關于影響離職的人口統計學變量研究進行得比較早,我國學者也研究了中國背景相關人口統計變量對企業員工離職的影響,發現如年齡、是否已婚、學歷、性別等變量與離職有著較大的關聯度。

          關于年齡對離職的影響,國外有研究認為年齡與離職有著重大的關系,而且其與離職為負相關即年齡越大,其離職的可能性越低(Manlove & Guzell,1997)。對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)。學歷的高低對于離職而言也具有很大的影響,一般研究認為受教育程度與離職的關系呈正相關關系,即受教育程度越高離職的概率越高(Cotton & Tuttle, 1986;Berg,1991)。性別對于離職的影響,目前存在較大的爭議,有的研究認為女性的離職率比男性更高(Cotton & Tuttle, 1986),有的學者認為男性更容易離職(Chen & Francesco,2000)。

          我國學者關于年齡、婚姻狀況的研究結論基本與國外的研究相同,如孫海法等(2004)通過對MBA學員的離職研究發現MBA學員的離職意向隨著年齡增長而降低,未婚學員的離職意向高于已婚學員。關于受教育程度對離職的影響我國學者的觀點與國外研究有所不同,如學者徐芳和夏瑛(2012)通過對酒店從業人員的數據進行研究發現本科及以上學歷的從業人員相對比較穩定,高中以下及大專層次的從業人員的離職傾向相對嚴重,這與國外的研究結論受教育程度越高,離職意向越高有所不同,可能的原因是此次調查的是酒店員工,服務業的工作性質可能對員工的離職有所影響。性別對于離職的影響也引起了我國學者極大的關注,在對酒店從業人員的研究中學者徐芳和夏瑛(2012)發現男性的離職傾向大于女性,他們還研究了一旦離職,男性繼續從事酒店業的概率小于女性。

          (2)重要心理變量:工作滿意度與組織承諾

          通過對所搜尋到的有關個體層面的離職影響因素文章的分析發現我國學者對于工作滿意度、組織承諾這兩個個體態度變量的研究較多,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]。

          時勘(2001)認為工作滿意度是指員工對工作以及工作有關的活動的一種情緒體驗。國外大多數學者的研究認為工作滿意度與離職行為有著負向影響關系,如Mowday(1982)通過研究證實了工作滿意度與離職呈負影響。我國學者(王玉梅等,2008;葉仁蓀等,2005;沈偉曄等,2012)在中國情境下也驗證了工作滿意度對離職的負向影響。然而有些研究也給出了不同的結論,如舒小兵等(2011)通過對家族企業的員工做調查時發現工作滿意度對離職的影響在家族內部員工身上不明顯,這可能是與員工的身份有關系[3]。

          組織承諾最早由Becker提出,他認為組織承諾是員工隨著對組織投入的不斷的增加而不得不留在組織的一種心理現象。我國學者對組織承諾與離職影響的研究也基本從整體上驗證了國外學者得出的相互之間負向影響的結論,只是在某些組織承諾維度上的結論有所不同。有的學者從Meyer與Allen(1991)提出的情感承諾、持續承諾、規范承諾三個維度進行研究,如田輝(2014)認為三個維度均對離職有顯著影響,而情感與持續承諾對離職的作用明顯大于規范承諾。基于中國情境,我國許多學者參照了凌文輇等(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、規范承諾、理想承諾、經濟承諾、機會承諾[4]。如黃昱方等(2009)研究認為五個組織承諾維度都對離職有顯著的影響,其中理想承諾與經濟承諾的影響作用較大。

          3.3.2 組織因素

          (1)工作相關變量研究

          我國學者學者關于影響離職的工作相關變量的研究主要集中在工作特性、工作環境、工作時間三個方面。如王振源等(2006)通過以一家通信設備公司的員工為研究樣本得出結論:工作負荷與工作單調性對離職有正向影響,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證了工作本身挑戰性對離職有著顯著的影響關系。張升飛(2011)基于829份來自全職員工的有效問卷研究分析認為員工的期望工作時間與實際工作時間有落差者對離職的傾向最高。徐榮等(2009)對知識員工的離職傾向關鍵因素做研究時發現在薪酬、可選擇工作機會的主觀感知、工作環境、連續性承諾四個關鍵影響因素中工作環境對于員工的離職有最大的影響作用。

          (2)薪酬與職業發展

          薪酬一直是研究離職問題關注的重要影響因素,而關于薪酬對離職的影響主要關注的是薪酬外部競爭性與薪酬內部公平性對于離職的影響。我國學者羅旭華(2004)對飯店知識員工的離職研究時發現由于飯店的薪酬相對其他行業而言較低,這對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員工的主要因素之一。對于薪酬內部公平性對離職的影響,觀點比較一致,學者的研究結論也基本都表明薪酬的分配公平對離職有顯著負向作用。如夏春等(2007)、譚春平等(2013)均對組織薪酬的分配公平與離職的顯著負向作用做了驗證。

          職業發展主要包括員工的培訓與職位的晉升,員工對于自身職業發展往往比較關注。大多數研究都認為職業發展對于員工的離職有著較大的負向影響關系,如侯慧清(2007)與魏江茹(2009)通過相關數據的研究驗證了組織提供學習培訓的機會與晉升空間大會降低員工的離職行為。而一些學者也發現職業成長對離職的影響作用會受某些因素削弱,如袁慶宏等(2014)通過對200多名企業知識員工的調查發現組織認同會在職業成長與離職的影響中起調節作用,在高組織認同的情況下,職業成長對離職的影響作用會比較小。

          4.研究評價

          本文對近十年的員工離職影響研究進行了歸類分析,將影響因素歸類為:個人因素、組織因素、環境因素。許多的研究都主要討論個體與組織的影響因素,而關于環境對離職的影響研究較少。在個體因素研究方面,一些人口統計變量對于離職的影響還存在爭議,需要對這些不一致的原因進行進一步的分析。員工的離職也受所在組織的自身質量影響,組織質量是指組織各種滿足規定或潛在需求的特性總和。而現有的研究只是零散的分析了組織質量的相關因素,因此在今后的研究中有必要系統全面的研究組織質量對員工離職的影響因素。(作者單位:福州大學經濟與管理學院)

          參考文獻:

          [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行,繼而1995年體育彩票也開始發行,彩票行業逐漸發展完善,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到2215億元,創下歷史新高,共籌集彩票公益金634億元,為我國的公益事業提供了強大的資金助力。彩票行業的另一個重要貢獻在于提供了大量的就業崗位,特別為很多個體經營者帶來了一個不錯的就業選擇。彩票營業稅也成為服務業營業稅較快增長主因。同時,對普通大眾來說彩票也逐漸的進入了他們的消費生活,其中不乏一夜暴富的故事,也有為博頭獎傾家蕩產的反面例子。隨著彩票影響力的不斷增強,國內學界也更多的關注彩票相關的研究。哪些因素影響了彩票銷售就是一個研究的熱點。而在眾多的影響因素中,收入無疑是最關注的焦點。原因是,在中國,彩票公益金的主要用途是政府的福利救濟和中低收入群體的體育健身設施的建設,理想的模式是通過彩票將一部分中高收入人群的收入轉移支付到中低收入人群中,來提高整個社會的福利水平。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,有可能還會更糟。如果真的那樣彩票管理者就應該檢查彩票發行機制來改善情形了。

          本文利用中國2007-2010年來省級彩票銷售量的面板數據,從總量分析上來研究人均收入對人均彩票銷售量的彈性,同時,指出總量分析在這種關系識別上存在的問題,通過一個特殊外生事件(春節效應)的研究來對兩者的關系進行修正。

          二、文獻綜述

          在研究收入與彩票銷量關系的文獻中,按數據類型的不同,主要分為微觀分析和總量分析。前者是基于對彩票潛在購買者調查的微觀數據,通過一些例如Tobit一類的微觀計量模型,來研究包括收入、性別、年齡、種族、宗教等個體變量對彩票購買意愿以及購買量的影響。后者是基于地區,國家的宏觀總量統計數據,例如人均收入、人均GDP、教育水平、貧困程度等變量,來研究對該國家或者地區總體彩票銷售量的影響。

          微觀分析代表文獻中,Farrell和Walker(1999)利用基于英國微觀個體的面板數據,通過Tobit模型研究了收入、年齡等一些人口統計學特征對彩票購買者購買概率和購買量的影響,他們主要關注了價格彈性以及“二次反轉”(double rollover)對購買的影響。他們發現高的價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查數據對該州教育彩票的購買偏好和最終用途進行了研究,發現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中,Mikesell(1994)研究了1983年倒1991年美國33個州的人均季度彩票銷售量與各州各種經濟指標間的關系,主要發現人均收入對人均彩票銷售量的平均收入彈性達到了3.9,失業率相對與人均彩票銷售量的彈性要低得多,只有0.054。但彩票的銷售量對失業率的變化是敏感的,失業率增加1%彩票銷售量增加0.17%。Mikesell同時指出研究結果也證實了在經濟的衰退期,更多的人會感受更沉重的生活壓力,增加彩票的購買的假設。Garrett(2001)研究了1997年全球82個國家和地區的人均彩票銷售量和該國家地區的主要經濟指標間的關系,發現平均來看全球人均收入對人均彩票銷售量的收入彈性為1.347,比較各個大洲的情況,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的比重和各個國家或地區收入水平之間的關系,發現中低收入國家或地區彩票銷售量占國家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年美國七個州彩票數據,通過把收入分為名義收入、財富和轉移支付三類,分別考慮了它們對彩票收入的彈性,發現轉移支付的彈性最強,也暗示得到政府轉移支付更多的低收入人群購買了更多的彩票。

          分析文獻我們發現,豐富的微觀數據能夠對潛在彩票購買者的購買意愿和購買數量進行精確的計量分析,而且大多數的結果和微觀經濟學以及心理學的理論相吻合,即對樂透型的彩票,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傾向是遞減的,甚至從理論和現實中都存在低收入者購買彩票的絕對數量也會高于高收入者,比爾蓋茨很難為了中個五百萬而購買一張彩票。但是,對中國國內的研究來說,由于我們還沒有完善的微觀數據收集系統,數據的缺失使這樣的研究很難嚴謹的展開。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嚴重的問題。僅僅估計到一個正的收入彈性,是無法說明單個個體會隨著收入的增加而增加彩票的消費量。這是因為,針對人均收入對人均彩票銷售量的彈性,總量分析得到的是一個地區一個個體平均意義下收入變化對彩票消費的影響,但是如果該地區本身人均收入的差異很大,高的人均收入的地區伴隨著更多的低收入群體,總量分析的結果就可能有問題。極端的來講,一個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際意義。本文后面的工作就是不僅僅估計出人均收入對人均彩票銷售的彈性,還有通過總量數據來分析到底是流動人口是否是彩票的主要消費者。

          三、研究設計與數據來源

          首先,為了得到中國各個省、直轄市彩票的收入彈性,本文在Garrett(2001)的模型上構建了彩票人均銷量與人均收入的計量模型。相對與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31個省、直轄市年度的彩票銷售數據和相應的收入數據建立了面板模型。

          …………(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。

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

          在變量選擇上,本文用人均GDP來代表收入水平,是因為國家統計局給出的收入指標,分為了農村人口的年度總收入和城鎮人口的年度可支配收入,并沒有一個統一的個人年度可支配收入,考慮到不同省市間城鄉差異較大,參考先前關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。實際上,在研究中我們也嘗試選擇了上述兩個變量來進行分析,估計結果并不改變本文的主要結論。

          第二步,為了分析各個地區實際購買彩票人群的特征是否符合心理學及其相關研究的特征,本文關注了兩個問題,一個是一類特殊的人群,流動人口。眾所周知,我國是一個流動人口的大國,特別是改革開放后,中西部富余勞動力大量的向東部移動,加之我國特有的戶籍管理制度,東部經濟發達地區常年積聚了大量的流動人口。這一部分社會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該會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,很可能是因為有更多的流動人口,他們購買了更多的彩票,才產生了虛假的更高的收入彈性。或者說,高的彈性的一個重要原因之一是以為,在高收入的經濟發達地區聚集了更多的彩票潛在消費者――流動人口。但在,彩票銷售的總量統計數據中,卻并沒有購買者的統計信息,也就無法證明哪一部分彩票是這些流動人員購買的。為了克服這個困難,本文又從時間維度上考慮,在一個特定的時間,大量的流動人口會離開自己的暫居地――春節,具體的說主要是春節到元宵這一個時間段。一年一度的春運高峰,正是這個現象的最好體現。如果前面的邏輯是正確的,那么在流動人口集中度更大的地區,在除夕到元宵所在月份的人均彩票銷量會下降得更多,為了證實這個假設,本文建立了第二個模型:

          …………(2)

          (2)式中,表示各省市春節春節到元宵所在月份與上一月份的人均彩票銷售量的差,表示各省市流動人口占總人口的比例。

          各省市年度的彩票銷售數據來源于中國財政部網站,其余數據都來源于中國國家統計局網站。中國財政部網站上提供了2007年8月至今的省市各月度的以及當年累計的彩票銷售數據,國家統計局網站提供的是各省市年度人口、收入、GDP數據。因為,全國第六次人口普查的詳細數據還沒有公布,各省市流動人口占總人口的比例是通過2005年全國1%人口抽查數據中統計的“全國按現住地分的戶口登記地在外省的人口”數據計算得到。人均彩票銷售量、人均GDP。

          四、實證分析

          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。本文先進行了模型選擇的F檢驗,F(60,62)=1.528,F(30,62)=1.634,所以,最后確定的(1)式的具體形式為,固定效應變截距模型。考慮到省級面板分析時,一般認為存在異方差,所以在估計參數時我們選擇了截面加權的廣義最小二乘。

          (1)式的最后估計結果為:

          R2=0.96,DW=2.15,F=75.57,是每個省市截距對平均截距的偏離。整體的回歸效果比較理想。同時,對模型固定效應進行似然比檢驗,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,以及其他大洲的數據,我們預計短期內,收入彈性還有增加的可能,這對整個彩票市場都是一個利好的消息。但是,一個大于1的收入彈性似乎指出,隨著收入的不斷增加,購買彩票的量也會增加得更快,富人比窮人有更強的購買彩票的意愿,這顯然同我們平常的邏輯和心理學的相關研究相悖。正如我們前面分析的,一個平均意義下通過總量分析得到的收入彈性可能會掩蓋社會不同階層對彩票的不同需求。為了分析彩票購買者的人群結構特點,接下來,我們又對(2)式進行了估計。估計時,我們選擇了White異方差修正。

          (2)式的最后估計結果為:

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

          最后得到流動人口比例的系數為3.69,說明在春節期間,的確有大量的彩票銷量的下降是由于流動人口的暫時離開造成的。也就是說,在平時流動人口是彩票的一個非常重要的消費群體。

          篇9

          民族文化旅游演藝產品以特色民族文化表演作為旅游產品的主要組成,以游客觀賞和互動參與為主,以當地少數民族群眾為主體,由文化演藝公司策劃設計和投資運營,表演節目反映某一少數民族的傳統文化精粹,展現少數民族地區的風土人情和燦爛的民族文化.民族文化旅游演藝產品的形式多樣,包括舞臺表演、民俗活動和民族節慶等形式.民族文化旅游演藝產品的文化內涵豐富,表現形式多樣,一些民族文化旅游演藝產品還具有濃厚的原生態特征,因此,倍受廣大文化旅游者的青睞,具有一個很大的發展空間和發展潛力.廣西桂林依托獨具獨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、科技完美結合,設計開發了“印象劉三姐”實景演出,成為民族文化旅游演藝產品開發的經典作品.“印象劉三姐”實景演出迎合和引領了現代旅游需求,徹底顛覆了桂林傳統的山水休閑觀光旅游“白天觀光,晚上睡覺”的時間模式,實現了“桂林旅游,陽朔住宿”的空間消費模式的成功轉型.“印象劉三姐”實景演出的舞臺背景是桂林山水美景,體現的是壯族傳統民族文化和生活方式,展示了壯族的生產生活、民風民俗、傳統服飾、歌舞文化和民族藝術.“印象劉三姐”實景演出借助現代演藝的精華,充分展現了壯族文化的民族性和時代性特征.民族性展現的是原生壯文化,是旅游吸引力的根本條件.時代性既體現了愛情自有歌唱的時代故事,又是適應傳統文化的現代表現手段.在開發過程中,如何綜合利用旅游資源,正確處理與旅游目的地居民的關系,使“印象劉三姐”實景演出取得良好的社會效益,是值得考慮的問題.基于此,文中以“印象劉三姐”實景演出作為民族文化旅游演藝產品開發的典型案例,開展實證研究.

          1研究述評

          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,學術界對于旅游演藝的研究主要集中于旅游演藝的文化內涵、資源價值、經濟效應、產品策劃等理論和實證研究[2-7];旅游演藝產品的開發設計及營銷推廣方面的研究[8-11];也不乏對旅游演藝產業化發展的探索[12-13];還有旅游人類學在研究民族文化旅游時對旅游演藝的文化內涵和民族文化“舞臺化”問題的研究[14-16].總體來說,現有研究對于旅游主體———游客的研究缺乏深度.文中從游客感知視角,探究游客對民族文化旅游演藝的感知與評價,進一步加深旅游演藝相關研究.

          2指標體系構建

          民族文化旅游演藝產品游客感知評價體系構建對于研究至關重要.文中以感知績效理論[17]和感知價值理論[18-20]作為理論基礎,構建游客感知評價體系(表1).Tse等認為無論旅游者對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際感知[18].Gale等提出感知價值包括產品、服務、個人和形象方面的價值,以及金錢、時間、體力和精力方面的成本[19].Sweeney等認為消費者的情感價值是感知價值的重要組成[20].文中評價指標采用李克特量表來測度[21].

          3研究方法與數據采集

          因子分析法是分析因子內部依存關系的統計分析法[22].針對旅游者的感知,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品游客感知的主要影響因素.與此同時,研究還采用統計學分析方法t檢驗和單因子變異系數分析,針對不同類型的旅游者的特征與游客感知評價因子進行差異化分析,探究不同類型旅游者民族文化旅游演藝產品游客感知的主要因素.由于涉及到民族文化旅游演藝產品游客感知的所有評價指標均為軟指標,因此,關于民族文化旅游演藝產品游客感知研究必須進行實地調研,在調研基礎之上設計評價指標體系,采用統計學問卷調查方法對評價指標進行賦值.2011年9月30日—10月5日,以“印象劉三姐”實景演出為樣本,開展實地調查和問卷調查.發放問卷400份,其中有效問卷占91%.

          4研究結果

          4.1游客感知影響因素

          使用SPSS15.0統計軟件,對問卷調查數據進行主成分分析,測度量表信度的Cronbachα系數,表明問卷調查數據可靠性高,KMO統計量、巴特勒球形檢驗值均適合采用因子分析方法(表2).對24項描述項進行共同度檢驗,剔除共同度小于0.4的描述項.然后,進行方差最大化旋轉,公因子提取按照特征值大于1提取的原則,共提取出5個公因子,累計解釋方差為61.784%,公因子分別命名為“魅力性”、“知識性”、“傳統性”、“娛樂性”和“真實性”.

          4.2不同人口統計學特征游客偏好

          對不同人口統計學特征游客的偏好進行比較分析(表3.在性別方面,女性游客對“印象劉三姐”實景演出的評價高于男性游客;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.從旅游心理學的角度可以發現,女性在外部刺激發生時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”實景演出時,比男性游客受到更加強烈的感染,而男性游客相對于女性游客更加理性一些,更加容易控制感情,更加客觀地做出評價.t檢驗分析結果顯示,男性游客均值均低于女性游客,這一分析結果與實際情況比較接近.對年齡、受教育程度、職業變量進行單因子變異系數分析(One-wayANOVA)與Sheffe事后差異性檢驗分析,分析結果顯示,在年齡變量中,魅力性因子(P=0.009)、傳統性因子(P=0.007)均存在顯著性差異.在魅力性方面,游客年齡越小,對“印象劉三姐”實景演出的魅力性越表現出比較濃厚的興趣.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更加注重場景的設計,注重演出的舞臺效果,表演的美觀性.這一旅游群體的好奇心比中老年游客要強,對新事物的興趣濃厚,因此在“印象劉三姐”實景演出的魅力性上有較高的認同值.36歲以上中老年人在傳統性因子上的認同度高于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性,“印象劉三姐”實景演出所蘊含的深厚民族文化積淀對中老年人有著更大的吸引力.在受教育程度變量中,知識性因子(P=0.004)、傳統性因子(P=0.000)存在顯著性差異.本科學歷的旅游者對知識性、傳統性的認可程度比研究生和本科以下學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,導致旅游者對民族文化旅游演藝產品的認知和評判水平存在差別.本科以下學歷的旅游者,由于其知識儲量有限,對“印象劉三姐”實景演出的理解與接受都有一定限制,因此,他們對“印象劉三姐”實景演出知識性和傳統性的認同低于本科學歷的游客.而像研究生這樣一個高學歷的旅游者群體中一些游客見多識廣,在不同的地區觀賞過各類文化表演活動,具有民族文化旅游方面的淵博知識,比其他學歷的游客對民族文化旅游演藝產品認識更加深刻,評價能力也比較強,因此,這一旅游群體對“印象劉三姐”實景演出的態度會更加理性化,評價也具有一定的深度.由于知識儲備較大,對旅游的評判標準比較高,對文化旅游產品的要求也較高,所以,這一旅游群體對“印象劉三姐”實景演出知識性和傳統性的認同感要低于大專及本科學歷的游客.職業變量中,傳統性因子(P=0.026)、知識性因子(P=0.013)均存在顯著性差異.公務員、企事業單位人員、專業技術人員和離退休人員在傳統性因子、知識性因子的認可度高于私營企業人員、學生和其他職業者,主要原因是職業差異.在我國行政事業單位工作的公務人員和專業技術人員的文化層次較高,更加注重“印象劉三姐”實景演出的傳統性,他們在閱歷、知識和對文化的認識水平要比私營企業人員、學生和其他職業者更高,對民族文化的傳統性有更高的要求.

          5游客感知分析

          1)通過游客的感知,發現民族文化旅游演藝產品受到魅力性、知識性、傳統性、娛樂性、真實性5個主要因素的影響.在民族文化旅游演藝產品策劃、設計和市場推廣中,應當選取優秀民族文化的精粹,將5大要素作為民族文化旅游演藝產品開發的靈魂,抓住旅游市場需求和游客求新探奇的心理需求,轉變傳統的“閉門造車”的產品開發設計觀念,深入探察旅游市場需求和游客的旅游心理需求,理論與實際緊密結合,傳統與現代有機結合,用現代人的審美觀去審視民族傳統文化.但是也不能隨意篡改民族傳統文化的真正內涵,應當在民族傳統文化向民族文化旅游演藝產品轉化的過程中,在民族文化的表現形式上適當加入一些現代文化元素,用現代化的表現手法去創作并刻畫民族文化.創作的基礎必須是傳統的民族文化,應當表現民族傳統文化的真實內涵,不能憑空設想和自由創造.另外,從游客感知評價的結果發現,真實性對民族文化旅游演藝產品的影響不及魅力性、知識性、傳統性和娛樂性突出.究其原因,是在新的時代背景下,我國城市化和現代化的步伐不斷加快,特別是西部少數民族地區在西部大開發、大發展的過程中,生活生產方式和傳統的民風民俗都在悄然演變,在少數民族聚居區已經難以尋覓到原生態的少數民族文化.因此,應當認識到保護和傳承民族傳統文化已迫在眉睫,特別是少數民族非物質文化遺產的保護更是緊迫,培養少數民族非物質文化遺產傳承人是當務之急.除了非物質文化遺產,少數民族物質文化遺產的保護也異常艱巨.少數民族地區工業化和城鎮化的加速發展,每天都有少數民族古村落和古民居成為現代高樓和工廠.因此,民族文化旅游演藝與現實生活之間的距離不斷拉大,民族文化旅游演藝的真實性也很成問題.2)在觀賞“印象劉三姐”實景演出的游客中,不同人口統計學特征的游客對“印象劉三姐”實景演出的評價存在顯著的差異.在性別方面,女性游客對“印象劉三姐”實景演出的評價高于男性游客,說明女性旅游市場的潛力巨大.在今后民族文化旅游演藝市場的開發和推廣中,應當加大女性旅游市場的宣傳和推介,針對女性旅游市場開發適銷對路的民族文化旅游演藝產品.年齡方面,青年游客對演出的魅力性評價比中老年游客高,而中老年游客則對演出的傳統性有較高的評價.所以,在今后的民族文化旅游演藝開發與設計中,針對青年旅游市場要更加注重魅力性方面的開發與設計,對于中老年旅游市場要更加突出其文化品味的提升.在學歷方面,本科學歷的游客比其他學歷的游客對演出的知識性和傳統性有著更高的認同度,本科學歷的旅游者應當為民族文化旅游演藝產品追逐的重要目標.隨著我國經濟社會的快速發展,公民的受教育水平逐步提升,這一細分市場的規模會越來越大,與此同時,這一旅游群體的收入水平也比較高,旅游消費的潛力巨大,這一旅游群體將是未來民族文化旅游演藝產品的最大客戶群.這一旅游群體的文化水平較高,對文化的鑒賞能力較強,對旅游產品的要求也較高,所以,要滿足這一旅游群體的旅游需求就必須提升旅游產品的檔次和品位.職業方面,公務員、企事業單位人員、專業技術人員和離退休人員對民族文化旅游演藝產品的傳統性比較熱衷,同時他們對民族文化旅游演藝的知識性要求也比較高,所以針對這一細分市場要注重民族文化旅游演藝知識性和傳統性方面的宣傳與促銷.上述研究表明,民族文化旅游演藝產品的開發設計和營銷推廣要緊扣旅游細分市場的需求,特別是要針對不同人口統計學特征的游客,開發更具針對性的適銷對路的旅游產品.

          6討論與展望

          6.1討論

          國內學者在民族文化旅游研究方面,更多地采用田野調查的研究方法,研究結論的主觀色彩較為明顯.同時,研究方法多以定性描述為主,較少采用數理分析方法,對民族文化旅游產品開發、營銷推廣、經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品的主要影響因素,并借助“印象劉三姐”實景演出案例構建民族文化旅游演藝產品游客感知評價體系,并將主成分分析、單因子變異系數分析和Sheffe事后差異性檢驗分析方法運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品游客感知評價體系和產品開發提供了思路.

          6.2展望

          1)通過“印象劉三姐”實景演出創意旅游產品的調查研究,發現民族文化旅游產品開發應當注重創意開發.民族文化旅游資源的內容豐富,開發、拓展的空間廣闊,深入挖掘民族文化旅游資源的文化內涵,在展現民族傳統文化真實性的同時加入一些現代元素,將是民族文化旅游創意開發的發展方向.2)通過“印象劉三姐”實景演出創意旅游產品的游客感知調查進一步明確,民族文化旅游產品的策劃、設計的終極目標就是最大限度滿足游客的旅游需求.民族文化旅游產品開發要在保護民族傳統文化的前提條件下,把握旅游市場需求.要深入了解不同性別、不同收入、不同年齡、不同學歷、不同職業游客的旅游消費偏好,在準確定位游客群的情況下確定民族文化旅游產品開發方向.3)民族文化旅游產品開發要把握好民族文化的真實性和傳統性.任何脫離實際的文化創意旅游產品都是缺乏生命力的,只有那些深深植根于少數民族群眾真實生活環境的民族文化創意旅游產品才會閃爍出奪目的光彩.因此,民族文化旅游產品的開發一定要接地氣,不能憑空設想,真實性和傳統性是民族文化旅游產品開發永恒不變的主題,也是民族文化旅游產品創意開發的基礎.

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          [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,中國就業人口素質發生了極大的變化,并深深地影響著中國經濟的發展。本文立足于對就業人口素質和經濟增長關系的研究得出其間有較強的正相關性。因此,政府在加快經濟建設過程的同時要加大對教育的投入,使社會進入人口素質促進經濟發展,經濟發展提升人口素質的良性循環中。

          二、研究現狀

          國內外對人口素質與經濟增長關系的研究主要有兩大方向。

          第一,對人口素質定量分析的研究。屈云龍和許燕(2010)在借鑒“人口素質指數”(PQLI)三大指標的基礎上,將人口素質劃分為身體素質、文化素質和勞動技能素質三大方面,并在每個方面中給出了具體的統計指標。然后用主成因分析法計算和分析了江蘇省的人口素質,結果發現各省轄市人口素質發展狀況存在明顯差異。肖周燕(2007)將人口素質分為身體素質水平、文化素質水平、勞動技能素質水平和道德素質水平四個方面,并確定了各個方面的具體指標。在此基礎上,用AHP(層次分析法)評價人口素質水平。張強和錢建明(1993)選用標準化總死亡率、嬰兒死亡率、12歲以上人口的識字率及人均工農業總產值四個指標,用多維標度法評價了我國10個少數民族的人口素質。錢金平(2001)選取了平均壽命、維爾威克指數、智商、非殘疾比重,6歲及以上人員大學、中學、非文盲比重等7個指標及其權值分配方案,運用灰色系統理論方法,綜合定量評價了人口素質。張強,張霜紅,錢建明和張菊英(2003)選取了出生時預期壽命、人均工農業產值、嬰兒死亡率、生育率、15歲以上人口識字率等5個指標,利用灰關聯聚類法對我國14個主要少數民族的人口素質進行了聚類分析和評價,并探討了此方法的特點和效果。

          第二,對人口素質與經濟增長關系的研究。沈百福和杜曉利從人均受教育年限與經濟發展的關系、各級教育的人口比例與經濟發展水平兩個角度考查了人口素質與經濟發展的關系。張邦輝,譚偉和鄧淼從人力資本角度,運用人均受教育年限法度量了中國各地區不同年份的勞動力受教育狀況,并用聚類和線性回歸法分析了近20多年來中國各地區人均受教育年限與經濟增長的關系。宋光輝[通過關注研究教育與經濟增長作用的重要文獻,發現對教育與經濟增長關系的認識經歷了四個階段,20世紀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1994年~2006年經濟發展水平與人口文化素質的統計資料,選取人均GDP和接受過不同教育程度的人口比重作為經濟發展水平和人口文化素質的衡量指標,對經濟發展水平與人口文化素質進行相關分析。黃春燕運用SPSS軟件對人口素質指數EDI和GDP進行相關分析和回歸分析,求得GDP增長的預測模型。

          三、我國人口素質的實證分析

          1.人口素質評價指標體系的構建。在本文中,筆者把人口素質劃分為身體素質、文化素質與勞動技能素質三個方面,在每個方面中,選取了具體的統計指標,最終構建了我國人口素質的綜合評價體系,如圖1所示。

          (1)身體素質評價指標體系。身體素質是人口素質的最基本方面,它嚴重影響著其他各方面素質的提高。在對人口身體素質的衡量中,筆者選取了嬰兒死亡率(‰)(x1)、5歲以下兒童死亡率(‰)(x2)、勞動年齡人口比例(%)(x3)、傳染病發病率(甲乙類法定報告傳染病發病率)(1/10萬)(x4)、患病死亡率(甲乙類法定報告傳染病病死率)(%)(x5)這五個指標構建了身體素質評價指標體系。這5個指標的數據都來自于《中國衛生統計年鑒》。

          (2)文化素質評價指標體系。筆者選取了大學毛入學率(%)(x6)、未上過小學的人數占總人口的百分比(%)(x7)、每十萬人在校大學生人數(x8)和人均受教育年限(x9)這四個具體指標來綜合評價人口文化素質。其中,x6的數據來自于《中國教育統計年鑒》,x7和x8的具體數據來自于《中國統計年鑒》,x9的數據由《中國統計年鑒》和《中國人口統計年鑒》的數據計算而得。

          (3)勞動技能素質評價指標體系。勞動技能素質的高低決定了一個國家生產效率的高低,嚴重影響著這個國家的技術水平和綜合競爭力。本文選取了每千人從事研究與發展的科學家和工程師數(單位:萬人年)(x10)、每萬人專利批準申請量(國內專利申請授權數)(x11)和從業中大中專及以上人口比例(%)(x12)來綜合評價我國的勞動技能素質水平。其中,x10和x11的數據來源于《中國科技統計年鑒》,x12的數據來源于《中國人口統計年鑒》。

          2.我國人口素質水平的主成分分析。本文選取的一些數據不是比率數據,首先利用SPSS17.0對數據進行標準化處理。接著對標準化的數據進行主成分分析,經過KMO與巴特利特球形檢驗得到,KMO為0.629,Bartlett球形檢驗統計值為386.465,自由度為66,p值為0.000,這說明數據適合做因子分析。

          運用SPSS17.0進行主成分分析,得到各主成分的方差貢獻率和累計貢獻率如表1所示。在此,根據以下兩個標準提取公共因子:第一,特征值大于1;第二,累計方差貢獻率大于80%。由表1可以看出,第一個公共因子的特征值為10.705,遠大于1,且它的累計方差貢獻率為89.212%,大于80%的標準。據此,可以認為第一個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。

          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,提取的公共因子對所有變量都有載荷,且載荷絕對值大多數都大于0.9,這說明提取的主成分從各個方面綜合衡量了我國的人口素質,代表了我國的人口素質狀況,因此將提取的主成分命名為“人口素質綜合因子”。

          因為提取的主成分只有一個,所以這個主成分的因子得分就是綜合得分,綜合得分如表3所示。

          四、我國經濟發展水平的實證分析

          1.經濟發展水平評價指標體系的構建

          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)、財政收入(萬元)(y4)、進出口差額(億美元)(y5)和全社會固定資產投資(億元)(y6)來綜合衡量我國的經濟發展水平。其中,y1、y2、y4、y5和y6的數據來源于《中國統計年鑒》,y3的數據來源于《世界銀行統計年鑒》。

          2.我國經濟發展水平的主成分分析

          首先用SPSS17.0對原始數據進行標準化處理。接著對標準化后的數據進行主成分分析,經過KMO與巴特利特球形檢驗得到,KMO為0.659,Bartlett球形檢驗統計值為260.088,自由度為15,p值為0.000,這說明數據適合做因子分析。

          運用SPSS17.0進行主成分分析,以特征值大于1和累計方差貢獻率大于80%為標準提取公共因子。得到各主成分的方差貢獻率和累計貢獻率如表4所示。從表中可以看出,第一個公共因子的特征值為5.784,遠大于1,且它的累計方差貢獻率為96.407%。據此,可以認為第一個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。

          從表5的因子載荷矩陣中可以看出,提取的公共因子對所有變量都有載荷,且在六個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濟發展水平,因此將提取的主成分命名為“經濟發展水平綜合因子”。

          注:Zscore(人均GDP)表示人均GDP的標準化值,其余類似。

          同樣,因為提取的主成分只有一個,所以這個主成分的因子得分就是綜合得分,綜合得分如表3所示。

          五、我國人口素質水平與經濟發展水平關系的實證分析

          現在分析我國人口素質水平與經濟發展水平的關系。從上面的分析可知,在對人口素質和經濟發展水平的主成分分析中,我們都分別提取了一個主成分,且這個主成分綜合評價了我國的人口素質水平和經濟發展水平,因此在這里用“人口素質綜合因子”和“經濟發展水平綜合因子”來代表我國的人口素質水平和經濟發展水平。作出人口素質水平綜合因子得分與經濟發展水平綜合因子得分的走勢圖,發現二者都具有明顯的上升趨勢。

          運用SPSS17.0對人口素質綜合因子和經濟發展水平綜合因子進行相關性分析,得出兩者的Pearson系數為0.956,雙側顯著性水平為0.000,在時通過檢驗,具有統計學意義。因此可知,二者具有高度相關性,可以進行回歸分析。

          做出人口素質綜合因子和經濟發展水平綜合因子的散點圖,如圖3所示。從圖上可以看出,二者具有明顯的線性關系,因此要對它們作線性回歸分析。為了簡便起見,用ECOD表示經濟發展水平綜合因子,用PQL表示人口素質綜合因子。設二者的回歸方程為

          用EVIEWS6.0進行回歸分析,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,我國人口素質水平對國家經濟發展水平起著非常重要的作用。其中,人口素質綜合因子每增加一個單位,國家經濟發展水平綜合因子增加0.9557個單位。因此,我國應該大力提高人口素質,以促進國民經濟又好又快發展。

          六、政策建議

          根據以上分析,我們可以得出人口素質的提高對經濟增長有很大的促進作用。而人口素質又由身體素質、文化素質以及勞動技能素質構成,因此,我們可以從這三個方面為中國經濟更好的發展提供以下幾條政策建議。

          1.身體素質方面。身體素質的提高依賴于兩個方面,一是提高國家醫療水平,二是加強國民體育鍛煉。因此政府應該從這兩個方面著手,在醫療方面積極鼓勵新藥研發,改革醫院現存的各種弊制,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,政府應該加大對居民區體育設施的投資建設,深入促進國家體育事業的發展,并以提升國民整體身體素質為最終目的。

          2.文化素質方面。文化素質的提高依賴于教育的繼續深入擴展,因此,政府應該繼續堅持中國教育的擴展政策,促進教育事業的進一步發展。同時重視教育分配問題,一是合理調整三級教育投入比,二是縮小城鄉、地區、群體之間的受教育程度差距,重點在于調整城鄉二元結構背景下教育政策的偏向。

          3.勞動技能素質方面。勞動技能素質的提高依賴于受高程度教育者的產出提高。因此,政府應該用政策鼓勵科研活動,在科研環境方面,支持學者潛心鉆研學術,調整科研經費分配體制,著重培養思想活躍的年輕人;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,同時逐步完善《專利法》、《知識產權法》等法律。

          參考文獻:

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          篇11

          影響因素定量分析

          1.空模型檢驗

          CHNS數據是在中國的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖南、湖北、廣西、貴州,共計9個省份開展的調查數據,可能存在層次結構特征,因此對其進行空模型檢驗,結果如表2所示。對數據進行二分類離散數據空模型擬合,得到截距項U0的P<0.01,具有顯著統計學意義,數據確實存在層次結構特征,適用于多層模型進行分析。因此,將其分為兩層,地區層次(高水平)和個人層次(低水平)進行分層模型分析。

          2.多層線性回歸分析

          由于農村居民患病就醫的支出費用是一個連續的經濟變量,因此采用多層線性回歸模型進行分析。通過模型擬合和變量篩選,最終結果如表3所示。可以看到,在個人層次影響因素中,低年齡、高年齡、小學、家庭人均收入和保險對農村居民醫療支出沒有顯著影響,男性、高中、未工作、非農工作和患病嚴重對農村居民醫療支出有顯著正向影響,單身、患病不嚴重和家庭規模對農村居民醫療支出有顯著負向影響。在地區層次影響因素中,農村每千人醫生衛生員數對農村居民醫療支出沒有顯著影響,農村醫療價格水平對農村居民醫療支出有顯著正向影響,農村人均純收入對農村居民醫療支出有顯著負向影響。

          結論

          根據上述定量分析,可以得到以下結論:

          1.個人影響因素

          年齡、家庭人均收入和保險對農村居民醫療支出沒有顯著影響。性別對農村居民醫療支出有顯著正向影響。在農耕活動中,男性勞動產出比女性多,男性比女性更適宜進行體力生產勞作。長此以往,在農耕為主的中國農村家庭中逐漸形成了重男輕女的習俗。男性被視為家庭的支柱,往往具有較高的地位和絕對話語權,這種情況也映射到了農村居民醫療支出上。在農村居民醫療支出中,男性人群的支出水平顯著高于女性人群,男性在醫療服務需求方面處于強勢地位,而女性則處于相對弱勢地位。

          小學教育程度對農村居民醫療支出沒有顯著影響,而高中以上教育程度對農村居民醫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生意識更強,在平時的生活中注重身體健康的保持并善于自我治療保健。當受教育程度更高的民眾確實患病較重或無法自行醫治時,才會選擇就醫治療,且醫療支出水平隨病情嚴重情況也會較高。

          工作和非農工作民眾對農村居民醫療的支出水平高于從事農業工作的民眾,這是由于3方面原因導致的。一是未工作的群眾主要是處于撫育期的婦女和在讀學生,他們得到家庭特別關愛,占有較多家庭醫療資源;二是從事農業工作的民眾患病成本高,一旦生病將會承受疾病帶來的痛苦,損失勞動時間減少勞動所得,更會為恢復健康付出醫療服務費用,因此從事農業工作的民眾較其他家庭成員更為注重自己的身體健康;三是農業工作是一種體力勞動,在一定的勞作程度內能夠起到鍛煉身體增進體質的作用,因此從事農業工作的人群身體素質比較好、健康水平比較高。

          患病嚴重程度與醫療支出水平關系緊密,且關系復雜。從定量分析結果可以看出,患病嚴重的農村居民醫療支出對數比患病一般嚴重的農村居民大1.45,而患病不嚴重的農村居民醫療支出對數比患病一般嚴重的農村居民小0.76,患病嚴重與醫療支出水平呈正相關關系,患病不嚴重與醫療支出水平呈負相關關系。也就是說,當農村居民患有常見疾病,如感冒、發燒等,能自行治療的就盡量自行治療,盡量避免就醫治療。而當農村居民患病較重時,無法自行治療,才會就醫治療。農村居民對于就醫治療的抵觸情緒值得政府深刻研究。

          單身和家庭人口規模都對醫療支出水平有負向影響。結束單身也就意味著家庭成員數量增加,從定量分析結果看,家庭人口規模每增加一人,其相應的醫療支出對數就會減少0.09。家庭成員越多、規模越大,家庭成員之間的相互關懷、相互照顧就會更多,這有利于身體健康水平的保持,在很大程度上具有醫療服務的作用。#p#分頁標題#e#

          2.地區影響因素

          篇12

          目前,學者們對政府人力規模進行的定量分析和實證研究主要局限于從縱向和橫向兩個基本視角對中國政府的人力規模進行歷史考察和國際比較,意欲構建適度的中國政府人力規模。但實際上,我國疆域遼闊,各地區在地域面積、人口數量和素質、交通通訊設施、公務人員素質、經濟發展水平和市場成熟度等方面存在較大的差異,即使構建的全國政府人力規模是適度的,也并不意味著各地區政府的人力規模就一定適度,而且我國的絕大多數公務人員在各級地方政府工作,因此,筆者認為研究中國地方政府的適度人力規模具有更大的現實意義。考慮到數據的可獲得性,本文選取地區人均生產總值、政府人力規模兩個指標,以中部省份湖南省數據為例,運用時間序列分析,預測湖南省人均生產總值、政府人力規模的未來發展趨勢,建立回歸模型,分析湖南省政府人力規模與經濟協調發展的相關性,通過彈性分析計算經濟增長對政府人力規模增長的絕對量。

          一、經濟發展水平對政府人力規模增長作用的模型建立[1]

          1.數據的選取與說明

          一般來說,省級政府的人力規模主要由各地區經濟發展水平、市場化綜合指數、地域面積、人口數量、政府財力等因素來決定[2]。為了使假定的模型具有一定的可操作性,根據常見的計量經濟學分析方法,將湖南省經濟發展水平用人均GDP表示,政府人力規模用省級政府公務人員與總人口的比率來表示。以此建立一元線性回歸模型來加以分析。本文選取的主要數據如表1所示:

          表1.湖南省1995年~2007年政府人力規模 以及人均生產總值數據

          數據來源與說明:①以上數據來源于《中國統計年鑒(1996-2008)》;②政府人力規模=(公務人員數量/人口數量)*100。

          2.Logistic增長模型

          Logistic函數模型,也被稱為生長曲線函數模型,由美國生物學家和人口統計學家珀爾(R.Pearl)和利德(J.reed)(1920)首先在生物繁殖研究中發現,后被廣泛應用于生物生長過程和產業成長過程的描述。其函數表達式為:

          y=

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

          圖1、Logistic函數增長曲線

          在經濟發展的早期階段,為了給經濟和社會發展提供必須的社會基礎設施,政府職能擴張,政府人力規模隨之增長,但此時經濟發展對政府人力規模的推動作用尚不明顯,對政府人力規模的作用只是表現出平緩增長趨勢;當進入經濟發展的中期階段以后,由于市場的失靈,政府的職能逐步轉入對經濟的干預而隨之擴展,政府人力規模隨著職能的擴張而進一步增長,經濟發展對政府人力規模的貢獻作用越來越明顯,呈現急劇上升趨勢;但是當經濟發展由中期進入成熟階段,政府職能也隨之轉向以教育、保健和社會福利為主的公共服務,這將促使政府職能的結構性擴展,政府人力規模也隨之增長,但此時其增長趨于平穩,即經濟發展對政府人力規模的貢獻趨于平穩。即經濟發展水平(人均GDP)對政府人力規模的貢獻過程與Logistic曲線形狀相似。因此用Logistic生長曲線函數來分析人均GDP對政府人力規模的影響作用,具有一定的相似性和可行性。

          二、人均生產總值對政府人力規模增長作用的定量分析

          (一)政府人力規模、人均生產總值的時間序列分析以及政府人力規模與人均生產總值的回歸分析

          1.政府人力規模的時間序列分析

          假設政府人力規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%的假設檢驗,可以得到表2:

          表2. 政府人力規模回歸分析統計數據

          注:Variable:自變量,Coefficient:相關系數,Std. Error:標準查,t-Statistic:t統計量,Prob:p值,F-statistic:F統計量,R-squared:擬合系數,,Adjusted R-squared:調整后的擬合系數(以下分析相同)。

          從以上的回歸結果來看,擬合系數為0.932,857,擬合程度很高。查表得F的臨界值F0.01(1,13)為9.07,而檢驗值為152.828,7,遠遠大于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,回歸方程的關系是成立的。從回歸系數的t值和相應的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,這說明回歸系數是顯著的。

          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模平均每年增加0.015,99%。隨著經濟的發展,湖南省的政府人力規模還會不斷增長。

          2.地區人均生產總值的時間序列分析

          同樣假設地區人均生產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%的假設檢驗,可以得到表3:

          表3.地區人均生產總值回歸分析統計數據

          從以上的回歸結果來看,擬合系數為0.900,496,擬合程度很高。查表得F的臨界值F0.01(1,13)為9.07,而檢驗值為99.548,36,遠遠大于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,回歸方程的關系是成立的。從回歸系數的t值和相應的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,這說明回歸系數是顯著的。

          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總值平均每年增加0.082,61萬元。隨著經濟的發展,湖南省的人均生產總值還會不斷增加。

          3.政府人力規模與地區人均生產總值的回歸分析

          假設政府人力規模與地區人均生產總符合一元線性回歸模型y=a +b x ,y表示政府人力規模, x表示地區人均生產總值。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%的假設檢驗,可以得到表4 表4.政府人力規模與地區人均生產總值的回歸分析統計數據

          從以上的回歸結果來看,擬合系數為0.869,478,擬合程度很高。查表得F的臨界值F0.01(1,13)為9.07,而檢驗值為73.277,21,遠遠大于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,回歸方程的關系是成立的。從回歸系數的t值和相應的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,這說明回歸系數是顯著的。

          一元線性回歸模型的斜率為0.177,32,其意義表明當湖南省的人均生產總值每增加1萬元時,政府人力規模將增長0.177,32%。符合政府人力規模隨人均生產總值增加的管理學規律。

          (二)地區人均生產總值對政府人力規模增長作用的定量分析[3]由于線性模型的參數估計方法已經不能直接應用,可采用線性化估計方法,即對模型y= 作如下變換:-k=abln( -k)=lna+(lnb)x如果給定,同時令:

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

          至此,可利用線性模型的參數估計方法(OLS)估計模型參數。對于給定的理論模型,如0

          對方程(4)應用OLS方法,即估計參數

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

          y=

          從統計檢驗來看,方程擬合優度很高,方程顯著性水平大于0.001,方程通過顯著性檢驗。1.邊際分析

          在經濟學中,邊際是描述一個經濟變量在另一個經濟變量變化1%時所帶來的變化額。邊際點的自變量在經濟決策中往往是最佳點,找到最合理的邊際點,就能作出最有利的經濟政策。本文采用“邊際”這個概念來表示地區人均生產總值對政府人力規模的拉動作用,即人均生產總值增長一個單位所拉動的政府人力規模增長額度,具體公式為;

          =-a(lnb)

          拐點處的值滿足:

          =-a(ln b) - =0

          將湖南省2007年地區人均生產總值1.440,5萬元,a=0.694b=0.874,k=1/2代入上式可得到 =0.067,表明人均生產總值每增長1萬元,政府人力規模就增加0.067%單位。求解方程 =0得到駐點x=2.434,5萬元。這就說明,人均生產總值對政府人力規模的拉動作用可以分為兩個階段:當人均生產總值小于2.434,5萬元時,人均生產總值每增長1個單位所帶來的政府人力規模的增長額會隨著經濟發展水平的提高而不斷增加;當人均生產總值大于2.434,5萬元時,人均生產總值每增長1個單位所帶來的政府人力規模的增長額會隨著經濟的發展而呈現出下降的趨勢;在人均生產總值等于2.434,5萬元時,人均生產總值每增長1個單位所帶來的政府人力規模的增長額達到最大值,當人均生產總值在繼續增長時,它對政府人力規模的邊際作用就開始下降。2007年湖南省人均生產總值1.440,5萬元,它對政府人力規模的邊際作用還未達到最大值,所以隨著該地區的經濟發展,其政府人力規模將會有明顯擴大的趨勢。

          2.彈性分析

          在經濟學中,彈性是描述一個經濟變量在另一個經濟變量變化1%時所帶來的百分率。本文采用“彈性”這個概念表示地區人均生產總值每增長1%,所拉動的政府人力規模的增長率。具體公式為:

          ?著==-a(ln b) (k+ab )x=-a(ln b)

          上式中的?著表示地區人均生產總值增長1%帶來的政府人力規模的變化率。

          根據湖南省2007年統計數據表明當人均生產總值為1.440,5萬元時,?著=0.103,5即人均生產總值再繼續增長1%,政府人力規模則會增長0.103,5%。下面來求彈性系數的拐點。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

          說明當湖南省的人均生產總值x=8.964,4萬元時,經濟發展對政府人力規模的拉動率為0. 354,1%達到最大。當人均生產總值超過8.964,4萬元時,經濟發展對政府人力規模的拉動率將會逐漸減小。這也就說明對于湖南省來講,隨著該地區經濟和社會的發展,政府人力規模的增長幅度將縮小。

          三、政策建議

          從地區人均生產總值的時間序列分析可以知道,湖南省的人均生產總值隨著時間的變化,存在逐年遞增的趨勢,湖南省國民經濟發展穩定。政府人力規模的時間序列分析表明,湖南省政府人力規模隨著時間的變化不斷增長。從人均生產總值與政府人力規模的回歸分析,我們發現截至到2007年湖南省經濟的發展對該地區政府人力規模的拉動作用非常明顯。研究的結果還顯示,從相應的邊際與彈性分析可知,雖然湖南省人均生產總值與政府人力規模都存在增長的趨勢,但二者均不會無限增長,一定會達到一個極限值。尤其是對政府人力規模的增長勢頭應加以控制,使政府公務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.加快地區經濟發展,控制人口數量。經濟發展水平是決定一個地區政府人力規模的最關鍵制約因素。經濟比較發達的地區需要管理的社會事務,要比相對不發達的地區復雜,需要管理得更加細致一些,所以就需要使用更多一些的政府公務人員。而且,經濟比較發達的地區也會有較多的稅收和相對充分的財政手段,來滿足雇傭較多政府公務人員的實際需要。與此同時,地區人口數量也是影響政府人力規模的一個重要因素。因此,我國各省級政府在加快經濟發展的同時,必須控制本地區的人口數量。

          2.提高地區市場化程度。體制轉型是影響我國省級政府人力規模的主要因素,隨著各地區經濟體制的逐步轉型,社會經濟運行更加規范化、法治化,政府承擔的職能更為科學合理。為政府部門確定科學合理的職能是構建合理、適度政府人力規模的基礎,因此,各省級政府應加快本地區的市場化改革,提高地區市場化程度,合理配置政府與市場的職能,以構建合理、適度的政府人力規模。

          3.加快行政管理體制和機構改革,減少政府公務人員數量。現有的行政體制比較僵化,存在“職責同構”的弊端。因此,我國的各省級政府應基于自身的經濟發展水平以及所處體制轉型的不同階段,合理確定各自所應承擔的職能,并結合自身的財力設置政府機構和核定人員編制,尤其要注意有步驟地調整人員的年齡、學歷結構,并根據政府職責的調整相應調整公務人員在政府部門之間的配比關系,以構建合理、適度的人力規模。

          [參考文獻]

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          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護理專業學生學習成績的影響,對170名護理本科學生進行調查,結果表明,學習成績與學生家庭戶口狀況、體育活動時間有顯著相關;而與談戀愛、缺課無顯著關系。

          一般情況而言,決定學生學習效果的因素主要有兩方面:智力因素與非智力因素。而對于同一所學校的大學生,由于經過嚴格的統一考試進入大學,智力水平差異不大,不能成為影響學習成績的主要因素,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,對智力活動起直接制約作用的心理因素,對認識過程起動因、定向、引導、調節和強化作用。本課題是專門研究非智力因素對護理專業學生學習成績的影響,為此專業學生的學習改革,提高學習效果提供依據。

          一、研究對象、內容和方法

          調查對象。吉林醫藥學院2005級護理學本科班170人。其中男生8名,女生162名;學生平均年齡20.94±1.09,最小19歲,最大23歲。

          方法。采用整群抽樣方法,以書面問卷方式進行調查,內容主要包括一般人口統計學資料,家庭環境、愛好及行為因素。學習成績是大學一、二年級所有考試科目的成績,共16門。發出問卷170份,收回170份,有效問卷166份,有效率97.6%。

          統計分析。各學期成績作為預測變量,非智力因素作為自變量,將自變量各定性變量數量化,即定義啞變量(DummyVariable),采用SPSS14.0統計分析軟件,由于預測變量與自變量存在相關性,故對其進行因子分析,提取主要因子進行逐步回歸分析。

          1.主成分分析

          簡介:在對某一事物進行實證研究中,為了更全面、準確地反映事物的特征及其發展規律,人們為了避免遺漏重要的信息往往要考慮與其有關的多個指標,這些指標在多元統計中也稱為變量。這樣隨著指標的增多就增加了問題的復雜性,同時由于各指標是對同一事物的反映,不可避免地造成信息的大量重疊,有時甚至會抹殺事物的真正特征與內在規律。基于上述問題,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幾個線性組合來解釋原始變量絕大多數的信息的一種多元統計方法。它可以有效利用大量統計數據進行定量分析,提示變量之間的內在關系,得到對事物特征及其發展規律的一些深層次的啟發,把研究工作引向深入。

          結論:依據特征值大于1的原則,提取三個主要因子y1、y2、y3,累計貢獻率為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預測變量都有顯著的影響,挑選出對預測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引入,對選入的變量進行逐個檢驗,當原引入的變量由于后面變量的引入而變得不再顯著時,要將其刪除。引入一個變量或從回歸方程中剔除一個變量,為逐步回歸的一步,每一步都要進行F檢驗,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。這個過程反復進行,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因變量影響最大,從而獲得最佳預測模型。

          選取預測變量y1,自變量非智力因素進行逐步回歸。結果見表2。回歸方程的顯著性p值均為0.000,回歸方程有統計意義。

          二、結果分析

          回歸結果:

          y1=0.335-0.705(城鎮)+0.563(體育活動少)

          1.城鎮戶口學生比農村戶口學生平均標準化成績低0.705分(P<0.01)

          2.很少參加體育活動的學生比經常參加或參加體育活動的學生平均標準化成績高0.563分(P<

          三、討論

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