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篇1
2012B292）、东北电力大学博士科研启动基金项目“推动战略性新兴产
业发展的人力资源开发研究”（项目编号：BSJXM-201114）、吉林市科
技局软科学项目“吉林市创新型城市建设研究”（项目编号：201243206）
的阶段性成果
中图分类号：F272.92 文献标识码：A
内容摘要：本文介绍了人-组织匹配的三种形式及测量量表，并通过问卷调查的方式对不同城市的553名企业员工进行了调查，从性别、年龄、学历、职位和工作年限等五个人口统计学变量来探讨员工对以上三种匹配是否存在显著差异，最后对结果进行了分析，提出了有益的管理建议。
关键词：人-组织匹配 性别 年龄 学历 职位 工作年限
人-组织匹配的概念与测量
（一）人-组织匹配的概念
匹配，又称契合，指的是一种相称、适应或胜任的状态。人-组织匹配，是指个体特质与组织整体之间协调一致的状态（Gregory等，2010），它从系统的角度看待人与组织之间的关系，因此受到了国内外学者和管理者的广泛关注，目前已成为人力资源管理领域的重要课题。
Chatman（1989）认为人-组织匹配是人与组织在规范、价值观方面的高度契合和一致。Muchinsky和Monahan（1987）认为匹配包含两种类型：一致性匹配和互补性匹配。一致性匹配是指个体在目标、价值观以及态度等方面与组织中的其他成员或组织文化具有相似性，互补性匹配是指个体拥有的独特资源可以满足组织的需要。Caplan（1987）则从人与组织互相满足对方需要的角度，将人-组织匹配分成个人需求与组织供给相匹配以及工作要求与个人能力相匹配。需求-供给匹配是指当组织满足个体的需要和偏好时，才能出现人与组织的匹配；要求-能力匹配是指当个体拥有组织所要求的能力时，才能出现人与组织的匹配。
Kristof（1996）在前人研究的基础上，对人-组织匹配的不同类型进行了整合，提出了人-组织匹配的整合模型，指出人-组织匹配包括一致性匹配和互补性匹配，一致性匹配指价值观匹配，互补性匹配则进一步分成需求-供给匹配和要求-能力匹配。Cable 和 DeRue（2002）以及Hinkle和Choi（2009）的研究也表明人与环境匹配是三维度的。由此，可以看出，人-组织匹配的完整涵义包括人与组织在三个方面的匹配，即价值观匹配、需求-供给匹配和要求-能力匹配。
（二）人-组织匹配的测量
对于人-组织匹配的测量，本文选用的是Cable 和 DeRue（2002）的英文测量量表，并采用“双向翻译”的方法将其转化为中文量表。具体做法是：首先请一位在国内获得博士学位并已在美国工作8年的专业人士将量表翻译成中文，然后再请英文专业的老师将其回译成英文，最后由专门研究组织行为学和人力资源管理领域的专家将其与原文进行了对比，来确保量表具有良好的内容效度，从而形成了中文版量表。具体内容如表1所示。
人口统计学变量的人-组织匹配差异分析
（一）样本的描述性统计分析
本研究以企业员工为调查对象，通过问卷调查的方式获取数据，调查范围涉及吉林、长春、成都、上海、北京、广州、深圳、沈阳、石家庄等多个城市，行业涉及化纤、电信、汽车制造、IT等多个行业，共收回553份有效问卷。研究样本的详细信息如表2所示。
（二）样本的T检验与方差分析
独立样本T检验是利用来自两个正态总体的独立样本数据，来推断两个总体的均值是否存在显著差异的一种统计推断方法。给定显著性水平α后，首先需要利用F检验来判断两总体方差是否相等。如果F统计量的p值大于给定的显著性水平α，则可认为两总体方差并无显著性差异，此时可进一步观察方差相等条件下的t检验结果，如果t统计量的p值小于或等于给定的显著性水平α，则可认为两总体均值之间存在显著性差异。相反，如果p值大于给定的显著性水平α，则可认为两总体均值之间不存在显著性差异。如果进行F检验时，F统计量的p值小于给定的显著性水平α，则认为两总体方差有显著性差异，此时需观察方差不相等条件下的t检验结果。
独立样本T检验是对两组数据均值是否存在显著差异的统计检验，如果组别在三组以上，则需要采用方差分析。方差分析所研究的是分类型自变量对数值型因变量的影响。当只涉及一个分类型自变量时，该分析称为单因素方差分析；涉及两个或两个以上的分类型自变量时，则称为多因素方差分析。本研究中主要采用了单因素方差分析的方法来推断总体均值之间是否存在显著差异，如果存在显著差异，接下来就要确定自变量的不同水平对因变量的影响程度如何，哪些水平的作用明显区别于其他水平，哪些水平的作用不显著。这就要用到多重比较的分析方法，多重比较是利用样本数据，对各个水平下的总体均值逐一进行两两之间的比较检验。由于所采用的统计量不同，多重比较有许多具体方法。方差相等时常采用LSD法比较，方差不相等时常采用Tamhane法比较。
本文采用独立样本T检验和单因素方差分析对研究样本的性别、年龄、学历、职位和工作年限进行统计分析。其中，对于员工的性别采用独立样本T检验，对于员工的年龄、学历、工作年限和职位采用单因素方差分析并进行两两比较，具体检验结果如表3、表4、表5、表6、表7、表8、表9、表10、表11所示。置信度水平为95%，两两比较只列出在统计上有显著差异的结果。
结果与分析
（一）性别的独立样本T检验
独立样本T检验结果表明（见表3），性别对价值观匹配、需求-供给匹配是有显著差异的，要求-能力匹配则无显著差异。男性与组织匹配程度更高，这可能与中国文化中男性占主导地位有关，长期以来人们形成了“男主外、女主内”的传统观念，导致了男性更注重工作和事业，女性更注重家庭。因此，组织给男性赋予了更多的权力和报酬，男性也更认同组织给自我带来的成就感和满足感。虽然随着女性受教育水平的提高，女性的工作能力与男性一样，都能满足组织工作的要求，但“性别歧视”现象仍然存在，使得女性在企业中总体地位不高，影响力小于男性，从而表现出了对企业价值观和企业回报的不认同。
（二）年龄的单因素方差分析
单因素方差分析表明（见表4），年龄对所有测量变量产生了显著的影响。也就是说，不同年龄的人在认同组织价值观、组织供给与个体需求、个体能力与工作要求等方面的匹配程度是不同的。从表5中可以看出，26-30岁的员工比较特殊，他们在所有测量变量上都与其他年龄组的员工有显著差异，与40岁左右或者年龄更大的员工差异最为显著，这可能是因为26-30岁的员工是80后，大部分为独生子女，个性强，习惯以自我为中心，经济转型及就业、住房等巨大压力使其处在不稳定的生活状态，价值观有了巨大改变，这些可能都是造成80后员工不同于老员工的原因。
（三）学历的单因素方差分析
单因素方差分析表明（见表6），学历对价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配等因素均产生了显著影响。从表7中可以看出，本科以下的员工在价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配方面要显著高于本科以上的员工。这可能是因为过去教育资源匮乏，年龄较大员工接受的学校教育较少，因而导致学历层次较低，但是这些员工通过多年的工作，积累了丰富的职业技能，在组织中可能也从事管理者的工作，因此对组织的整体认同感更高。
（四）职位的单因素方差分析
单因素方差分析表明（见表8），不同职位的员工在价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配等方面有显著不同。从表9中可以看出，基层技术工人在三种匹配程度上均与其他职位员工差异较大。这可能与目前工人的地位较低、待遇较差有关，在调查中得知，东北地区的一些大型国有企业，很多工人的收入低于2000元，因而他们组织认同感低，工作积极性不高。
（五）工作年限的单因素方差分析
单因素方差分析表明（见表10），不同工作年限的员工在价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配的感知是不同的。从表11中可以看出，工作10年以上的员工在价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配等方面的感知都显著高于工作10年以下的员工。这可能是因为在一个组织中工作时间越长，对组织的情感越深厚，认同感也更高的关系。同时，工作年限越长，工作能力越能得到提高，员工从组织得到的回报也越高，这与我们的认知是相同的。
管理建议
通过以上分析，在进行企业管理时应该注意以下问题：
一是人-组织匹配的性别差异反映的可能是公平问题。因此，管理者应避免戴“有色眼镜”，消除“性别歧视”。随着教育程度的提高，女性也可以“委以重任”，发挥潜力。二是80后员工在人-组织匹配方面呈现出不同的特征，如何对新生代员工进行有效管理，应引起管理者的高度重视。三是制造性企业的产品质量往往与基层技术工人关系很大。基层技术工人与其他层次人员在人-组织匹配程度上差异较大，可能在某种程度上反映了他们对于工作报酬和工作内容的不满。因此，提高基层技术工人的报酬，增加教育和培训的机会，增强他们与组织的匹配度。四是员工在一个组织工作时间越长，与组织的匹配程度越高。如何提高员工的忠诚度、降低离职率是企业管理者着重考虑的问题。五是人-组织匹配程度因为采用主观填答的方式，在某种程度上反映了人们对组织的认同感。如何增强员工对组织的认同，可能人性关怀更为重要，“海底捞”的做法值得借鉴。
参考文献：
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
在中国传统文化背景下，“男主外，女主内”通常是一般家庭的角色分工模式，因此，养育孩子更多地被看成是母亲的事，大多数父亲习惯做“甩手掌柜”。但随着社会的变迁，越来越多的女性走出了家门，走上了工作岗位，于是，要求父亲更多地参与到孩子的教养中来的呼声日渐大起来。父亲对孩子的成长具有独特的影响。〔1〕在某些行为特质上，父亲的影响甚至要大于母亲。〔2〕例如，父亲能够影响孩子的社会性发展、认知发展和学业成就，〔3〕对孩子性别意识的形成也具有重要影响。父亲参与的缺失，不仅可能会影响孩子性别意识的发展，还可能导致孩子交往能力的欠缺，甚至出现行为。〔4〕因此，对于父亲的教养投入展开研究十分必要。那么，父亲的教养投入现状如何？父亲教养投入的影响因素有哪些？
一、研究设计
（一）研究对象
本研究采用方便取样方法，从湖北省武汉市抽取了4所幼儿园，每所幼儿园各抽取小中大班3个班级为研究对象，共发放问卷300份，回收292份，有效问卷280份，有效问卷率为93.3%。
（二）研究方法
1.人口统计学变量分析
本研究对幼儿及其父亲的人口统计学信息进行了统计分析，包括幼儿的年龄、性别、是否为独生子女，幼儿父亲的年龄、受教育程度、月收入、每周工作时长、工作满意度等。
2.父亲教养投入问卷调查
本研究采用伍新春、刘畅等编制的《父亲教养投入问卷》进行问卷调查，〔5〕问卷涉及互动性、可及性和责任性3个维度。互动性是指父亲参与照顾孩子，包含生活照顾、学业支持、情感交流、规则引导和休闲活动5个子维度；可及性是指父亲和孩子未发生直接互动，但当孩子需要的时候，父亲能够做出反应，包含空间可及和心理可及2个子维度；责任性是指父亲为孩子长远发展所做的准备、积累、规划和支持等，包括榜样示范、父职成长、信息获得、教养支持和发展规划5个子维度。〔6〕问卷共56个题项，适用于3～18岁儿童和青少年的父亲。问卷采用0～4级评分，依次表示“从不”“偶尔”“有时”“经常”和“总是”。研制者报告，总问卷的Cronbach’s alpha系数为0.967，探索性因子分析KMO系数为0.943，表明问卷具有良好的统一性和内部一致性。互动性、可及性、责任性3个维度的Cronbach’s alpha系数都在0.867以上，12个子维度的Cronbach’s alpha系数也都在0.649以上。
二、研究结果与分析
（一）幼儿父亲教养投入的总体情况
幼儿父亲教养投入的总体得分为2.67分，各维度的得分均大于2分，其中，可及性得分最高，互动性得分最低。对互动性、可及性和责任性3个维度分别作两两T检验，结果显示，互动性
（二）幼儿人口统计学变量对父亲教养投入的影响
统计分析表明，幼儿的年龄和性别对父亲的教养投入均没有显著影响，独生子女和非独生子女父亲的教养投入具有明显差异（见表2）。
进一步检验幼儿性别、年龄和是否是独生子女三因素之间的交互效应，结果显示，年龄、性别和是否是独生子女的三重交互作用对父亲教养投入的总得分有边缘显著效应（F=2.218，p=0.053），在可及性（F=2.615，p=0.025）和责任性（F=2.561，p=0.028）两个维度上存在显著差异，互动性差异不显著。以可及性、责任性两个维度为因变量，对幼儿年龄、性别和是否是独生子女三因素的交互作用进行简单效应分析，结果见表3。
（三）父亲人口统计学变量对其教养投入的影响
统计分析表明，受教育程度、每周工作时长和工作满意度对幼儿父亲的教养投入有显著影响。
1.受教育程度
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[文献标识码]A
[文章编号]1002－5006(2011)02－0049－09
1 引言
自20世纪80年代开始，现代乡村旅游经过20多年的发展已初具规模，并成为支撑我国旅游业发展的一支重要力量。乡村旅游发展迅速，但也暴露出众多问题，其中，品牌营销观念落后已经成为我国乡村旅游进一步发展的严重桎梏。目前，多数地区的乡村旅游活动停留在吃农家饭、住农家房、赏花摘果等满足游客物质欲望的层面，甚至出现了乡村旅游等同于饮食游的倾向，造成乡村旅游地品牌定位趋同化严重。
在游客心中建立恰当的地理品牌个性，可有效地对旅游目的地进行差异化和市场定位。乡村性一直被认为是乡村旅游推销的整体核心和独特卖点，但从长远看，只有将市场对乡村性的诉求和认可凝聚在乡村旅游地品牌上，才能形成鲜明的品牌个性，获得游客忠诚，以实现长足的持续发展。作为品牌对应消费群体情感需求的核心，旅游地品牌个性如何取得游客认同，形成游客忠诚就成为问题的关键。场所依赖是解释“某些地方与人之间似乎存在着一种特殊的依赖关系”这种客观现象的有效理论，对加强旅游地与游客间联系，促进重游等意义重大。因此，本研究尝试以乡村旅游地发展较为成熟的农家乐为研究对象，探索性地以场所依赖为中介变量，探究品牌个性与游客忠诚间的关系，以期明确乡村旅游地品牌个性对游客忠诚的影响机制，为乡村旅游地经营和发展提供借鉴。
2 理论基础
2.1 品牌
品牌是一个名称、标记、符号或是这些因素的组合，它可以使消费者有效辨识某一特定产品和服务的独特之处，以便与竞争者有所区别。品牌不仅是不同企业产品的标识，更多的是营销价值资讯的载体，特定品牌往往代表着特定的产品品质、产品风格、服务水平、流行时尚等，这些资讯逐渐被市场广泛了解和接受，在消费者心中就成为特定的消费价值、消费情感的代表。可以说，品牌不仅由于其功能性价值而被喜爱，而且由于其心理和社会的价值而被喜爱。竞争对手能很快地模仿产品的功能特性，但要建立起一个品牌的心理价值却需要花费很长时间。因而开发品牌的个性价值，建立品牌的个性就成为品牌管理的一项重要任务。
2.2 品牌个性
一系列与某品牌有关的人格特征即为品牌个性。品牌个性是将品牌与人类特质联想在一起的组合，相对于产品所传达的实用功能属性，品牌个性更应传达符号上或表达自我的功能。品牌所独有的个性是刺激消费者品牌联想和态度形成的关键要素，对于品牌资产管理具有重大意义。国内外关于品牌个性的研究主要集中在品牌个性维度的测量及量表开发，研究对象主要以有形产品品牌为主。近年来，旅游目的地的品牌个性逐渐受到学者的关注。叶根吉(Ekinci)和豪森尼(Hosany)借鉴了阿克(Aaker)开发的品牌个性量表，将其应用于旅游目的地品牌个性研究，提出了旅游目的地品牌个性的3个维度：真诚(sincerity)、刺激(excitement)和欢乐(conviviality)。豪森尼等在问卷调查的基础上，利用典型相关分析辨析了旅游目的地品牌形象和品牌个性，指出两个概念虽然相关，但有所不同，不可混用。墨菲等(Murphy，et a1.)对游览北澳大利亚暗礁的408名游客进行问卷调查，发现旅游者能够依据品牌个性区分不同地域的旅游目的地。虽然关于旅游目的地品牌个性的研究已取得了初步成果，但基于我国文化背景下不同类型旅游目的地品牌个性的研究尚显匮乏。我国各类典型旅游目的地品牌个性包含哪些维度、旅游者对旅游地品牌个性维度的认知和反应又是通过何种社会心理过程来影响他们的品牌偏好和忠诚、联结品牌个性维度和游客忠诚的中间变量是什么等问题尚未得到解决，有待于做进一步的探索性研究。
2.3 场所依赖
环境心理学指出，人在特定场所进行活动会产生对该空间环境的依赖感。而感情因素居于第一位，又包含人与场所之间基于感情(情绪、感觉)、认知(思想、知识、信仰)和实践(行动、行为)的联系就被称作场所依赖(place attachment)。场所依赖由场所依靠(place dependence)和场所认同(placeidentity)两个基本维度构成。场所依靠是一种功能性依赖，包含了社会与物理资源的可用性；场所认同又被称为心理依附，是个体对一个特定地区所持有的一种态度(attitudes)、价值(values)、思想(thoughts)、信念(beliefs)、意义(meanings)、行为意图(behavior tendenies)及特别的归属感(belonging toparticular place)。作为影响游后行为倾向的重要心理前因，场所依赖是产生重游的主要动机，对旅游目的地忠诚具有显著驱动作用，使得对某场所产生依赖的人会对该场所贡献更多的时间和金钱。此外，游客与目的地之间的情感联系是旅游目的地品牌发展的主要驱动力。显然，场所依赖在品牌个性影响游客忠诚关系中所发挥的作用不容忽视，因此，本文将其作为中介变量展开研究。
2.4 游客忠诚
忠诚是战略营销的一个基本概念，顾客忠诚作为服务业中的一种关键资产受到了业界及学术界的高度重视。顾客忠诚是顾客高度承诺在未来一贯地重复购买所偏好的产品或服务，并因此产生对同一品牌或同一品牌系列产品或服务的重复购买行为，而且不会因为市场态势的变化和竞争性产品营销努力的吸引而采取转移行为。戴(Day)最早指出，忠诚是包含行为和态度的二维构念，该观点得到广泛认同，并对后续研究影响深远。因此，有学者指出，游客忠诚也可以划分为行为和态度两个层面，行为层面指游客参与特定的活动、使用设施以及接受服务的次数，表现为游客多次参与的一致性；态度层面则主要是游客在情感上的偏好。游客明显偏好参与特定游憩活动的坚持行为即是游客忠诚。然而，在游客忠诚的具体测度上应该注意的是，与针对有形产品的忠诚不同，在服务业领域的顾客忠诚除了重复购买积极性以外，更多的表现为情 感依赖、首选偏好倾向和未来选择倾向。此外，对旅游目的地的首要选择也是游客忠诚的关键方面。
3 研究设计
3.1 研究区域
本研究结合实际研究目的需要，以乡村旅游地发展较为成熟的农家乐为研究对象，具体而言，以西安市长安区为研究区域。该区地处关中平原中部，与西安市区在东、南、西三面相邻，距市中心仅8.7千米，区域总面积为1583平方千米。
长安区位于秦岭北麓，是市区的水源供给地和生态屏障，以西安“后花园”著称。早在汉高祖五年(公元前202年)该区置县，至今已有2200多年，可谓历史悠久。2002年撤县设区，长安区成为西安城市新区，现区内共有10个乡镇，总人口达到92.57万人。长安区内有6处全国重点文物保护单位、7处省级重点文物保护单位，而区(县)级重点文物保护单位更多达20处。
近些年，长安区充分发挥其区内的自然生态资源和著名历史遗迹众多的优势，将旅游业作为区域经济发展的支柱产业来培育，并已取得初步成效。该区2009年接待中外游客364万人次，旅游业创收2亿元。农家乐项目在该区内得到规模化发展，其中，上王村、祥峪沟村和黄峪寺村等最具特色。
3.2 问卷设计
本研究所设计的调查问卷主要由4部分构成：(1)乡村旅游地品牌个性维度的测度。根据阿克的“大五”品牌个性模型量表及张俊妮等学者对该量表的翻译修正，对基本测量条目予以删减、增补和修改，最终确定28个测量条目。为有效规避阿克的“大五”品牌个性维度的影响，同时保证调查数据的可靠性和稳定性，随机打乱原有测量条目顺序后，方确定问卷。(2)场所依赖的测度。借鉴格罗斯(Gross)和布朗(Brown)所设计的游客涉入与场所依赖问卷中的旅游地场所依赖分量表，对其进行必要的修正，以符合乡村旅游地场所依赖测度的需要，最终包含了场所依靠和场所认同两部分内容，共10个问题。(3)游客忠诚的测度。乡村旅游地到访者的忠诚是其对该旅游地品牌的认可及信赖，一般表现为行为和态度两个层面。本研究对游客忠诚的测度借鉴帕若苏曼(Parasuraman)、泽丝曼尔(zeithaml)和柏瑞(Berry)的消费者忠诚度问卷，并进行适度修改以适用于本研究。测试内容包含到访游客对该目的地自评忠诚度、优先选择评价、唯一性选择评价和重游意愿4项。(4)游客人口统计学特征。主要有性别、年龄、民族、收入、客源地、受教育程度和家庭结构共7项，此部分以单项选择的形式设问，问卷其他内容以李克特5点量表形式设问。
3.3 数据获取和分析方法
问卷调查地点主要以长安区上王村、黄峪寺村和祥峪沟村的农家乐为主，调查时间集中于2008年6～7月。共发放问卷500份，回收453份，有效率达90.6％。先用Excel录入数据，后用SPSS17.0进行因子分析和信度分析，再用Amos17.0软件建立结构方程进行模型检验，最后用SPSS17.0进行多元回归分析。
3.4 获取样本说明
受调查者的性别比例基本持平(男性53％，女性47％)；以汉族为主(98％)；大专及本科学历的受调查者居多，占总量的66％；来自西安及周边县市地区的游客是该区农家乐乡村旅游的客源主体，占总量的93.6％；从年龄结构上看，70.9％的受调查者为26岁以上、有工作且收入固定的群体；家庭结构以夫妻二人或有小孩的群体为主，占总量的52.3％，而单身者所占比例最低，仅为11.5％(见表1)。
4 研究结果与分析
4.1 研究问卷质量分析
4.1.1 品牌个性维度量表的信度和效度
信度分析用以测定综合评价体系的一致性、稳定性和可靠性，一般利用克朗巴哈(Cronbach'sα)系数表示。该系数取值在0～1之间，越趋近于1表明数据信度越高。品牌个性维度量表共包含28个测度项目，克朗巴哈(cronbach'sα)系数达0.854，表明该量表整体信度良好。
比较观测相关系数值与偏相关系数值的关键指标主要是KMO检验值，该值的取值在0－1之间，数值达0.90以上为理想水平，0.80以上为良好，而低于0.50则不可接受。该量表KMO值为0.871，处于良好的观测水平，说明研究数据适于因子分析，而且整体问卷的效度良好。此外，巴特勒球体检验值的方差近似值(Approx，Chi-Square)表明分析数据适合进行因子分析。
经两次因子分析，剔除因子载荷低于0.5的测度项目，得到乡村旅游地品牌个性6维度，最终问卷项目为22个，整体α系数提高至0.901，KMO值上升到0.906，实惠、喜悦、闲适、交互、健康和逃逸各维度α系数分别为0.809、0.799、0.787、0.631、0.690和0.575。上述结果表明，品牌个性维度量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和稳定性。
4.1.2 场所依赖量表的信度和效度
从理论上讲，对一个理论建构合理性的验证，采用验证性因素分析比采用探索性因素分析更为合理。场所依赖基本由场所依靠和场所认同两个基本维度构成，得到众多实证研究的支持。本研究量表包括10个项目，场所认同和场所依靠两个基本维度，采用Amos17.0对其进行验证性因子分析，得到拟合指数如下，绝对拟合度：X2=128.755，X2／df=3.787，GFI=0.947，RMSEA=0.079；增量拟合度：AGFI=0.914，NFI=0.927，CFI=0.945，NNFI=0.927，IFI=0.945；简要拟合度：RMR=0.039，PNFI=0.700，PGFI=0.585。各项指数均满足标准，说明模型与数据拟合较好。
信度分析结果表明，场所依赖量表整体α系数为0.899，场所依靠维度α系数为0.823，场所认同维度α系数为0.789，这表明该量表总体信度水平良好，两个构成维度的信度水平处于可接受范围内。
上述结果表明，场所依赖量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和稳定性。
4.1.3 游客忠诚量表的信度和效度
采用Amos17.0验证性因子分析与对包含4个观测项目的游客忠诚量表进行验证。结果显示，绝对拟合度：X2=2.081，X2／df=1.040，GFI=0.998，RMSEA=0.009；增量拟合度：AGFI=0.989，NFI=0.995，CFI=1.000，NNFI=1.000，IFI=1.000；简要拟合度：RMR=0.012，PNFI=0.332，PGFI=0.200。各项指数均达到标准，说明模型与数据拟合很好。
信度分析结果表明，游客忠诚量表整体α系数为0.788，这表明该量表数据的总体置信水平较好。
上述结果表明，游客忠诚量表的信度和效度良 好，具有很好的可靠性和稳定性。
4.2 乡村旅游地品牌个性维度
利用SPSS17.0对品牌个性维度量表所收集的数据进行探索性因子分析，以因子载荷0.5以上作为新因子选取标准，经过两次分析剔除因子载荷不及0.5的6个项目，最终得到乡村旅游地品牌个性6个维度：实惠、喜悦、闲适、交互、健康和逃逸。各维度特征根值分别为8.395、2.300、1.576、1.444、1.250和1.082，方差解释率分别为28.914％、9.650％、6.919％、5.799％、4.463％和5.384％，累计方差解释率达61.381％。各维度α系数及整体α系数和KMO值如上文4.1.1中所述。
4.3 乡村旅游地品牌个性、场所依赖和游客忠诚的关系
4.3.1 描述性统计与初步分析
对乡村旅游地品牌个性、场所依赖和游客忠诚各维度共9个研究变量进行描述性统计分析，计算均值、标准差以及各变量间的相关系数。一般而言，李克特量表1～5等级评分平均值在1～2.4之间表示反对，2.5～3.4之间表示中立，3.5～5之间表示赞同。从均值上看，旅游者对乡村旅游地品牌个性格维度中的闲适和交互表现出高度的赞同(均值分别达到4.127和4.016)，实惠和健康维度也得到了赞同(均值依次为3.961和3.695)，而旅游者对喜悦和逃逸维度仅表现出中立态度(均值仅为2.951和2.843)；场所依靠与场所认同均值分别为3.216和3.333，差别并不明显；游客忠诚均值为3.480，趋近于赞同水平。所有变量的标准差在0.65－0.79之间，表明各变量的离散水平相近。从相关系数上看，除品牌个性的逃逸维度外，其他8个研究变量间的相关系数均达0.3以上(p
4.3.2 乡村旅游地品牌个性对场所依赖及游客忠诚的预测作用
调查数据涉及性别、民族、年龄、受教育程度、客源地、年收入和家庭结构等7个人口统计学变量，为便于模型解释，将它们作为连续变量进行分析。在控制以上人口统计学变量影响的基础上，以6个品牌个性维度为自变量，分别以场所依赖的两个维度场所依靠和场所认同以及游客忠诚为因变量，利用强迫进入的解释变量筛选策略，进行分层回归分析，结果见表2。
在控制了到访游客人口统计学变量的情况下，6个品牌个性维度可解释场所依靠40.1％的变异量，可解释场所认同40.3％的变异量。如表2所示，品牌个性对场所依靠和场所认同的影响情况基本一致：交互维度对二者的影响力均未达到显著；实惠、喜悦、闲适、健康和逃逸5个维度具有预测力，并且对场所依靠和场所认同均存在显著的正向预测作用。这说明，越倾向于认同这5个品牌个性维度的游客，越容易对乡村旅游地产生场所依靠和场所认同。民族、受教育程度和客源地在品牌个性变量引入回归模型后预测力下降或不再显著，说明它们对因变量的影响缺乏稳定性，而其他人口统计学变量对场所依靠和场所认同的预测力不显著。
在控制了到访游客人口统计学变量的情况下，品牌个性6个维度可解释游客忠诚26.4％的变异量。由表2可知，仅有实惠和闲适两个自变量具有预测力，并且对游客忠诚存在显著的正向预测作用(β=0.334,p=0.000；β=0.133，p=0.017)。这表明，越倾向于认同乡村旅游地品牌个性中的实惠和闲适两维度的游客，其忠诚度往往会越高。各人口统计学变量缺乏对游客忠诚的预测力，说明性别、民族、年龄、受教育程度、客源地、年收入和家庭结构因素对游客忠诚无显著影响。
4.3.3 场所依赖在品牌个性与游客忠诚关系间的中介效应检验
为了进一步考察乡村旅游地品牌个性对游客忠诚的影响机制，即品牌个性是直接影响还是通过场所依赖间接影响游客忠诚，本研究根据温忠麟等人提出的检验中介效应的方法，采用回归分析和Sobel单侧检验，考察场所依赖(包括场所依靠和场所认同)的中介效应。由于在乡村旅游地品牌个性中仅有实惠和闲适对游客忠诚有预测作用，所以只考察场所依靠和场所认同在实惠与游客忠诚及闲适与游客忠诚关系间的中介效应。以人口统计学变量作为控制变量，采用强迫进入的解释变量筛选策略，进行三步回归分析。首先，以品牌个性实惠和闲适为自变量，以游客忠诚为因变量，求回归系数c；其次，仍以实惠和闲适为自变量，分别以场所依赖中的场所依靠和场所认同为因变量，求回归系数α；最后，以实惠、闲适以及场所依靠和场所认同为自变量，以游客忠诚为因变量，求回归系数6和c＇。具体结果见表3。
表3显示，在第1步回归模型中，在控制了性别、民族、年龄等人口统计学变量影响的条件下，实惠和闲适对游客忠诚具有显著的正向预测作用，标准化回归系数β分别为0.395(p
在第1步回归模型的基础上，引入中介变量场所依靠和场所认同进行第3步回归分析，结果显示，场所依赖对游客忠诚的预测作用(回归系数b)，仅场所认同显著(卢=0.472，p0.05)，需做Sobel单侧检验。根据麦金农等人(MacKinnon，et al.)对Sobel统计量使用的临界值进行检验，结果显示，Z实惠=1.83，p
依据以上分析，可以得出中介效应的路径图(图1)。
表4展示的是乡村旅游地品牌个性中实惠和闲适两维度在不同中介路径下的中介效应、总效应以及中介效应的相对大小(以中介效应和总效应之比 来衡量)。可以看出，场所认同在实惠与游客忠诚关系间的中介作用以及它在闲适与游客忠诚关系间的中介作用都相对较大，而场所依靠在实惠与游客忠诚及闲适与游客忠诚关系间的中介作用相对较小。
5 分析和讨论
5.1 品牌个性对场所依赖及游客忠诚的作用
相关分析结果显示，乡村旅游地品牌个性的6个维度与场所依靠和场所认同的相关度普遍高于它们与游客忠诚的相关度。控制人口统计学特征变量的多元回归进一步表明，5个品牌个性维度(实惠、喜悦、闲适、健康和逃逸，见表2)对场所依靠和场所认同均有显著的预测作用，而对游客忠诚具有预测力的维度仅有两个(实惠和闲适，见表2)。由此可见，乡村旅游地品牌个性对游客忠诚的影响程度不及对场所依赖的影响程度深。换句话说，相比于游客忠诚，场所依赖对乡村旅游地品牌个性更为敏感。
并非品牌个性的所有维度对场所依赖和游客忠诚都具有显著影响，依照影响程度和影响方式的不同，可以将其分为3类：第1类为实惠和闲适维度，它们对场所依赖和游客忠诚都有显著的正向预测作用，实惠对两者的影响均最为强劲，而闲适对游客忠诚的影响程度强于对场所依赖的影响；第2类包括喜悦、健康和逃逸，它们仅对场所依赖影响显著；第3类为交互维度，该维度对场所依赖和游客忠诚均未能形成显著性影响。
5.2 场所依赖的中介效应
本研究表明，在控制人口统计学特征变量影响的条件下，场所依赖对乡村旅游地品牌个性与游客忠诚关系间的中介效应大小及中介作用途径不同。具体而言：(1)对于品牌个性中实惠维度突出的乡村旅游地来说，一方面，实惠的品牌个性对游客忠诚存在直接的正效应(β=0.139，p
5.3 中介效应相对大小
篇4
1 员工离职的类型
员工离职可以分为两种类型：员工主动离职，是指离职的决策主要是由员工做出，包括所有员工主动辞职的形式；员工被动离职，是指离职的决策主要由组织做出，包括员工被组织解雇、裁员、退休或死亡。不同类型的离职给组织造成的影响不同。相对于被动离职来说，主动离职中有大部分是组织不愿意发生的。一般认为，组织中存在过高的主动离职对组织是不利的，例如组织中的人力资源规划工作会变的很难进行。因此，相对于被动离职而言，主动离职得到了研究者更多的关注。本文主要探讨的也是员工的主动离职。
2 员工离职意向的含义
员工离职意向是指公司员工想离开本公司或自身岗位，转向其他公司或其他岗位的倾向。 Price在其离职意向路径模型中将离职意图定义为：员工想离开本单位的程度。Mobley指出离职意向是离职行为中最具有预测力的变量，会影响真正的离职，认为探讨离职的最直接指标是离职意向，只针对离职意向的测试，便可预知影响未来离职的可能因素，并可借以改善措施，从而减少离职行为的产生。同样，离职意向在许多的研究发现中，也都指出其是离职行为的前因变量，是一个重要的预测指标。
3 员工离职上级因素相关问题研究
在大量关于员工离职倾向的学术研究中，上级因素往往是作为工作满意度或者是组织承诺中的某个因素来进行研究。如卢嘉与时勘经过大量的实证分析后认为，工作满意度主要由以下五个要素组成：对领导行为的满意度；对管理措施的满意度；对工作回报的满意度；对团体合作的满意度；对工作激励的满意度。俞文钊对 128名合资企业的员工工作满意度进行了研究，发现影响合资企业员工整体工作满意度的因素主要有个人特征、领导水平、工作特性、工作条件、福利待遇、工资报酬和同事关系。在我国的领导行为与工作满意度的相关研究中发现，领导对下属的体恤与下属的工作满意度呈正相关。此外，Nadim Jahangir在对孟加拉国电信业的实证研究中发现，员工对上级权利来源的感知将会显著影响员工的离职意向。笔者通过使用SPSS13.0对60份有效问卷进行了相关的人口统计学变量分析、描述性统计分析以及上级因素与员工离职意向的相关分析，得到如下结果：
从人口统计变量分析中，我们对零售行业的整体人力资源特点有了大体的了解，年龄上较年轻，学历水平并不高，收入水平也是居于行业的中低水平。
篇5
一些文献对商业银行绩效考评指标的体系设计问题进行了讨论，但这些讨论的重点是如何对银行的经营绩效进行评价，可以对不同银行按绩效进行排名，而没有关注银行绩效评价的对象和主体即员工绩效。另外一些文献则以企业经营战略目标为考核依据，以平衡计分卡（BSC）为考核工具，讨论了以战略目标为导向、以员工绩效为考核对象的商业银行员工绩效考评指标体系的设计问题。这一类研究的基本思路大致相同：以BSC的基本框架为理论依据，明确银行的战略目标以后，将财务层面、客户层面、内部流程、学习与成长等四个一级指标进行分解，形成二级指标、三级指标和权重，实际考核时对照指标体系对部门和员工进行打分和计算，即可得出考核对象的业绩表现。但是，相关研究基本都属定性研究，并没有严格的计量检验的证据。
没有效率导向的企业经营绩效考核，就不会有效率导向的员工绩效考核。在商业银行竞争压力越来越大的情况下，基于效率（Efficient）和效果（Effects）的员工绩效考评已经成为各银行激励员工努力工作、提升银行竞争力的一种手段。尤其是在外资银行不断进入，新的银行经营模式和管理理念不断对传统的中资银行造成冲击的情况下，一些新近成立的股份制商业银行开始尝试以管理会计系统为蓝本的绩效考核体系，强调“价值创造”理念，固化“成本倒逼”机制，彻底实现商业银行员工绩效考核的市场化转型。管理会计系统是多维度的盈利核算系统，可以提供多维度的利润指标，用以支持绩效管理，因此，绩效管理是管理会计主要用途之一。借助于管理会计系统进行业绩评价，利用管理会计的利润指标体系构建“价值创造型”的绩效考核体系，能够促使考核由规模导向转为利润导向，促使企业每个单元都能够以价值创造为导向，实现企业利益最大化。但是，由于这一考核体系设计理念相对理性和刚性，而且指标众多内容庞杂，在一些试行的商业银行中引起不少争议。
二、 理论与模型
制度经济学（Institution Economics）与机制设计理论（Mechanism Design Theory）指出，“好的（Good）”制度与机制取决于两个最重要的因素：制度设计与制度执行。制度设计主要解决衡量标准和衡量内容等方面的问题，制度执行主要解决制度运行与监督保证方面的问题。由于个人目标函数差异较大，阿罗已经证实，在所有人都是理性选择的前提下，形成一个可以包容所有人偏好的社会目标函数是不可能的。但是，基于“一致计算”的原则，制度和规则必须得到大多数人的同意才会具有可执行性，制度设计的目的才有可能实现。在管理学的经典著作中，德鲁克在《管理实践》中提出的“目标管理”（Management By Objective，MBO）也指出，只有自上而下、自下而上多次讨论博弈，最后制订的组织目标才会成为激励手段而不仅仅是考核与约束。
绩效考核或绩效评价（Performance Evaluation）是对行为过程（Progress）和行为结果（Results）的考核与评定。显然，评估标准和评估执行是影响评估结果的两个最重要的影响因素。在现有的绩效考核实践中，几乎所有的组织单位都是自上而下的制订一套考评体系，或者邀请咨询机构设计一套考评体系来对员工进行绩效考核，很少能够按照“一致同意”的原则通过上下互动沟通而设定考核标准和考核执行机制。研究表明，一些组织高强度的绩效考核不仅没有发挥应有的激励作用，反而扭曲了员工的工作态度和工作行为。员工的工作满意度、工作投入度、组织承诺、组织公民行为变得越来越低，而消极怠工、蓄意破坏、不合作、忠诚度下降、离职等行为却越发普遍，绩效考核不再发挥应有的激励员工的正面作用，反而在某种程度上成为员工“反生产行为”的导火索。因此，员工在对绩效考核的认知与感受是至关重要的，员工对于绩效考核的公平感会直接影响员工行为（OCB）和组织绩效目标的实现。
员工的公平感是一种主观感受，而不同员工的主观感受是有差异的。对于绩效考评而言，员工首先考虑的应该是考核目的能不能接受、考核指标设置合不合理、考核内容合不合适、考核结果有没有及时反馈等等，公平感只是对考核结果与激励约束匹配差异的一种反应。显然，这种反应与个体情况紧密相关。对“反生产行为”可能产生影响的人口统计学变量包括年龄、性别、婚姻状况、受教育程度以及工作年限等。在中国样本中，收入和职位是另外两个最可能影响个体认知与行为的因素。在以往的实证研究中，人口统计变量一般都作为控制变量进入计量模型的，尽管这些变量与“反生产行为”关系的研究结论尚未统一，但是在回归模型中这些控制变量往往又是显著的。这说明，一套既能防止员工“反生产行为”产生又具有激励作用的绩效考核指标体系设计的关键，是能够在坚持战略目标导向的前提下，充分考虑员工个体情况的差异，在考核标准制订和考核执行两个方面都能做到让最多数的员工满意。尤其是在商业银行这样的特殊企业类型中，员工绩效考核更需要考虑员工的反应和行为。
三、 实证研究
1. 问卷设计与发放。在商业银行中引入管理会计系统作为员工绩效考核的指导思想和蓝本，固然能够扭转国有银行职工长期养成的地位优越的思想认识，但同时也让很多员工感觉压力太大和难以适应。管理会计系统本身比较专业，如果没有相应的财务知识可能很难理解。此外，一套完整的绩效考核体系应该包括考核指导思想、考核目的、考核准备、考核内容、考核指标、考核过程、考核时间、考核反馈和考核效果等几个方面，员工对绩效考核的满意度主要来自于对这些考核要素的评价和认知。依据上面提出的理论模型和商业银行绩效考核的要素与环节，本文设计了39项问题，请调研对象对考核的指导思想、考核目的、考核准备等问题进行评价，评价尺度为Likert五点量表。最后一题是效标测项，也是员工总体满意度测项。这样，问卷主体共有40道问题。其次是人口统计变量，包括性别、年龄、职位、收入等，共9题。其中，工龄包括两个方面的问题，一是个人全部工作时间，二是个人在本单位的工作时间。经验是指是否有其它银行工作经历，有记为1，无记为0。
问卷在广州某著名商业银行全行发放，发放时间为2013年2月～2013年4月，共发放400份问卷，回收有效问卷316份，有效率为79%。
2. 描述性统计。首先观察员工对绩效考核各要素的评价是否存在个体差异。如果所有员工对绩效考核的指导思想、考核目的、考核准备、考核指标等问题都具有同样的判断，那么绩效考核就不会在不同部门、不同级别的员工中造成不同的影响。
方差检验表明，从绩效考核各要素的角度看，考核是否经过充分准备在人口统计变量中的差异性最多，不同年龄、不同职位、不同学历、不同专业、不同收入和不同工作经验的人对银行绩效考核的准备工作评价都有显著不同；其次是对考核目的的评价，学历、专业、婚姻、收入和经验都是显著的影响因素；再次是对考核能否及时反馈和考核效果的评价，年龄、学历、收入和经验同样是显著的影响因素。而从人口统计学变量的角度看，对绩效考核各要素的评价差异最大的影响因素则是个人年收入、是否有其它银行工作经验、学历和年龄，尤其是收入变量和工作经验，不同收入和工作经验的人几乎对所有绩效考核要素的评价都存在差异性。
其次考察员工对绩效考核的总体满意度在人口统计变量中是否具有显著性差异。分析结果表明，几乎所有的人口统计学变量对绩效考核的总体满意度评价都有显著性差异，换句话说，几乎所有不同身份特征的员工对现有绩效考核工作都有不同的看法和意见。
3. 计量分析。本文认为，员工对绩效考核的认知与评价是影响员工考核满意度的主要因素，而在这一影响过程中，不同人口统计变量将对主效应产生重要影响。从方差检验的结果看，绩效考核各要素评价和绩效考核总体满意度在不同身份特征的员工之间存在显著的差异性。本部分还将利用逐步回归模型（Stepwise Regression）考察人口统计变量、考核评价对满意度的影响。统计软件为SPSS17.0。
结果表明，在控制变量对总体满意度的回归中，员工的职位、年龄、学历、收入、经验都是影响员工绩效考核总体满意度高低的因素。但是，职位、年龄、学历和收入三个变量的影响都是负面的，职位越高、年龄越大、学历越高、收入越高的员工满意度越低，仅有工作经验的影响是正的。而在绩效考核各要素对总体满意度的回归中，指导思想、考核准备、考核过程、考核反馈和考核效果等几个方面是影响员工总体满意度的主要因素。其中，考核过程越复杂，牵涉的方面越多，越容易引起员工的不满。把人口统计变量作为控制变量进入总回归模型后，控制变量仍然显著的是职位、收入和工作经验，但是工作经验的符号由正变成负，也就是说，有其它单位工作经验的人满意度越低。此外，在本单位工作时间长短也成为影响总体满意度高低的一个因素，在本单位工作时间越长的人，满意度越高。和单纯的控制变量回归结果相比，单位工作时间的影响作用也发生了反向变化，由负面影响（但不显著）变成正面影响。而与单纯的绩效考核要素对满意度的回归结果相比，考核效果评价的影响作用不显著，但是考核指标评价的影响作用加强，即考核指标设计得越复杂，越容易引起员工的不满。
四、 分析与讨论
员工绩效考核是一个系统，这一系统不仅包括了考核指标设计、考核标准制订、考核的具体执行等方面的内容，而且还应该包括考核指导思想、考核目的、考核准备、考核反馈机制等等。为了尽量少引起员工的“反生产行为”，考核的每一个环节都应该得到员工的理解和支持，如果员工不认同或不接受绩效考核的设计理念、具体内容和执行方式，那么绩效考核的激励作用就会消失殆尽，员工的抵触情绪和抵触行为就有可能不断发生。
本文的实证研究结果证实，绩效考核各要素评价在员工个体间存在着显著的差异，而且绩效考核的总体满意度在不同身份的员工之间也存在显著差异。这说明，在商业银行的绩效考核过程中，存在着员工“反生产行为”产生的可能，本文提出的理论模型是成立的。进一步的考察发现，职位、收入和工作经验是影响员工总体满意度的最重要的三个影响因素，而且全部都是负面影响。就职位因素而言，职位越高的人满意度越低，可能的原因是越高层的员工，手中掌握的权力越大，在成本概念没有得到加强之前，职位产生的权力租金（Power Rents）基本上由领导本人说了算；但是，管理会计系统强化了利润创造，对成本结构形成硬性约束，职位带给领导的各种收益将被降低。而且，绩效考核工作量大，指标计算复杂，考核频率快，持续时间长，给领导增加了工作负担。因此，领导层对强制性的绩效考核往往都有不满情绪。从收入的角度看，收入越高的人对绩效评价的总体满意度越低，可能的原因是这一指标和职位因素密切相关，银行职工的收入在领导层和普通员工之间拉得距离较大，高收入群体其实就是占据领导职位的人，收入越高，成本约束越强，对绩效考核就会越不满意。从工作经验来看，有无外单位工作经验对满意度的影响是负面的，有其它银行工作经验的越容易导致不满。这一点和单纯作为控制变量回归的结果正好相反，可能的原因是如果不与其它单位比较，本单位的工作经验对于复杂的绩效考核是有妥善应对功能的；但是与其它单位的情况一比较就会发现，这套管理会计系统可能会降低收入或增加工作量，不满情绪就会产生。这说明，如果单纯从方便管理的角度讲，一直在本单位工作的员工更容易接受绩效考核；这也同样说明，不同单位工作经验可能具有双刃剑的影响。
从绩效考核各要素情况来看，加入控制变量后仍然显著的有考核指导思想、考核准备、考核指标和考核反馈等几项指标。这一结果为“一致同意”或MBO管理提供了有力的证据。如果员工能够认可绩效考核的设计理念和指导思想，比如说绩效考核不是为了约束个人，而是为了提升银行竞争力，并从长远角度不断提升个人收益水平等，那么员工就容易对绩效考核表示满意。而考核之前的工作也非常重要，俗话说“磨刀不误砍柴工”是有道理的，既然成本导向型绩效考核本身就会对个人收益或个人行为造成重大影响，如果不在行动之前做好教育、宣传和鼓动工作，员工一方面可能因为难以理解考核内容和指标而产生抵触甚至对立情绪，令一方面也可能会因为被排除在参与之外不能表达意见而生怨恨。考核指标设计对员工满意度的影响是负面的，指标设计的越复杂，员工满意度越低。这一结果比较容易理解。但在实践中，很多单位的绩效考评体系都是极其复杂的，不是专业人士根本就没法全部搞懂，员工不信任感由此产生。最后一项对员工满意度产生显著影响的因素是考核的反馈机制，考核不能及时反馈，或者考核结果与考核承诺的激励不能相匹配的话，员工的不满情绪立刻就会产生。这一结果提醒实践者，“言必行，行必果”必须得到切实保证，形式主义的绩效考核更容易伤害员工的积极性。
五、 总结与建议
本文以广州农村商业银行为样本，考察了员工对复杂绩效考核系统的评价和态度。本文的研究证实了员工个体差异和对绩效考核各要要素的评价是影响员工绩效考核总体满意度的重要影响因素。和员工“反生产行为”的相关研究相比，本文的研究更为具体和深入，程序公平和结果公平应该贯彻到绩效考核的每一个环节，如果员工不能认可绩效考核的指导思想、考核指标、考核过程、考核反馈机制，绩效考核工作没有做好充分的准备工作，那么员工的“反生产行为”就有可能会发生。
本研究发现，个体特征对绩效考核满意度的影响往往都是负面的，职位、收入、工作经验甚至学历、年龄等因素都会让员工产生不满情绪。每个员工都是独一无二的，在某种意义上讲，他们都是既得利益者，绩效考核机制明确了个人的责任和义务，界定了权利的边界和内涵，这一考核过程极有可能会打破原有的利益格局，触动某些人心中的“奶酪”，继而会引起相应的情绪反应。因此，一套考核机制不仅需要尽可能地兼顾最大多数人的利益，接受最大多数人的意见，还需要在高层获得强有力的支持才有可能真正执行。目前，一些商业银行推行管理会计系统为蓝本的绩效考核体系，主要的动力就是来自银行的最高层。银行领导承担的压力最大，他们迫切需要体制、机制创新来提升银行竞争力。但是，银行毕竟不是普通的企业，完全市场化的考核机制是否适用，是否会引起员工的“反生产行为”，还需要在实践中不断总结，不断完善，不断创新。
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篇6
DR分期入选病例常规复方托吡卡胺滴眼液散瞳行眼底照相,依据ETDRS分级出现下列任意改变者则考虑患有DR:微动脉瘤、出血、棉絮斑、视网膜微血管异常、硬性渗出、静脉串珠、新生血管[13]。糖网分期依据AirlieHouseclassificationsystem评分系统,分为:轻度非增生性DR(NPDR)、中度NPDR、重度NPDR和增生性DR。本实验基于以上分期将DR分为3级:轻度DR(包括轻度NPDR),中度DR(包括中度NPDR),威胁视力的DR(包括重度NPDR和增生性DR)。危险因素评估所有入选病例均记录:吸烟史、高血压病史、脑血管病史、血脂(总胆固醇、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白)、糖化血红蛋白(HbA1c)、肌酐、尿微量白蛋白,高血压病、高脂血症、慢性肾病均以内科诊断标准。裂隙灯(苏州六六视觉YZ5F1裂隙灯显微镜)行眼前节检查,并依据LOCSⅢ对白内障进行分级[14,15]。统计学分析应用SPSS13.0统计软件,多变量logistic回归模型分析各期DR与屈光度、眼轴长的相关性,结果以比值比(Oddsratios,ORs)和95%可信区间表示,P<0.05为差异有统计学意义。
人口统计学和系统特点各屈光不正组标注了年龄、吸烟的显着趋势,近视人群相对来说更年轻(P<0.01),吸烟的比例更小(P<0.01)。校正年龄、性别后患者曲光状态、服轴长度与DR相关性年龄和性别经校正的模型中,近视度数越大的眼越不易得轻度DR(P=0.003,per1-Ddecrease)、中度DR(P=0.005)和威胁视力的DR(P=0.002)。相似的近视越重相对来说患以上三种DR的危险性越低(P=0.021,0.005,0.003)。尽管没有统计学意义,但是可以观察到眼轴长度越长相对来说患以上三种DR的危险性越低的趋势。见表2。2.3校正多变量后患者屈光状态、眼轴长度与DR相关性在经校正了年龄、性别、白内障、HbA1c、高血压及其他因素的多变量模型中,近视眼和3中DR间的相关性仍然存在,近视眼更不易患轻度DR(P=0.003,per1-Ddecrease)、中度DR(P=0.002)和威胁视力的DR(P=0.001)。
眼轴越长越不易患轻度DR(P=0.039,per1-mmincrease),中度DR(P=0.201)和3讨论很多研究已经报道了近视可能是DR发病的保护性因素[7,8,11,16],但是结果不尽相同。Dogru等[16]在1个19例(38眼)双眼不对称性DR非胰岛素依赖糖尿病小样本临床回顾性研究中发现高度近视眼(<-6D)没有出现增殖性DR(PDR),并提出高度近视可能是PDR的保护性因素,但是同时也指出小样本研究不足以得出可靠的统计学结果。而在大样本临床试验WESDR中,Moss等[11]在单变量分析中,指出近视(≤-2D)和DR的发生、发展以及PDR没有相关性,而在logistic回归通过控制共同变量,发现在年轻时起病的糖尿病患者中(起病年龄<30岁并应用胰岛素)近视是DR发展为PDR的保护性因素。Pierro等[17]还提出DR患者的眼轴较非糖尿病患者及未发生DR的糖尿患者的眼轴短,为研究眼轴对DR发生及发展影响做了铺垫。但以上研究只是提出近视是PDR的保护性因素,而并没有提及低度近视、中度近视对各期DR的影响如何。Lim等[12]在以人群为基础的一项横断面研究中,指出近视、眼轴长是各期DR的保护性因素,与本试验的临床研究结果一致,支持并验证了临床长期观察,但其保护性机制有待进一步讨论。尽管近视是DR发病的保护因素的机制还不清晰,但是大多数理论将焦点放在近视发展过程中眼轴增长所引起的眼球的病理性改变。
随着近视的发展眼轴增长、巩膜壁延伸、眼后极部变形,眼睛灌注压下降、视网膜血流速度减慢[10,18],早期DR主要是血管周及血管内(如:基底膜增厚、微动脉瘤形成)的病理性改变引起,而重度非增殖性、增殖性DR的发病主要由血管外因素引起(如:血管外渗漏、增殖性改变)[19],视网膜血流速度减慢血管渗漏减少,渗漏物质所引起的巨噬细胞聚集减少,从而减弱了巨噬细胞所引起的视网膜增殖性病变[20]。此外,高度近视中脉络膜视网膜萎缩,视网膜代谢率下降,氧更易于透过视网膜,弥散阻力减弱均对DR的发病起保护性作用[21]。完全玻璃体后脱离(PVD)及玻璃体液化在近视中更常见,已有报道称完全PVD能够减慢向新生血管及PDR的进程[22-24],分析可能的原因是完全性PVD后玻璃体中缺少了新生血管增殖需要的纤维支架,以及氧更易于通过液化的玻璃体扩散[21]。上述三项因素中任何一项都不足以独立解释近视对于DR的保护性作用,而其他可能的保护性机制有待进一步研究。本试验虽然收集了大量临床资料,并对每一个入选病例进行规范验光、评估测量眼轴长度、眼底照相、并排除白内障对屈光度的影响,但是因入选病例均为住院患者,因此在人群选择上仍有偏差。综上所述,本实验为临床所观察到的近视眼不易患DR,尤其是增殖期DR提供了理论依据,从而有助于临床医生评估糖尿病患者患DR的风险性。
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1.离职概念的界定
员工的离职离职指的是从组织中获取物质利益的个体终止其组织一成员关系的过程[1]。离职倾向是员工在一个组织工作一段时间，经过思考后蓄意要离开组织，也就是员工产生离开组织的想法。员工的离职倾向与最终的离职行为有着极其紧密的联系，国外的研究（Carsten&Spector，1987）认为它是员工离职行为产生的最重要的前因变量，能够极好的预测员工的离职行为。本文关于离职影响因素的相关研究也着重关注离职倾向影响因素的相关研究。
2.样本选取
为了研究资料的完整性，能够更好地从总体上把握我国有关离职影响因素的研究现状，本文以中国知网数据库为载体对有关文献进行搜索。本文选取学术期刊为研究对象，而且为了期刊的权威性本文将文献的来源设置为来源于CSSCI，以确保期刊文献的质量。由于采用篇名对检索词进行搜索可以较为完整和有针对性的获得所要的文献，因此本文在期刊的搜索过程中以篇名为“离职”、“人员流失”、“人才流失”、“员工流失”、“流失率”进行文献的搜索。本文的搜素范围选取2004至2014年，截止的搜索时间为2014年12月26日，因数据库的更新较文章发表晚，因此可能有截止日期前发表的文章未出现在搜索的文章中。以上述检索词进行的篇名搜索共搜集到期刊469篇。本着规范的学术期刊的原则，本文对上述469篇文献又进行人工筛选，将短评性文章与介绍性的文章剔除，留下与本文研究主题相关的科学性论文，剔除后留下本文主要研究对象的期刊有182篇。
3.研究现状分析
3.1文章年度分布
根据所搜集到的文献的情况，统计2004至2014年份的文章发表数量情况如图1所示：
3.2离职影响因素的归类分析
有关离职影响因素的分析，国内学者的成果主要可以归类为三类：个体因素、组织因素、社会环境因素。各个类别相关研究变量的情况如下表所示：
3.3主要研究观点
3.3.1 个体因素
（1）重要的人口统计变量分析
国外学者关于影响离职的人口统计学变量研究进行得比较早，我国学者也研究了中国背景相关人口统计变量对企业员工离职的影响，发现如年龄、是否已婚、学历、性别等变量与离职有着较大的关联度。
关于年龄对离职的影响，国外有研究认为年龄与离职有着重大的关系，而且其与离职为负相关即年龄越大，其离职的可能性越低（Manlove & Guzell，1997）。对于婚姻状况与离职的影响，国外研究表明已婚的员工比未婚的员工离职率更低（Garrison & Muchinsky，1981；Watson，1981）。学历的高低对于离职而言也具有很大的影响，一般研究认为受教育程度与离职的关系呈正相关关系，即受教育程度越高离职的概率越高（Cotton & Tuttle， 1986；Berg，1991）。性别对于离职的影响，目前存在较大的争议，有的研究认为女性的离职率比男性更高（Cotton & Tuttle， 1986），有的学者认为男性更容易离职（Chen & Francesco，2000）。
我国学者关于年龄、婚姻状况的研究结论基本与国外的研究相同，如孙海法等（2004）通过对MBA学员的离职研究发现MBA学员的离职意向随着年龄增长而降低，未婚学员的离职意向高于已婚学员。关于受教育程度对离职的影响我国学者的观点与国外研究有所不同，如学者徐芳和夏瑛（2012）通过对酒店从业人员的数据进行研究发现本科及以上学历的从业人员相对比较稳定，高中以下及大专层次的从业人员的离职倾向相对严重，这与国外的研究结论受教育程度越高，离职意向越高有所不同，可能的原因是此次调查的是酒店员工，服务业的工作性质可能对员工的离职有所影响。性别对于离职的影响也引起了我国学者极大的关注，在对酒店从业人员的研究中学者徐芳和夏瑛（2012）发现男性的离职倾向大于女性，他们还研究了一旦离职，男性继续从事酒店业的概率小于女性。
（2）重要心理变量：工作满意度与组织承诺
通过对所搜寻到的有关个体层面的离职影响因素文章的分析发现我国学者对于工作满意度、组织承诺这两个个体态度变量的研究较多，而且国外的许多研究也表明工作满意度与组织承诺是研究员工离职的重要心理变量[2]。
时勘（2001）认为工作满意度是指员工对工作以及工作有关的活动的一种情绪体验。国外大多数学者的研究认为工作满意度与离职行为有着负向影响关系，如Mowday（1982）通过研究证实了工作满意度与离职呈负影响。我国学者（王玉梅等，2008；叶仁荪等，2005；沈伟晔等，2012）在中国情境下也验证了工作满意度对离职的负向影响。然而有些研究也给出了不同的结论，如舒小兵等（2011）通过对家族企业的员工做调查时发现工作满意度对离职的影响在家族内部员工身上不明显，这可能是与员工的身份有关系[3]。
组织承诺最早由Becker提出，他认为组织承诺是员工随着对组织投入的不断的增加而不得不留在组织的一种心理现象。我国学者对组织承诺与离职影响的研究也基本从整体上验证了国外学者得出的相互之间负向影响的结论，只是在某些组织承诺维度上的结论有所不同。有的学者从Meyer与Allen（1991）提出的情感承诺、持续承诺、规范承诺三个维度进行研究，如田辉（2014）认为三个维度均对离职有显著影响，而情感与持续承诺对离职的作用明显大于规范承诺。基于中国情境，我国许多学者参照了凌文辁等（2001）提出了组织承诺五维度的划分，将组织承诺分为感情承诺、规范承诺、理想承诺、经济承诺、机会承诺[4]。如黄昱方等（2009）研究认为五个组织承诺维度都对离职有显著的影响，其中理想承诺与经济承诺的影响作用较大。
3.3.2 组织因素
（1）工作相关变量研究
我国学者学者关于影响离职的工作相关变量的研究主要集中在工作特性、工作环境、工作时间三个方面。如王振源等（2006）通过以一家通信设备公司的员工为研究样本得出结论：工作负荷与工作单调性对离职有正向影响，工作自主性越高员工的离职意图越低。张利（2009）通过高校图书馆工作人员的研究验证了工作本身挑战性对离职有着显著的影响关系。张升飞（2011）基于829份来自全职员工的有效问卷研究分析认为员工的期望工作时间与实际工作时间有落差者对离职的倾向最高。徐荣等（2009）对知识员工的离职倾向关键因素做研究时发现在薪酬、可选择工作机会的主观感知、工作环境、连续性承诺四个关键影响因素中工作环境对于员工的离职有最大的影响作用。
（2）薪酬与职业发展
薪酬一直是研究离职问题关注的重要影响因素，而关于薪酬对离职的影响主要关注的是薪酬外部竞争性与薪酬内部公平性对于离职的影响。我国学者罗旭华（2004）对饭店知识员工的离职研究时发现由于饭店的薪酬相对其他行业而言较低，这对员工的离职造成了影响，合理、高薪的薪酬制度仍是吸引知识员工的主要因素之一。对于薪酬内部公平性对离职的影响，观点比较一致，学者的研究结论也基本都表明薪酬的分配公平对离职有显著负向作用。如夏春等（2007）、谭春平等（2013）均对组织薪酬的分配公平与离职的显著负向作用做了验证。
职业发展主要包括员工的培训与职位的晋升，员工对于自身职业发展往往比较关注。大多数研究都认为职业发展对于员工的离职有着较大的负向影响关系，如侯慧清（2007）与魏江茹（2009）通过相关数据的研究验证了组织提供学习培训的机会与晋升空间大会降低员工的离职行为。而一些学者也发现职业成长对离职的影响作用会受某些因素削弱，如袁庆宏等（2014）通过对200多名企业知识员工的调查发现组织认同会在职业成长与离职的影响中起调节作用，在高组织认同的情况下，职业成长对离职的影响作用会比较小。
4.研究评价
本文对近十年的员工离职影响研究进行了归类分析，将影响因素归类为：个人因素、组织因素、环境因素。许多的研究都主要讨论个体与组织的影响因素，而关于环境对离职的影响研究较少。在个体因素研究方面，一些人口统计变量对于离职的影响还存在争议，需要对这些不一致的原因进行进一步的分析。员工的离职也受所在组织的自身质量影响，组织质量是指组织各种满足规定或潜在需求的特性总和。而现有的研究只是零散的分析了组织质量的相关因素，因此在今后的研究中有必要系统全面的研究组织质量对员工离职的影响因素。（作者单位：福州大学经济与管理学院）
参考文献：
[1] Mobley W H. ntermediate linkage in the relationship between job satisfaction and employee turnover.Journal of Applied Psychology，1977，62（2）：237-240.
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自从1987年第一批福利彩票开始发行，继而1995年体育彩票也开始发行，彩票行业逐渐发展完善，成为政府筹措公益慈善资金的重要来源。2011年，我国彩票销售额就达到2215亿元，创下历史新高，共筹集彩票公益金634亿元，为我国的公益事业提供了强大的资金助力。彩票行业的另一个重要贡献在于提供了大量的就业岗位，特别为很多个体经营者带来了一个不错的就业选择。彩票营业税也成为服务业营业税较快增长主因。同时，对普通大众来说彩票也逐渐的进入了他们的消费生活，其中不乏一夜暴富的故事，也有为博头奖倾家荡产的反面例子。随着彩票影响力的不断增强，国内学界也更多的关注彩票相关的研究。哪些因素影响了彩票销售就是一个研究的热点。而在众多的影响因素中，收入无疑是最关注的焦点。原因是，在中国，彩票公益金的主要用途是政府的福利救济和中低收入群体的体育健身设施的建设，理想的模式是通过彩票将一部分中高收入人群的收入转移支付到中低收入人群中，来提高整个社会的福利水平。但是，如果购买彩票的绝大部分都是低收入者，绝大部分的买彩票者都是为了追求一夜暴富，而彩票并没有想其他娱乐品，例如电影，给购买者休闲的效用，那可能上述理想的情况不但不能出现，有可能还会更糟。如果真的那样彩票管理者就应该检查彩票发行机制来改善情形了。
本文利用中国2007-2010年来省级彩票销售量的面板数据，从总量分析上来研究人均收入对人均彩票销售量的弹性，同时，指出总量分析在这种关系识别上存在的问题，通过一个特殊外生事件（春节效应）的研究来对两者的关系进行修正。
二、文献综述
在研究收入与彩票销量关系的文献中，按数据类型的不同，主要分为微观分析和总量分析。前者是基于对彩票潜在购买者调查的微观数据，通过一些例如Tobit一类的微观计量模型，来研究包括收入、性别、年龄、种族、宗教等个体变量对彩票购买意愿以及购买量的影响。后者是基于地区，国家的宏观总量统计数据，例如人均收入、人均GDP、教育水平、贫困程度等变量，来研究对该国家或者地区总体彩票销售量的影响。
微观分析代表文献中，Farrell和Walker（1999）利用基于英国微观个体的面板数据，通过Tobit模型研究了收入、年龄等一些人口统计学特征对彩票购买者购买概率和购买量的影响，他们主要关注了价格弹性以及“二次反转”（double rollover）对购买的影响。他们发现高的价格弹性和低的收入弹性。Rubenstein和Scafidi（2002）等通过美国Georgia洲1998年的微观家庭抽样调查数据对该州教育彩票的购买偏好和最终用途进行了研究，发现低收入和非白人家庭的购买量更高，但是高收入家庭在教育彩票的收益上更大。同类的研究还有Grotea和Mathesonb（2007）等。
总量分析的代表性文献中，Mikesell（1994）研究了1983年倒1991年美国33个州的人均季度彩票销售量与各州各种经济指标间的关系，主要发现人均收入对人均彩票销售量的平均收入弹性达到了3.9，失业率相对与人均彩票销售量的弹性要低得多，只有0.054。但彩票的销售量对失业率的变化是敏感的，失业率增加1%彩票销售量增加0.17%。Mikesell同时指出研究结果也证实了在经济的衰退期，更多的人会感受更沉重的生活压力，增加彩票的购买的假设。Garrett（2001）研究了1997年全球82个国家和地区的人均彩票销售量和该国家地区的主要经济指标间的关系，发现平均来看全球人均收入对人均彩票销售量的收入弹性为1.347，比较各个大洲的情况，非洲为0.71，亚洲为1.31，北美为1.182，欧洲为1.681，南美最高为2.065。Garrett还研究了彩票销售量占国家GDP的比重和各个国家或地区收入水平之间的关系，发现中低收入国家或地区彩票销售量占国家GDP的比重较高，而低收入和高收入国家的比重较低，近似存在一种倒U型的模式。Coughlin和Garrett（2009）使用2005年美国七个州彩票数据，通过把收入分为名义收入、财富和转移支付三类，分别考虑了它们对彩票收入的弹性，发现转移支付的弹性最强，也暗示得到政府转移支付更多的低收入人群购买了更多的彩票。
分析文献我们发现，丰富的微观数据能够对潜在彩票购买者的购买意愿和购买数量进行精确的计量分析，而且大多数的结果和微观经济学以及心理学的理论相吻合，即对乐透型的彩票，低收入人群，高生活压力的人群是它的主要购买人群，彩票随收入增加的边际消费倾向是递减的，甚至从理论和现实中都存在低收入者购买彩票的绝对数量也会高于高收入者，比尔盖茨很难为了中个五百万而购买一张彩票。但是，对中国国内的研究来说，由于我们还没有完善的微观数据收集系统，数据的缺失使这样的研究很难严谨的展开。所以，本文也采用的是总量分析的方法。但特别需要注意的是，总量分析却存在一个严重的问题。仅仅估计到一个正的收入弹性，是无法说明单个个体会随着收入的增加而增加彩票的消费量。这是因为，针对人均收入对人均彩票销售量的弹性，总量分析得到的是一个地区一个个体平均意义下收入变化对彩票消费的影响，但是如果该地区本身人均收入的差异很大，高的人均收入的地区伴随着更多的低收入群体，总量分析的结果就可能有问题。极端的来讲，一个高的弹性可能是大量的低收入者巨额的购买和少量的高收入者的零购买形成的，这样平均意义下的弹性就没有多少的实际意义。本文后面的工作就是不仅仅估计出人均收入对人均彩票销售的弹性，还有通过总量数据来分析到底是流动人口是否是彩票的主要消费者。
三、研究设计与数据来源
首先，为了得到中国各个省、直辖市彩票的收入弹性，本文在Garrett（2001）的模型上构建了彩票人均销量与人均收入的计量模型。相对与Garrett（2001）的横截面模型，本文通过中国2007年至2010年，中国大陆地区31个省、直辖市年度的彩票销售数据和相应的收入数据建立了面板模型。
…………（1）
（1）式中，表示指定省市i年份t的人均彩票销售量，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，表示误差项。
本文选择的面板模型是参数满足时间一致性的固定效应模型，以为本文使用的数据是横截面较长，时间维度较短的面板数据，从估计的角度参数容易满足时间一致性；同时，本文使用的是全国所有省、直辖市的数据，本身就是总体，并且变量都是汇总后的总量数据，使用固定效应模型建模更为自然。
在变量选择上，本文用人均GDP来代表收入水平，是因为国家统计局给出的收入指标，分为了农村人口的年度总收入和城镇人口的年度可支配收入，并没有一个统一的个人年度可支配收入，考虑到不同省市间城乡差异较大，参考先前关于彩票收入弹性的研究（如Garrett（2001）），本文选择了人均GDP来衡量各省市的收入水平。实际上，在研究中我们也尝试选择了上述两个变量来进行分析，估计结果并不改变本文的主要结论。
第二步，为了分析各个地区实际购买彩票人群的特征是否符合心理学及其相关研究的特征，本文关注了两个问题，一个是一类特殊的人群，流动人口。众所周知，我国是一个流动人口的大国，特别是改革开放后，中西部富余劳动力大量的向东部移动，加之我国特有的户籍管理制度，东部经济发达地区常年积聚了大量的流动人口。这一部分社会群体是比较符合前面所谈到的低收入，高生活压力的特征，也就是说，他们按照理论分析应该会有更高的彩票购买倾向。存在这样的可能，在彩票收入弹性更高的地区，很可能是因为有更多的流动人口，他们购买了更多的彩票，才产生了虚假的更高的收入弹性。或者说，高的弹性的一个重要原因之一是以为，在高收入的经济发达地区聚集了更多的彩票潜在消费者――流动人口。但在，彩票销售的总量统计数据中，却并没有购买者的统计信息，也就无法证明哪一部分彩票是这些流动人员购买的。为了克服这个困难，本文又从时间维度上考虑，在一个特定的时间，大量的流动人口会离开自己的暂居地――春节，具体的说主要是春节到元宵这一个时间段。一年一度的春运高峰，正是这个现象的最好体现。如果前面的逻辑是正确的，那么在流动人口集中度更大的地区，在除夕到元宵所在月份的人均彩票销量会下降得更多，为了证实这个假设，本文建立了第二个模型：
…………（2）
（2）式中，表示各省市春节春节到元宵所在月份与上一月份的人均彩票销售量的差，表示各省市流动人口占总人口的比例。
各省市年度的彩票销售数据来源于中国财政部网站，其余数据都来源于中国国家统计局网站。中国财政部网站上提供了2007年8月至今的省市各月度的以及当年累计的彩票销售数据，国家统计局网站提供的是各省市年度人口、收入、GDP数据。因为，全国第六次人口普查的详细数据还没有公布，各省市流动人口占总人口的比例是通过2005年全国1%人口抽查数据中统计的“全国按现住地分的户口登记地在外省的人口”数据计算得到。人均彩票销售量、人均GDP。
四、实证分析
首先，需要确定（1）式的具体形式。是相同截距，相同斜率；相同斜率，不同截距；还是不同斜率，不同截距的模型。本文先进行了模型选择的F检验，F（60，62）=1.528，F（30，62）=1.634，所以，最后确定的（1）式的具体形式为，固定效应变截距模型。考虑到省级面板分析时，一般认为存在异方差，所以在估计参数时我们选择了截面加权的广义最小二乘。
（1）式的最后估计结果为：
R2=0.96，DW=2.15，F=75.57，是每个省市截距对平均截距的偏离。整体的回归效果比较理想。同时，对模型固定效应进行似然比检验，LR=17.14，P
我们得到的彩票的收入弹性为1.06，同Garrett（2001）研究中得到的亚洲1.31的结果还是比较接近，考虑到Garrett提出的倒U型的收入弹性模式，以及其他大洲的数据，我们预计短期内，收入弹性还有增加的可能，这对整个彩票市场都是一个利好的消息。但是，一个大于1的收入弹性似乎指出，随着收入的不断增加，购买彩票的量也会增加得更快，富人比穷人有更强的购买彩票的意愿，这显然同我们平常的逻辑和心理学的相关研究相悖。正如我们前面分析的，一个平均意义下通过总量分析得到的收入弹性可能会掩盖社会不同阶层对彩票的不同需求。为了分析彩票购买者的人群结构特点，接下来，我们又对（2）式进行了估计。估计时，我们选择了White异方差修正。
（2）式的最后估计结果为：
R2=0.38，DW=1.54，F=17.69。整个模型的R2偏低，原因很大在于流动人口比例数据偏度较大达到了2.07，有不少省市的流动人口占该省人口比例都很小，总体样本的容量只有31个，一个较低的R2也比较自然。同时考虑到，在95%的置信度下DW值和总体线性的检验都通过，（2）式的估计也是可以接受的。
最后得到流动人口比例的系数为3.69，说明在春节期间，的确有大量的彩票销量的下降是由于流动人口的暂时离开造成的。也就是说，在平时流动人口是彩票的一个非常重要的消费群体。
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民族文化旅游演艺产品以特色民族文化表演作为旅游产品的主要组成，以游客观赏和互动参与为主，以当地少数民族群众为主体，由文化演艺公司策划设计和投资运营，表演节目反映某一少数民族的传统文化精粹，展现少数民族地区的风土人情和灿烂的民族文化．民族文化旅游演艺产品的形式多样，包括舞台表演、民俗活动和民族节庆等形式．民族文化旅游演艺产品的文化内涵丰富，表现形式多样，一些民族文化旅游演艺产品还具有浓厚的原生态特征，因此，倍受广大文化旅游者的青睐，具有一个很大的发展空间和发展潜力．广西桂林依托独具独特的山水景观和民族文化，通过提炼，整合地脉、文脉，将自然、人文、艺术、科技完美结合，设计开发了“印象刘三姐”实景演出，成为民族文化旅游演艺产品开发的经典作品．“印象刘三姐”实景演出迎合和引领了现代旅游需求，彻底颠覆了桂林传统的山水休闲观光旅游“白天观光，晚上睡觉”的时间模式，实现了“桂林旅游，阳朔住宿”的空间消费模式的成功转型．“印象刘三姐”实景演出的舞台背景是桂林山水美景，体现的是壮族传统民族文化和生活方式，展示了壮族的生产生活、民风民俗、传统服饰、歌舞文化和民族艺术．“印象刘三姐”实景演出借助现代演艺的精华，充分展现了壮族文化的民族性和时代性特征．民族性展现的是原生壮文化，是旅游吸引力的根本条件．时代性既体现了爱情自有歌唱的时代故事，又是适应传统文化的现代表现手段．在开发过程中，如何综合利用旅游资源，正确处理与旅游目的地居民的关系，使“印象刘三姐”实景演出取得良好的社会效益，是值得考虑的问题．基于此，文中以“印象刘三姐”实景演出作为民族文化旅游演艺产品开发的典型案例，开展实证研究．
1研究述评
李永红等最早提出了旅游演艺的概念［1］．与其他旅游形式的研究相比，旅游演艺研究还处于探索阶段．目前，学术界对于旅游演艺的研究主要集中于旅游演艺的文化内涵、资源价值、经济效应、产品策划等理论和实证研究［2－7］；旅游演艺产品的开发设计及营销推广方面的研究［8－11］；也不乏对旅游演艺产业化发展的探索［12－13］；还有旅游人类学在研究民族文化旅游时对旅游演艺的文化内涵和民族文化“舞台化”问题的研究［14－16］．总体来说，现有研究对于旅游主体———游客的研究缺乏深度．文中从游客感知视角，探究游客对民族文化旅游演艺的感知与评价，进一步加深旅游演艺相关研究．
2指标体系构建
民族文化旅游演艺产品游客感知评价体系构建对于研究至关重要．文中以感知绩效理论［17］和感知价值理论［18－20］作为理论基础，构建游客感知评价体系（表1）．Tse等认为无论旅游者对旅游地的期望值有多大，旅游者的满意度取决于在旅游地的实际感知［18］．Gale等提出感知价值包括产品、服务、个人和形象方面的价值，以及金钱、时间、体力和精力方面的成本［19］．Sweeney等认为消费者的情感价值是感知价值的重要组成［20］．文中评价指标采用李克特量表来测度［21］．
3研究方法与数据采集
因子分析法是分析因子内部依存关系的统计分析法［22］．针对旅游者的感知，影响因素众多，因子分析法能够在众多因素中提炼主要因素，简化问题．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艺产品游客感知的主要影响因素．与此同时，研究还采用统计学分析方法t检验和单因子变异系数分析，针对不同类型的旅游者的特征与游客感知评价因子进行差异化分析，探究不同类型旅游者民族文化旅游演艺产品游客感知的主要因素．由于涉及到民族文化旅游演艺产品游客感知的所有评价指标均为软指标，因此，关于民族文化旅游演艺产品游客感知研究必须进行实地调研，在调研基础之上设计评价指标体系，采用统计学问卷调查方法对评价指标进行赋值．2011年9月30日—10月5日，以“印象刘三姐”实景演出为样本，开展实地调查和问卷调查．发放问卷400份，其中有效问卷占91％．
4研究结果
4．1游客感知影响因素
使用SPSS15．0统计软件，对问卷调查数据进行主成分分析，测度量表信度的Cronbachα系数，表明问卷调查数据可靠性高，KMO统计量、巴特勒球形检验值均适合采用因子分析方法（表2）．对24项描述项进行共同度检验，剔除共同度小于0．4的描述项．然后，进行方差最大化旋转，公因子提取按照特征值大于1提取的原则，共提取出5个公因子，累计解释方差为61．784％，公因子分别命名为“魅力性”、“知识性”、“传统性”、“娱乐性”和“真实性”．
4．2不同人口统计学特征游客偏好
对不同人口统计学特征游客的偏好进行比较分析（表3.在性别方面，女性游客对“印象刘三姐”实景演出的评价高于男性游客；在魅力性因子（P＝0．042）、娱乐性因子（P＝0．031）上，男女游客存在显著性差异．从旅游心理学的角度可以发现，女性在外部刺激发生时在思想感情方面比男性更加易于受到影响和感染．女性游客在观赏“印象刘三姐”实景演出时，比男性游客受到更加强烈的感染，而男性游客相对于女性游客更加理性一些，更加容易控制感情，更加客观地做出评价．t检验分析结果显示，男性游客均值均低于女性游客，这一分析结果与实际情况比较接近．对年龄、受教育程度、职业变量进行单因子变异系数分析（One－wayANOVA）与Sheffe事后差异性检验分析，分析结果显示，在年龄变量中，魅力性因子（P＝0．009）、传统性因子（P＝0．007）均存在显著性差异．在魅力性方面，游客年龄越小，对“印象刘三姐”实景演出的魅力性越表现出比较浓厚的兴趣．伴随年龄的增长，均值逐渐降低，50岁以上旅游群体的均值较低．青年旅游者在观赏演出时更加注重场景的设计，注重演出的舞台效果，表演的美观性．这一旅游群体的好奇心比中老年游客要强，对新事物的兴趣浓厚，因此在“印象刘三姐”实景演出的魅力性上有较高的认同值．36岁以上中老年人在传统性因子上的认同度高于36岁以下的青年人，主要原因是中老年游客更加注重民族文化的传统性，“印象刘三姐”实景演出所蕴含的深厚民族文化积淀对中老年人有着更大的吸引力．在受教育程度变量中，知识性因子（P＝0．004）、传统性因子（P＝0．000）存在显著性差异．本科学历的旅游者对知识性、传统性的认可程度比研究生和本科以下学历的旅游者要高一些．主要原因是旅游者的受教育程度差异，导致旅游者对民族文化旅游演艺产品的认知和评判水平存在差别．本科以下学历的旅游者，由于其知识储量有限，对“印象刘三姐”实景演出的理解与接受都有一定限制，因此，他们对“印象刘三姐”实景演出知识性和传统性的认同低于本科学历的游客．而像研究生这样一个高学历的旅游者群体中一些游客见多识广，在不同的地区观赏过各类文化表演活动，具有民族文化旅游方面的渊博知识，比其他学历的游客对民族文化旅游演艺产品认识更加深刻，评价能力也比较强，因此，这一旅游群体对“印象刘三姐”实景演出的态度会更加理性化，评价也具有一定的深度．由于知识储备较大，对旅游的评判标准比较高，对文化旅游产品的要求也较高，所以，这一旅游群体对“印象刘三姐”实景演出知识性和传统性的认同感要低于大专及本科学历的游客．职业变量中，传统性因子（P＝0．026）、知识性因子（P＝0．013）均存在显著性差异．公务员、企事业单位人员、专业技术人员和离退休人员在传统性因子、知识性因子的认可度高于私营企业人员、学生和其他职业者，主要原因是职业差异．在我国行政事业单位工作的公务人员和专业技术人员的文化层次较高，更加注重“印象刘三姐”实景演出的传统性，他们在阅历、知识和对文化的认识水平要比私营企业人员、学生和其他职业者更高，对民族文化的传统性有更高的要求．
5游客感知分析
1）通过游客的感知，发现民族文化旅游演艺产品受到魅力性、知识性、传统性、娱乐性、真实性5个主要因素的影响．在民族文化旅游演艺产品策划、设计和市场推广中，应当选取优秀民族文化的精粹，将5大要素作为民族文化旅游演艺产品开发的灵魂，抓住旅游市场需求和游客求新探奇的心理需求，转变传统的“闭门造车”的产品开发设计观念，深入探察旅游市场需求和游客的旅游心理需求，理论与实际紧密结合，传统与现代有机结合，用现代人的审美观去审视民族传统文化．但是也不能随意篡改民族传统文化的真正内涵，应当在民族传统文化向民族文化旅游演艺产品转化的过程中，在民族文化的表现形式上适当加入一些现代文化元素，用现代化的表现手法去创作并刻画民族文化．创作的基础必须是传统的民族文化，应当表现民族传统文化的真实内涵，不能凭空设想和自由创造．另外，从游客感知评价的结果发现，真实性对民族文化旅游演艺产品的影响不及魅力性、知识性、传统性和娱乐性突出．究其原因，是在新的时代背景下，我国城市化和现代化的步伐不断加快，特别是西部少数民族地区在西部大开发、大发展的过程中，生活生产方式和传统的民风民俗都在悄然演变，在少数民族聚居区已经难以寻觅到原生态的少数民族文化．因此，应当认识到保护和传承民族传统文化已迫在眉睫，特别是少数民族非物质文化遗产的保护更是紧迫，培养少数民族非物质文化遗产传承人是当务之急．除了非物质文化遗产，少数民族物质文化遗产的保护也异常艰巨．少数民族地区工业化和城镇化的加速发展，每天都有少数民族古村落和古民居成为现代高楼和工厂．因此，民族文化旅游演艺与现实生活之间的距离不断拉大，民族文化旅游演艺的真实性也很成问题．2）在观赏“印象刘三姐”实景演出的游客中，不同人口统计学特征的游客对“印象刘三姐”实景演出的评价存在显著的差异．在性别方面，女性游客对“印象刘三姐”实景演出的评价高于男性游客，说明女性旅游市场的潜力巨大．在今后民族文化旅游演艺市场的开发和推广中，应当加大女性旅游市场的宣传和推介，针对女性旅游市场开发适销对路的民族文化旅游演艺产品．年龄方面，青年游客对演出的魅力性评价比中老年游客高，而中老年游客则对演出的传统性有较高的评价．所以，在今后的民族文化旅游演艺开发与设计中，针对青年旅游市场要更加注重魅力性方面的开发与设计，对于中老年旅游市场要更加突出其文化品味的提升．在学历方面，本科学历的游客比其他学历的游客对演出的知识性和传统性有着更高的认同度，本科学历的旅游者应当为民族文化旅游演艺产品追逐的重要目标．随着我国经济社会的快速发展，公民的受教育水平逐步提升，这一细分市场的规模会越来越大，与此同时，这一旅游群体的收入水平也比较高，旅游消费的潜力巨大，这一旅游群体将是未来民族文化旅游演艺产品的最大客户群．这一旅游群体的文化水平较高，对文化的鉴赏能力较强，对旅游产品的要求也较高，所以，要满足这一旅游群体的旅游需求就必须提升旅游产品的档次和品位．职业方面，公务员、企事业单位人员、专业技术人员和离退休人员对民族文化旅游演艺产品的传统性比较热衷，同时他们对民族文化旅游演艺的知识性要求也比较高，所以针对这一细分市场要注重民族文化旅游演艺知识性和传统性方面的宣传与促销．上述研究表明，民族文化旅游演艺产品的开发设计和营销推广要紧扣旅游细分市场的需求，特别是要针对不同人口统计学特征的游客，开发更具针对性的适销对路的旅游产品．
6讨论与展望
6．1讨论
国内学者在民族文化旅游研究方面，更多地采用田野调查的研究方法，研究结论的主观色彩较为明显．同时，研究方法多以定性描述为主，较少采用数理分析方法，对民族文化旅游产品开发、营销推广、经营管理等研究缺乏直观性和说服力．文中从游客感知的视角，分析民族文化旅游演艺产品的主要影响因素，并借助“印象刘三姐”实景演出案例构建民族文化旅游演艺产品游客感知评价体系，并将主成分分析、单因子变异系数分析和Sheffe事后差异性检验分析方法运用于民族文化旅游游客感知方面的研究，为今后民族文化旅游产品游客感知评价体系和产品开发提供了思路．
6．2展望
1）通过“印象刘三姐”实景演出创意旅游产品的调查研究，发现民族文化旅游产品开发应当注重创意开发．民族文化旅游资源的内容丰富，开发、拓展的空间广阔，深入挖掘民族文化旅游资源的文化内涵，在展现民族传统文化真实性的同时加入一些现代元素，将是民族文化旅游创意开发的发展方向．2）通过“印象刘三姐”实景演出创意旅游产品的游客感知调查进一步明确，民族文化旅游产品的策划、设计的终极目标就是最大限度满足游客的旅游需求．民族文化旅游产品开发要在保护民族传统文化的前提条件下，把握旅游市场需求．要深入了解不同性别、不同收入、不同年龄、不同学历、不同职业游客的旅游消费偏好，在准确定位游客群的情况下确定民族文化旅游产品开发方向．3）民族文化旅游产品开发要把握好民族文化的真实性和传统性．任何脱离实际的文化创意旅游产品都是缺乏生命力的，只有那些深深植根于少数民族群众真实生活环境的民族文化创意旅游产品才会闪烁出夺目的光彩．因此，民族文化旅游产品的开发一定要接地气，不能凭空设想，真实性和传统性是民族文化旅游产品开发永恒不变的主题，也是民族文化旅游产品创意开发的基础．
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篇10
改革开放至今，中国就业人口素质发生了极大的变化，并深深地影响着中国经济的发展。本文立足于对就业人口素质和经济增长关系的研究得出其间有较强的正相关性。因此，政府在加快经济建设过程的同时要加大对教育的投入，使社会进入人口素质促进经济发展，经济发展提升人口素质的良性循环中。
二、研究现状
国内外对人口素质与经济增长关系的研究主要有两大方向。
第一，对人口素质定量分析的研究。屈云龙和许燕(2010)在借鉴“人口素质指数”（PQLI）三大指标的基础上，将人口素质划分为身体素质、文化素质和劳动技能素质三大方面，并在每个方面中给出了具体的统计指标。然后用主成因分析法计算和分析了江苏省的人口素质，结果发现各省辖市人口素质发展状况存在明显差异。肖周燕(2007)将人口素质分为身体素质水平、文化素质水平、劳动技能素质水平和道德素质水平四个方面，并确定了各个方面的具体指标。在此基础上，用AHP（层次分析法）评价人口素质水平。张强和钱建明(1993)选用标准化总死亡率、婴儿死亡率、12岁以上人口的识字率及人均工农业总产值四个指标，用多维标度法评价了我国10个少数民族的人口素质。钱金平(2001)选取了平均寿命、维尔威克指数、智商、非残疾比重，6岁及以上人员大学、中学、非文盲比重等7个指标及其权值分配方案，运用灰色系统理论方法，综合定量评价了人口素质。张强，张霜红，钱建明和张菊英(2003)选取了出生时预期寿命、人均工农业产值、婴儿死亡率、生育率、15岁以上人口识字率等5个指标，利用灰关联聚类法对我国14个主要少数民族的人口素质进行了聚类分析和评价，并探讨了此方法的特点和效果。
第二，对人口素质与经济增长关系的研究。沈百福和杜晓利从人均受教育年限与经济发展的关系、各级教育的人口比例与经济发展水平两个角度考查了人口素质与经济发展的关系。张邦辉,谭伟和邓淼从人力资本角度，运用人均受教育年限法度量了中国各地区不同年份的劳动力受教育状况，并用聚类和线性回归法分析了近20多年来中国各地区人均受教育年限与经济增长的关系。宋光辉[通过关注研究教育与经济增长作用的重要文献,发现对教育与经济增长关系的认识经历了四个阶段，20世纪60年代的重视阶段，70年代的争论和置疑阶段，80年代的理性回归阶段和90年代以来的重拾信心阶段。程前昌依据1994年~2006年经济发展水平与人口文化素质的统计资料，选取人均GDP和接受过不同教育程度的人口比重作为经济发展水平和人口文化素质的衡量指标，对经济发展水平与人口文化素质进行相关分析。黄春燕运用SPSS软件对人口素质指数EDI和GDP进行相关分析和回归分析，求得GDP增长的预测模型。
三、我国人口素质的实证分析
1.人口素质评价指标体系的构建。在本文中，笔者把人口素质划分为身体素质、文化素质与劳动技能素质三个方面，在每个方面中，选取了具体的统计指标，最终构建了我国人口素质的综合评价体系，如图1所示。
(1)身体素质评价指标体系。身体素质是人口素质的最基本方面，它严重影响着其他各方面素质的提高。在对人口身体素质的衡量中，笔者选取了婴儿死亡率（‰）（x1）、5岁以下儿童死亡率（‰）（x2）、劳动年龄人口比例（%）（x3）、传染病发病率（甲乙类法定报告传染病发病率）（1/10万）（x4）、患病死亡率（甲乙类法定报告传染病病死率）（%）（x5）这五个指标构建了身体素质评价指标体系。这5个指标的数据都来自于《中国卫生统计年鉴》。
(2)文化素质评价指标体系。笔者选取了大学毛入学率（%）（x6）、未上过小学的人数占总人口的百分比（%）（x7）、每十万人在校大学生人数（x8）和人均受教育年限（x9）这四个具体指标来综合评价人口文化素质。其中，x6的数据来自于《中国教育统计年鉴》，x7和x8的具体数据来自于《中国统计年鉴》，x9的数据由《中国统计年鉴》和《中国人口统计年鉴》的数据计算而得。
(3)劳动技能素质评价指标体系。劳动技能素质的高低决定了一个国家生产效率的高低，严重影响着这个国家的技术水平和综合竞争力。本文选取了每千人从事研究与发展的科学家和工程师数（单位：万人年）（x10）、每万人专利批准申请量（国内专利申请授权数）（x11）和从业中大中专及以上人口比例（%）（x12）来综合评价我国的劳动技能素质水平。其中，x10和x11的数据来源于《中国科技统计年鉴》，x12的数据来源于《中国人口统计年鉴》。
2.我国人口素质水平的主成分分析。本文选取的一些数据不是比率数据，首先利用SPSS17.0对数据进行标准化处理。接着对标准化的数据进行主成分分析，经过KMO与巴特利特球形检验得到，KMO为0.629，Bartlett球形检验统计值为386.465，自由度为66，p值为0.000，这说明数据适合做因子分析。
运用SPSS17.0进行主成分分析，得到各主成分的方差贡献率和累计贡献率如表1所示。在此，根据以下两个标准提取公共因子：第一，特征值大于1；第二，累计方差贡献率大于80%。由表1可以看出，第一个公共因子的特征值为10.705，远大于1，且它的累计方差贡献率为89.212%，大于80%的标准。据此，可以认为第一个公共因子基本描述了所有变量的变化，因此提取的公共因子为1个。
表2为因子载荷矩阵，它能够说明提取的公共因子在各变量上的载荷。从表中可以看出，提取的公共因子对所有变量都有载荷，且载荷绝对值大多数都大于0.9，这说明提取的主成分从各个方面综合衡量了我国的人口素质，代表了我国的人口素质状况，因此将提取的主成分命名为“人口素质综合因子”。
因为提取的主成分只有一个，所以这个主成分的因子得分就是综合得分，综合得分如表3所示。
四、我国经济发展水平的实证分析
1.经济发展水平评价指标体系的构建
在本文中，选取人均GDP（y1）、货币供给量（y2）、中国历年人均收入水平（美元）（y3）、财政收入（万元）（y4）、进出口差额（亿美元）（y5）和全社会固定资产投资（亿元）（y6）来综合衡量我国的经济发展水平。其中，y1、y2、y4、y5和y6的数据来源于《中国统计年鉴》，y3的数据来源于《世界银行统计年鉴》。
2.我国经济发展水平的主成分分析
首先用SPSS17.0对原始数据进行标准化处理。接着对标准化后的数据进行主成分分析，经过KMO与巴特利特球形检验得到，KMO为0.659，Bartlett球形检验统计值为260.088，自由度为15，p值为0.000，这说明数据适合做因子分析。
运用SPSS17.0进行主成分分析，以特征值大于1和累计方差贡献率大于80%为标准提取公共因子。得到各主成分的方差贡献率和累计贡献率如表4所示。从表中可以看出，第一个公共因子的特征值为5.784，远大于1，且它的累计方差贡献率为96.407%。据此，可以认为第一个公共因子基本描述了所有变量的变化，因此提取的公共因子为1个。
从表5的因子载荷矩阵中可以看出，提取的公共因子对所有变量都有载荷，且在六个变量上的载荷值都大于0.9，这说明提取的主成分综合反映了我国的经济发展水平，因此将提取的主成分命名为“经济发展水平综合因子”。
注：Zscore(人均GDP)表示人均GDP的标准化值，其余类似。
同样，因为提取的主成分只有一个，所以这个主成分的因子得分就是综合得分，综合得分如表3所示。
五、我国人口素质水平与经济发展水平关系的实证分析
现在分析我国人口素质水平与经济发展水平的关系。从上面的分析可知，在对人口素质和经济发展水平的主成分分析中，我们都分别提取了一个主成分，且这个主成分综合评价了我国的人口素质水平和经济发展水平，因此在这里用“人口素质综合因子”和“经济发展水平综合因子”来代表我国的人口素质水平和经济发展水平。作出人口素质水平综合因子得分与经济发展水平综合因子得分的走势图，发现二者都具有明显的上升趋势。
运用SPSS17.0对人口素质综合因子和经济发展水平综合因子进行相关性分析，得出两者的Pearson系数为0.956，双侧显著性水平为0.000，在时通过检验，具有统计学意义。因此可知，二者具有高度相关性，可以进行回归分析。
做出人口素质综合因子和经济发展水平综合因子的散点图，如图3所示。从图上可以看出，二者具有明显的线性关系，因此要对它们作线性回归分析。为了简便起见，用ECOD表示经济发展水平综合因子，用PQL表示人口素质综合因子。设二者的回归方程为
用EVIEWS6.0进行回归分析，得出二者的回归方程式为
Std. （0.0888） （0.0853）
在此回归方程中，， ，这说明回归方程的拟合程度较好，此回归模型是可信的。
通过分析以上回归模型可以得知，我国人口素质水平对国家经济发展水平起着非常重要的作用。其中，人口素质综合因子每增加一个单位，国家经济发展水平综合因子增加0.9557个单位。因此，我国应该大力提高人口素质，以促进国民经济又好又快发展。
六、政策建议
根据以上分析，我们可以得出人口素质的提高对经济增长有很大的促进作用。而人口素质又由身体素质、文化素质以及劳动技能素质构成，因此，我们可以从这三个方面为中国经济更好的发展提供以下几条政策建议。
1.身体素质方面。身体素质的提高依赖于两个方面，一是提高国家医疗水平，二是加强国民体育锻炼。因此政府应该从这两个方面着手，在医疗方面积极鼓励新药研发，改革医院现存的各种弊制，让人民群众都能“看得上病、看得起病、看得好病”；在国民体育锻炼方面，政府应该加大对居民区体育设施的投资建设，深入促进国家体育事业的发展，并以提升国民整体身体素质为最终目的。
2.文化素质方面。文化素质的提高依赖于教育的继续深入扩展，因此，政府应该继续坚持中国教育的扩展政策，促进教育事业的进一步发展。同时重视教育分配问题，一是合理调整三级教育投入比，二是缩小城乡、地区、群体之间的受教育程度差距，重点在于调整城乡二元结构背景下教育政策的偏向。
3.劳动技能素质方面。劳动技能素质的提高依赖于受高程度教育者的产出提高。因此，政府应该用政策鼓励科研活动，在科研环境方面，支持学者潜心钻研学术，调整科研经费分配体制，着重培养思想活跃的年轻人；在科研体制方面，引入以支持人为主的科研支持方式，为科研者特别是青年科研者提供良好的科研条件，同时逐步完善《专利法》、《知识产权法》等法律。
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篇11
影响因素定量分析
1.空模型检验
CHNS数据是在中国的黑龙江、辽宁、山东、河南、江苏、湖南、湖北、广西、贵州，共计9个省份开展的调查数据，可能存在层次结构特征，因此对其进行空模型检验，结果如表2所示。对数据进行二分类离散数据空模型拟合，得到截距项U0的P＜0.01，具有显著统计学意义，数据确实存在层次结构特征，适用于多层模型进行分析。因此，将其分为两层，地区层次（高水平）和个人层次（低水平）进行分层模型分析。
2.多层线性回归分析
由于农村居民患病就医的支出费用是一个连续的经济变量，因此采用多层线性回归模型进行分析。通过模型拟合和变量筛选，最终结果如表3所示。可以看到，在个人层次影响因素中，低年龄、高年龄、小学、家庭人均收入和保险对农村居民医疗支出没有显著影响，男性、高中、未工作、非农工作和患病严重对农村居民医疗支出有显著正向影响，单身、患病不严重和家庭规模对农村居民医疗支出有显著负向影响。在地区层次影响因素中，农村每千人医生卫生员数对农村居民医疗支出没有显著影响，农村医疗价格水平对农村居民医疗支出有显著正向影响，农村人均纯收入对农村居民医疗支出有显著负向影响。
结论
根据上述定量分析，可以得到以下结论：
1.个人影响因素
年龄、家庭人均收入和保险对农村居民医疗支出没有显著影响。性别对农村居民医疗支出有显著正向影响。在农耕活动中，男性劳动产出比女性多，男性比女性更适宜进行体力生产劳作。长此以往，在农耕为主的中国农村家庭中逐渐形成了重男轻女的习俗。男性被视为家庭的支柱，往往具有较高的地位和绝对话语权，这种情况也映射到了农村居民医疗支出上。在农村居民医疗支出中，男性人群的支出水平显著高于女性人群，男性在医疗服务需求方面处于强势地位，而女性则处于相对弱势地位。
小学教育程度对农村居民医疗支出没有显著影响，而高中以上教育程度对农村居民医疗支出有显著正向影响。受教育程度更高的民众自我保健养生意识更强，在平时的生活中注重身体健康的保持并善于自我治疗保健。当受教育程度更高的民众确实患病较重或无法自行医治时，才会选择就医治疗，且医疗支出水平随病情严重情况也会较高。
工作和非农工作民众对农村居民医疗的支出水平高于从事农业工作的民众，这是由于3方面原因导致的。一是未工作的群众主要是处于抚育期的妇女和在读学生，他们得到家庭特别关爱，占有较多家庭医疗资源；二是从事农业工作的民众患病成本高，一旦生病将会承受疾病带来的痛苦，损失劳动时间减少劳动所得，更会为恢复健康付出医疗服务费用，因此从事农业工作的民众较其他家庭成员更为注重自己的身体健康；三是农业工作是一种体力劳动，在一定的劳作程度内能够起到锻炼身体增进体质的作用，因此从事农业工作的人群身体素质比较好、健康水平比较高。
患病严重程度与医疗支出水平关系紧密，且关系复杂。从定量分析结果可以看出，患病严重的农村居民医疗支出对数比患病一般严重的农村居民大1.45，而患病不严重的农村居民医疗支出对数比患病一般严重的农村居民小0.76，患病严重与医疗支出水平呈正相关关系，患病不严重与医疗支出水平呈负相关关系。也就是说，当农村居民患有常见疾病，如感冒、发烧等，能自行治疗的就尽量自行治疗，尽量避免就医治疗。而当农村居民患病较重时，无法自行治疗，才会就医治疗。农村居民对于就医治疗的抵触情绪值得政府深刻研究。
单身和家庭人口规模都对医疗支出水平有负向影响。结束单身也就意味着家庭成员数量增加，从定量分析结果看，家庭人口规模每增加一人，其相应的医疗支出对数就会减少0.09。家庭成员越多、规模越大，家庭成员之间的相互关怀、相互照顾就会更多，这有利于身体健康水平的保持，在很大程度上具有医疗服务的作用。#p#分页标题#e#
2.地区影响因素
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目前,学者们对政府人力规模进行的定量分析和实证研究主要局限于从纵向和横向两个基本视角对中国政府的人力规模进行历史考察和国际比较,意欲构建适度的中国政府人力规模。但实际上,我国疆域辽阔,各地区在地域面积、人口数量和素质、交通通讯设施、公务人员素质、经济发展水平和市场成熟度等方面存在较大的差异,即使构建的全国政府人力规模是适度的,也并不意味着各地区政府的人力规模就一定适度,而且我国的绝大多数公务人员在各级地方政府工作,因此,笔者认为研究中国地方政府的适度人力规模具有更大的现实意义。考虑到数据的可获得性,本文选取地区人均生产总值、政府人力规模两个指标,以中部省份湖南省数据为例,运用时间序列分析,预测湖南省人均生产总值、政府人力规模的未来发展趋势,建立回归模型,分析湖南省政府人力规模与经济协调发展的相关性,通过弹性分析计算经济增长对政府人力规模增长的绝对量。
一、经济发展水平对政府人力规模增长作用的模型建立[1]
1.数据的选取与说明
一般来说,省级政府的人力规模主要由各地区经济发展水平、市场化综合指数、地域面积、人口数量、政府财力等因素来决定[2]。为了使假定的模型具有一定的可操作性,根据常见的计量经济学分析方法,将湖南省经济发展水平用人均GDP表示,政府人力规模用省级政府公务人员与总人口的比率来表示。以此建立一元线性回归模型来加以分析。本文选取的主要数据如表1所示:
表1.湖南省1995年～2007年政府人力规模 以及人均生产总值数据
数据来源与说明:①以上数据来源于《中国统计年鉴(1996-2008)》;②政府人力规模=(公务人员数量/人口数量)*100。
2.Logistic增长模型
Logistic函数模型,也被称为生长曲线函数模型,由美国生物学家和人口统计学家珀尔(R.Pearl)和利德(J.reed)(1920)首先在生物繁殖研究中发现,后被广泛应用于生物生长过程和产业成长过程的描述。其函数表达式为:
y=
式中,y表示因变量,x为自变量,k、a、b为未知常数,k>0,a>0,0
图1、Logistic函数增长曲线
在经济发展的早期阶段,为了给经济和社会发展提供必须的社会基础设施,政府职能扩张,政府人力规模随之增长,但此时经济发展对政府人力规模的推动作用尚不明显,对政府人力规模的作用只是表现出平缓增长趋势;当进入经济发展的中期阶段以后,由于市场的失灵,政府的职能逐步转入对经济的干预而随之扩展,政府人力规模随着职能的扩张而进一步增长,经济发展对政府人力规模的贡献作用越来越明显,呈现急剧上升趋势;但是当经济发展由中期进入成熟阶段,政府职能也随之转向以教育、保健和社会福利为主的公共服务,这将促使政府职能的结构性扩展,政府人力规模也随之增长,但此时其增长趋于平稳,即经济发展对政府人力规模的贡献趋于平稳。即经济发展水平(人均GDP)对政府人力规模的贡献过程与Logistic曲线形状相似。因此用Logistic生长曲线函数来分析人均GDP对政府人力规模的影响作用,具有一定的相似性和可行性。
二、人均生产总值对政府人力规模增长作用的定量分析
(一)政府人力规模、人均生产总值的时间序列分析以及政府人力规模与人均生产总值的回归分析
1.政府人力规模的时间序列分析
假设政府人力规模符合一元线性回归模型y=a +b t,利用Eviwes软件可以求得a=0.757,14
b=0.015,99 故有:
Y =0.757,14 + 0.015,99*T(1)
故做显著性为99%的假设检验,可以得到表2:
表2. 政府人力规模回归分析统计数据
注:Variable:自变量,Coefficient:相关系数,Std. Error:标准查,t-Statistic:t统计量,Prob:p值,F-statistic:F统计量,R-squared:拟合系数,,Adjusted R-squared:调整后的拟合系数(以下分析相同)。
从以上的回归结果来看,拟合系数为0.932,857,拟合程度很高。查表得F的临界值F0.01(1,13)为9.07,而检验值为152.828,7,远远大于F临界值,且P值也小于临界值,说明建立的一元回归模型是显著的,回归方程的关系是成立的。从回归系数的t值和相应的p值来看,p值均小于临界值,而查表得自由度为13的t分布的临界值(显著性水平为1%)为2.650,3,通过t检验,这说明回归系数是显著的。
一元线性回归模型的斜率为0.015,99,其意义表明湖南省政府人力规模平均每年增加0.015,99%。随着经济的发展,湖南省的政府人力规模还会不断增长。
2.地区人均生产总值的时间序列分析
同样假设地区人均生产总值符合一元线性回归模型y=a+bt,利用eviwes软件可以求得a= 0.220,93b= 0.082,61。
故有:
Y = 0.220,93 + 0.082,61*t (2)
故做显著性为99%的假设检验,可以得到表3:
表3.地区人均生产总值回归分析统计数据
从以上的回归结果来看,拟合系数为0.900,496,拟合程度很高。查表得F的临界值F0.01(1,13)为9.07,而检验值为99.548,36,远远大于F临界值,且P值也小于临界值,说明建立的一元回归模型是显著的,回归方程的关系是成立的。从回归系数的t值和相应的p值来看,p值均小于临界值,而查表得自由度为13的t分布的临界值(显著性水平为1%)为2.65,03,通过t检验,这说明回归系数是显著的。
一元线性回归模型的斜率为0.082,61,其意义表明湖南省人均生产总值平均每年增加0.082,61万元。随着经济的发展,湖南省的人均生产总值还会不断增加。
3.政府人力规模与地区人均生产总值的回归分析
假设政府人力规模与地区人均生产总符合一元线性回归模型y=a +b x ,y表示政府人力规模, x表示地区人均生产总值。利用evi wes软件可以求得a= 0.726,01b= 0.177,32故有:
Y = 0.726,01 +0.177,32*x(3)
故做显著性为99%的假设检验,可以得到表4 表4.政府人力规模与地区人均生产总值的回归分析统计数据
从以上的回归结果来看,拟合系数为0.869,478,拟合程度很高。查表得F的临界值F0.01(1,13)为9.07,而检验值为73.277,21,远远大于F临界值,且P值也小于临界值,说明建立的一元回归模型是显著的,回归方程的关系是成立的。从回归系数的t值和相应的p值来看,p值均小于临界值,而查表得自由度为13的t分布的临界值(显著性水平为1%)为2.650,3,通过t检验,这说明回归系数是显著的。
一元线性回归模型的斜率为0.177,32,其意义表明当湖南省的人均生产总值每增加1万元时,政府人力规模将增长0.177,32%。符合政府人力规模随人均生产总值增加的管理学规律。
(二)地区人均生产总值对政府人力规模增长作用的定量分析[3]由于线性模型的参数估计方法已经不能直接应用,可采用线性化估计方法,即对模型y= 作如下变换:-k=abln( -k)=lna+(lnb)x如果给定,同时令:
y =ln( -k),a =ln a,b =ln b,则得到y =a +b x……(4)
至此,可利用线性模型的参数估计方法(OLS)估计模型参数。对于给定的理论模型,如0
对方程(4)应用OLS方法,即估计参数
a=0.694b=0.874 。所以,假定的Logistic模型的表达式为:
y=
从统计检验来看,方程拟合优度很高,方程显著性水平大于0.001,方程通过显著性检验。1.边际分析
在经济学中,边际是描述一个经济变量在另一个经济变量变化1%时所带来的变化额。边际点的自变量在经济决策中往往是最佳点,找到最合理的边际点,就能作出最有利的经济政策。本文采用“边际”这个概念来表示地区人均生产总值对政府人力规模的拉动作用,即人均生产总值增长一个单位所拉动的政府人力规模增长额度,具体公式为;
=-a(lnb)
拐点处的值满足:
=-a(ln b) - =0
将湖南省2007年地区人均生产总值1.440,5万元,a=0.694b=0.874,k=1/2代入上式可得到 =0.067,表明人均生产总值每增长1万元,政府人力规模就增加0.067%单位。求解方程 =0得到驻点x=2.434,5万元。这就说明,人均生产总值对政府人力规模的拉动作用可以分为两个阶段:当人均生产总值小于2.434,5万元时,人均生产总值每增长1个单位所带来的政府人力规模的增长额会随着经济发展水平的提高而不断增加;当人均生产总值大于2.434,5万元时,人均生产总值每增长1个单位所带来的政府人力规模的增长额会随着经济的发展而呈现出下降的趋势;在人均生产总值等于2.434,5万元时,人均生产总值每增长1个单位所带来的政府人力规模的增长额达到最大值,当人均生产总值在继续增长时,它对政府人力规模的边际作用就开始下降。2007年湖南省人均生产总值1.440,5万元,它对政府人力规模的边际作用还未达到最大值,所以随着该地区的经济发展,其政府人力规模将会有明显扩大的趋势。
2.弹性分析
在经济学中,弹性是描述一个经济变量在另一个经济变量变化1%时所带来的百分率。本文采用“弹性”这个概念表示地区人均生产总值每增长1%,所拉动的政府人力规模的增长率。具体公式为:
?着==-a(ln b) (k+ab )x=-a(ln b)
上式中的?着表示地区人均生产总值增长1%带来的政府人力规模的变化率。
根据湖南省2007年统计数据表明当人均生产总值为1.440,5万元时,?着=0.103,5即人均生产总值再继续增长1%,政府人力规模则会增长0.103,5%。下面来求弹性系数的拐点。即:
f(x)= =ab +xlnd+1=0
令a=0.694,b=0.874,k=1/2;得 x=8.964,4, ?着=0. 354,1
说明当湖南省的人均生产总值x=8.964,4万元时,经济发展对政府人力规模的拉动率为0. 354,1%达到最大。当人均生产总值超过8.964,4万元时,经济发展对政府人力规模的拉动率将会逐渐减小。这也就说明对于湖南省来讲,随着该地区经济和社会的发展,政府人力规模的增长幅度将缩小。
三、政策建议
从地区人均生产总值的时间序列分析可以知道,湖南省的人均生产总值随着时间的变化,存在逐年递增的趋势,湖南省国民经济发展稳定。政府人力规模的时间序列分析表明,湖南省政府人力规模随着时间的变化不断增长。从人均生产总值与政府人力规模的回归分析,我们发现截至到2007年湖南省经济的发展对该地区政府人力规模的拉动作用非常明显。研究的结果还显示,从相应的边际与弹性分析可知,虽然湖南省人均生产总值与政府人力规模都存在增长的趋势,但二者均不会无限增长,一定会达到一个极限值。尤其是对政府人力规模的增长势头应加以控制,使政府公务人员的总量增长维持在比较合理的增长幅度。具体建议如下:
1.加快地区经济发展,控制人口数量。经济发展水平是决定一个地区政府人力规模的最关键制约因素。经济比较发达的地区需要管理的社会事务,要比相对不发达的地区复杂,需要管理得更加细致一些,所以就需要使用更多一些的政府公务人员。而且,经济比较发达的地区也会有较多的税收和相对充分的财政手段,来满足雇佣较多政府公务人员的实际需要。与此同时,地区人口数量也是影响政府人力规模的一个重要因素。因此,我国各省级政府在加快经济发展的同时,必须控制本地区的人口数量。
2.提高地区市场化程度。体制转型是影响我国省级政府人力规模的主要因素,随着各地区经济体制的逐步转型,社会经济运行更加规范化、法治化,政府承担的职能更为科学合理。为政府部门确定科学合理的职能是构建合理、适度政府人力规模的基础,因此,各省级政府应加快本地区的市场化改革,提高地区市场化程度,合理配置政府与市场的职能,以构建合理、适度的政府人力规模。
3.加快行政管理体制和机构改革,减少政府公务人员数量。现有的行政体制比较僵化,存在“职责同构”的弊端。因此,我国的各省级政府应基于自身的经济发展水平以及所处体制转型的不同阶段,合理确定各自所应承担的职能,并结合自身的财力设置政府机构和核定人员编制,尤其要注意有步骤地调整人员的年龄、学历结构,并根据政府职责的调整相应调整公务人员在政府部门之间的配比关系,以构建合理、适度的人力规模。
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An Empirical Research on the Government Human Size and Coordinated Economic Development in Hunan Province
Li Binghong
篇13
论文摘要：为研究非智力因素对护理专业学生学习成绩的影响，对170名护理本科学生进行调查，结果表明，学习成绩与学生家庭户口状况、体育活动时间有显著相关；而与谈恋爱、缺课无显著关系。
一般情况而言，决定学生学习效果的因素主要有两方面：智力因素与非智力因素。而对于同一所学校的大学生，由于经过严格的统一考试进入大学，智力水平差异不大，不能成为影响学习成绩的主要因素，所以非智力因素就成为了主要原因。非智力因素是指在智力以外，对智力活动起直接制约作用的心理因素，对认识过程起动因、定向、引导、调节和强化作用。本课题是专门研究非智力因素对护理专业学生学习成绩的影响，为此专业学生的学习改革，提高学习效果提供依据。
一、研究对象、内容和方法
调查对象。吉林医药学院2005级护理学本科班170人。其中男生8名，女生162名；学生平均年龄20.94±1.09，最小19岁，最大23岁。
方法。采用整群抽样方法，以书面问卷方式进行调查，内容主要包括一般人口统计学资料，家庭环境、爱好及行为因素。学习成绩是大学一、二年级所有考试科目的成绩，共16门。发出问卷170份，收回170份，有效问卷166份，有效率97.6％。
统计分析。各学期成绩作为预测变量，非智力因素作为自变量，将自变量各定性变量数量化，即定义哑变量(DummyVariable)，采用SPSS14.0统计分析软件，由于预测变量与自变量存在相关性，故对其进行因子分析，提取主要因子进行逐步回归分析。
1.主成分分析
简介：在对某一事物进行实证研究中，为了更全面、准确地反映事物的特征及其发展规律，人们为了避免遗漏重要的信息往往要考虑与其有关的多个指标，这些指标在多元统计中也称为变量。这样随着指标的增多就增加了问题的复杂性，同时由于各指标是对同一事物的反映，不可避免地造成信息的大量重叠，有时甚至会抹杀事物的真正特征与内在规律。基于上述问题，人们就希望在定量研究中涉及的变量较少，而得到的信息量又较全面。主成分分析方法正是研究如何通过原始变量的少数几个线性组合来解释原始变量绝大多数的信息的一种多元统计方法。它可以有效利用大量统计数据进行定量分析，提示变量之间的内在关系，得到对事物特征及其发展规律的一些深层次的启发，把研究工作引向深入。
结论：依据特征值大于1的原则，提取三个主要因子y1、y2、y3，累计贡献率为95.65％，其中y1为68.43％，且成分矩阵载荷很高，意味着它们与因子y1的相关程度很高，故y1因子比较重要。
2.逐步回归分析
并不是所有自变量都对预测变量都有显著的影响，挑选出对预测变量有显著影响的自变量的最常用方法是逐步回归法。具体做法是将自变量逐个引入，对选入的变量进行逐个检验，当原引入的变量由于后面变量的引入而变得不再显著时，要将其删除。引入一个变量或从回归方程中剔除一个变量，为逐步回归的一步，每一步都要进行F检验，以确保每次引入新的变量之前回归方程中只包含显著的变量。这个过程反复进行，直到既无显著的自变量选入回归方程，也无不显著自变量从回归方程中剔除为止。逐步回归目的确定哪些因素对因变量影响最大，从而获得最佳预测模型。
选取预测变量y1，自变量非智力因素进行逐步回归。结果见表2。回归方程的显著性p值均为0.000，回归方程有统计意义。
二、结果分析
回归结果：
y1=0.335-0.705(城镇)+0.563(体育活动少)
1.城镇户口学生比农村户口学生平均标准化成绩低0.705分(P＜0.01)
2.很少参加体育活动的学生比经常参加或参加体育活动的学生平均标准化成绩高0.563分(P＜
三、讨论
调查结果显示：
