人口统计学变量分析汇总十篇

序论：好文章的创作是一个不断探索和完善的过程，我们为您推荐十篇人口统计学变量分析范例，希望它们能助您一臂之力，提升您的阅读品质，带来更深刻的阅读感受。

篇（1）

一、员工敬业度的概念

目前对敬业度（Engagement）的概念都没有一个统计的界定，主要有两个领域对其进行研究：管理公司和学术界。管理公司主要以实际出发对其进行实证研究，学术界则是从学术角度提出相关的理论。

第一，在管理公司领域，盖洛普公司的盖洛普博士将敬业度定义为：企业首先要为员工创造良好的环境使其优势能得到有效发挥，在此基础上，企业还应让员工在组织中有一种归属感，让其感受到自己就是组织的一员，具有主人翁的责任感。盖洛普公司将员工主要分为敬业、守业和怠工员工三类，这主要是根据员工在情感上认同工作和组织的程度，以及由此而带来的员工对工作和组织的投入度；翰威特公司认为敬业度是用来衡量员工期望留在公司的程度，以及对工作尽心的程度，据此翰威特公司提出了积极评价、渴望留任和竭尽所能三维度的敬业度。韬睿公司将敬业度定义为员工意愿和努力帮助组织取得成功的程度，据此公司将员工敬业度分为理性敬业度和感性敬业度两个维度，即建立在工作给自己带来利益前提下的敬业行为和建立在对工作认同和情感归属上的敬业行为。

第二，在学术研究中，国内外学者中， Kahn将敬业度定义为：企业员工自发地控制自己，以将自己与工作角色结合在一起，也就是将自己置于一种“角色内状态”，并且他还将敬业度分为三个维度：行为敬业度、认知敬业度和情感敬业度；Maslach等学者则从工作倦怠的对立角度出发将敬业度定义为对工作积极的一面，他认为敬业度和工作倦怠分别为一个三维连续体的两极，敬业度的精力、投入和职业效能感三个维度分别对应着工作倦怠的情绪枯竭、犬儒主义和效能感低落三个维度。相对于工作倦怠程度高的员工所具有的无能感和耗竭感，敬业度高的员工通常精力充沛，不同于在工作和组织中处于疏离状态的员工，他们在工作中具有较高的自我效能感，能在组织中建立良好的人际关系，并能有效进入工作状态； Schaufeli等人与Maslach有相同的观点，认为敬业度是工作倦怠的对立面，而他们认为敬业度包含活力敬业度、奉献敬业度和投入敬业度三个维度。

综上，本文所使用的敬业度概念为：企业中员工在工作角色中自我表达和自我投入的程度，以及员工在行为、认知和情感三个维度上对工作、组织的认同程度。

二、国有石油企业员工敬业度在人口统计学变量上的差异分析

（一）不同性别的国有石油企业员工敬业度的差异分析

对不同性别的国有石油企业员工的工作敬业度和组织敬业度两个维度以及整体员工敬业度的得分平均数进行F检验和t检验，所得结果如表1所示。

（二）不同婚姻状况的国有石油企业员工敬I度的差异分析

对不同婚姻状况的国有石油企业员工的工作敬业度和组织敬业度两个维度以及整体员工敬业度的得分平均数进行F检验和t检验，所得结果如表2所示。

（三）不同年龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析

本文将国有石油企业的员工划分为四个年龄段，采用单因素方差分析方法分析不同年龄段的国有石油企业员工在敬业度各子纬度上的得分。如表3所示。

（四）不同学历的国有石油企业员工敬业度的差异分析

采用单因素方差分析方法分析不同年龄段的国有石油企业员工在敬业度各子纬度上的得分，如表4所示。

（五）不同工龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析

不同工龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析（如表5）。

三、国有石油企业员工敬业度在人口统计学变量上的差异

在以上人口统计学变量中，只有员工婚姻状况对国有石油企业员工的敬业度有较大影响，而石油企业员工敬业度在不同性别、不同年龄段、不同学历、不同工龄上均无显著差异。这与已有的研究结论有相同之处，但并不完全一致，其原因是受研究对象，国有石油企业这个群体的特殊性的影响。

不同婚姻状况的国有石油企业员工的工作敬业度无明显差异，但在组织敬业度这一维度上以及整体员工敬业度上的差异却很显著；石油企业的已婚员工不论是工作敬业度、组织敬业度还是整体敬业度都高于未婚员工，究其原因，已婚员工其家庭生活相对稳定，亲戚朋友等人际圈子范围也相对固定，对家庭承担责任也更大，他们对于工作稳定性的要求更高，同时已婚员工较未婚员工年龄大，各方面相对成熟，更有自己明确的目标和认识，工作积累和经验都相对较好，对企业更有归属和认同感。

（李季单位为兰州工业学院经济管理学院；高海燕单位为中石油西北化工销售公司）

[作者简介：李季（1983―），男，辽宁开原人，博士，工程师，研究方向：企业管理及人力资源管理。]

参考文献

[1] Heaney C A，Israel B A，House J S . Chronic job insecurity among automobile workers：effectson job satisfaction and health[J]. Social Scienee & Medicine，1994.

[2] Davy J A，Kinicki A J，Scheck C L . A test of job seccurity，s direct and mediated effects on withdrawal cognitions[J]. Journal of organizational Behavior，1997.

篇（2）

中图分类号　G206　文献标识码　A

一、研究背景

互联网的迅速发展和以网络游戏为代表之一的网络文化的繁荣，使人们的目光注目于网络这一新的生存空间。德弗勒在《大众传播理论》一书中曾提出“不同的传媒以不同方式被指控负有五种责任”，其中就有一项为“提高青少年的犯罪率”。那么，作为人际互动性、情节开放性、以及刺激性强的网络暴力游戏是否也像德弗勒所说的那样，提高了青少年的犯罪率呢?

近年来，各地警方在一些涉及青少年的案件中发现，网络游戏引发青少年犯罪居高不下，80％以上的青少年犯罪案件中，网络暴力游戏成为他们违法犯罪的直接或间接诱因。人们将更多的注意力集中于青少年暴力犯罪的增加和网络游戏在其中所起的作用。由此，研究网络暴力游戏与青少年暴力行为的相关性就变得十分必要，而且对青少年的健康成长和社会和谐安定也具有十分重要的现实意义。

美国从人口统计学、医药学、心理学等角度来分析网络暴力游戏与玩家攻击的关系，为进一步研究网络暴力游戏提供基础。20世纪60年代格伯纳对美国社会的暴力和犯罪问题研究发现，电视暴力内容对青少年犯罪具有“诱发效果”，并且发现暴力内容增大了人们对于现实社会环境的危险程度的判断。多尼克与格林伯美研究儿童对暴力的态度，发现小学生在接触电视暴力节目后，其对暴力行为的赞同程度显著提高，遇到困扰的情况时也较容易采取暴力手段来解决。国内也有这方面的研究但不多，陈美芬等通过实验考察了网络暴力游戏对内隐攻击性的影响；郑宏明等分析暴力电子游戏对攻击行为影响的心理机制和特点。国内外研究发现暴力内容对青少年暴力认知有影响，但网络暴力游戏对青少年暴力行为是否有影响尚有深入研究的空间，而网络暴力游戏对社会的发展所造成的危害又迫切需要这种研究。

二、相关理论与定义

社会学习理论认为。人的行为不是一种被动地受影响的过程，相反，人的学习具有主动观察与模仿性。人们的攻击是从个人引以为楷模的人物中学习而来的，如果该人物及其行动被视为“真实”，或与个人及心理情境有相似之处，则较容易产生注意、记忆及表现。许多犯罪的行为并不是天生的，而是人在环境中观察后模仿的。传媒所营造的符号环境的示范作用，效果可能更大。

美国学者乔治・格伯纳在对美国社会的暴力和犯罪问题研究后建立了“涵化理论”，他认为，为电视暴力内容对青少年犯罪具有“诱发效果”但无必然联系。而且，这种影响不是短期的。而是一个长期的、潜移默化的、“培养”的过程。这给我们提供了一个研究思路和基础理论，可以探寻网络暴力游戏对青少年影响的机制。

本文将“网络暴力游戏”作为操作性概念定义为：网络暴力游戏是通过互联网进行的电脑游戏；是多个游戏者参与其中的互动游戏；是以刺激、暴力和打斗为主要内容的并带有描绘游戏人物试图对其他游戏人物造成伤害的电子游戏。网络暴力游戏可以分为：1，不运用武器的单人攻击(攻击性为“低”)。2，不运用武器团体性攻击(攻击性为“中”)，3，运用武器进行单人攻击(攻击性为“高”)，4，运用武器的团体性攻击(攻击性为“最高”)。本文主要研究后三种游戏对青少年的影响。

目前的网络暴力游戏可分为角色扮演类如《反恐精英cs》、《征途》、《奇迹》、《千年》等，策略类或战略类如《魔兽世界》系列、《帝国时代Online》系列等。其中《反恐精英》，《魔兽争霸》和《奇迹》是青少年最喜爱的网络暴力游戏。这些网络暴力游戏都表现了射击或者武打，充满了暴力、血腥、破坏性和攻击性的内容。

三、研究方法与假设

本论文以中学生为调查对象，由于经费及人力的限制，依随机抽样的原则仅从重庆市秀山、山西寿阳县、山东潍坊三地中学的各年级中抽取372名学生进行问卷调查。本研究的最终样本368份，平均问卷有效率99％。

本研究自变量为玩网络暴力游戏的行为；因变量为青少年暴力行为。控制变量为年龄、性别、家庭等人口统计学变量。本文采用调查法和定量分析的方法，检测网络暴力游戏对青少年暴力行为的相关性。

根据相关理论本文拟定如下假设：

假设1：网络暴力游戏会影响青少年对暴力的态度。(即玩网络暴力游戏时间越长，对暴力赞成程度越高。)

假设2：网络暴力游戏会影响青少年对犯罪的态度。

假设2.1：玩网络暴力游戏时间越长，越认同游戏中对犯罪的鉴定。

假设2.2：玩网络暴力游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。

假设3：网络暴力游戏对青少年暴力行为有示范作用。

假设3.1：玩网络暴力游戏时间越长，越易产生愤怒、报复、进攻等情绪；

假设3.2：玩网络暴力游戏时间越长，越会采取网络暴力游戏的游戏规则处理现实问题。

四、研究发现

1　网络暴力游戏对青少年认知的影响

(1)根据相关分析的结果，玩网络暴力游戏行为中的网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长对青少年的暴力赞成程度有影响。其中网龄对其影响极为显著。(见表1)但考虑到暴力赞成程度受到人口统计变量的影响，因此在讨论两者关联性时，对人口变量进行了控制。经过净相关分析统计后发现，网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长三个变量与暴力赞成程度之间的关系仍存在，假设1得到了证实。即玩网络暴力游戏时间越长。对暴力赞成程度越高。(见表2)

(2)据相关分析的结果，对犯罪的认知度与玩网络暴力游戏行为中的玩游戏频率呈正相关，而与游戏的暴力程度呈负相关，但网龄与次玩游戏的时长对青少年的犯罪认知度并无显著相关，因此不作为变量分析。(见表3)即玩网络暴力游戏的频率越高，越认同现实中对犯罪的鉴定；而青少年所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。但考虑到人口统计变量的影响，在探讨玩网络暴力游戏与犯罪认知度的关联性时，仍进一步进行净相关分析统计。

在加入人口统计变量后，经净相关分析统计结果发现，游戏暴力程度与犯罪认知度的关系仍存在，即青少年所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。假设2.2得到证实。但玩网络暴力游戏的频率与犯罪认知度之间的关系，在加人人口统计变量后消失了(见表4)。由此得出玩游戏的频率与犯罪认知度之间没有显著的相关性，而

控制以前后呈现的正相关，可能是受到人口统计变量的影响。假设2.1未得到证实。

2　网络暴力游戏会对青少年暴力行为有示范作用。

(1)如表5所示，玩网络暴力游戏行为中的网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长对青少年的暴力情绪有显著影响，其中网龄对其影响极为显著(见表5)。

在加入人口统计变量后，经净相关分析统计结果发现，网龄、次玩游戏的时长与暴力情绪的关系仍存在，即青少年玩游戏时间越长，越易产生愤怒、报复、进攻等情绪。假设

3.1得到证实(见表6)。

(2)通过有关玩网游的行为与矛盾解决方式之间的相关，强度分析，证明网龄与矛盾解决方式之间相关系数最高，网龄与网络矛盾解决方式相关系数为140，与现实矛盾解决方，式为201。而且在对人口变量进行控制后，这种关系仍存在。故对网龄与矛盾解决方式进行交互分析。

表7结果显示，从宏观上说，青少年在处理网络中的矛盾时，学生选择网上PK的方式的人数最多(占1／2)；在处理现实中的矛盾时，近一半的学生选择无所谓的方式解决。同时发现，在解决网络世界的矛盾时，选择网下模仿游戏武力解决方式的学生所占比例为19.7％，而在处理现实世界的矛盾时，采取这种方式的学生最少。

从微观上来说，在解决网络世界的矛盾时，网龄越长的学生，选择网下模仿游戏武力解决的比例越低。而选择其他解决方式的比例递增。在解决现实世界的矛盾时，选择网下模仿游戏武力解决、网上PK的比例随网龄增长，所占比例而递减，其他解决方式呈递增。由此可得出，玩网络暴力游戏时间越长，越会采取网络暴力游戏的游戏规则处理现实问题的假设不成立。假设3.2未得到证实。

3　暴力赞成程度、犯罪认知度、暴力情绪之回归分析

根据前面分析结果可知，青少年玩网络游戏行为中的网龄、玩游戏频率、每次玩游戏的时长、人口统计等变量会影响其暴力赞成度。将这些变量输入回归方程式后，结果显示网龄是解释暴力赞成程度最强的变量(Beta=205，P

在用回归分析法分析预测变量对犯罪认知度进行分析后发现，只有游戏的暴力程度这一变量进去回归方程式，解释度为2.9％。(P

对暴力情绪进行回归分析后发现，只有网龄和每次玩网络游戏时长两变量进入回归方程式。且网龄对暴力情绪的解释力高于每次玩网络游戏时长的解释力。两变量共同解释暴力情绪的总变异量为4.5％(见表10)。

从以上回归分析发现，玩网络暴力游戏行为中的网龄是青少年认知、行为的最佳解释变量。

五、结论与讨论

这项研究的主要目的在于探究玩网络暴力游戏的行为与青少年暴力行为之间的关联性。我们首先分析了玩网络暴力游戏行为与暴力赞成程度、犯罪认知度、暴力情绪之间的相关性，但考虑到它们之间的关系是曲线式的而非直线式的关系，因此最后建立回归方程式，找出对这一相关性最有解释力的变量，并进一步检验玩网络暴力游戏的行为与犯罪行为之间的相关性。

从上面的统计分析数据显示：随着接触网络暴力游戏时间的增长，青少年对暴力行为的赞成度会有所提高，也更易产生暴力情绪。但对暴力、犯罪的鉴定则与网络游戏的接触量无关，而与所玩游戏的暴力程度有关，即所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。

同时还发现网络暴力游戏中的规则与青少年解决问题方式的关联性甚微，且在处理网络世界的问题与处理现实世界的问题的方式有显著的差别，但共同点在于网龄越长，青少年采取暴力手段解决问题的人数所占的比例越小。这一结论印证了脱敏理论即暴力传媒对受众的影响随着时间而减弱。

由此我们得出。青少年在玩暴力游戏后，会产生愤怒、报复、进攻等情绪，会产生暴力倾向，但在解决矛盾时，受游戏影响的人甚微，即D.兹尔曼提出的“兴奋转移”并未发生。兹尔曼认为兴奋转移是否能解释跟传媒有关的暴力行为取决于传媒引起兴奋所持续的时间。而本研究采用调查法很难测量出调查对象在兴奋持续期的行为变化，因此难免出现偏差。同时也说明青少年在处理问题上存在个体差异，他们是主动者，他们在玩游戏时，选择性的接受网络游戏所传达的信息。玩网络暴力游戏也可能成为是一种宣泄形式。

总之，玩网络暴力游戏的行为会改变人们对暴力行为的看法，但只是网络暴力游戏本身使玩游戏者产生一种暴力倾向，且这个过程是长期的潜移默化的。所玩游戏的暴力程度与认同游戏中对犯罪的鉴定之间的关联性也证明了这点。同时，无论在网络世界中还是在现实世界中，青少年对网络游戏的模仿并不是普遍现象。

六、研究的局限性

本文选择了三个地方的样本并对人口统计变量进行了控制，同时在对受访者网游时间的测量上，既考虑了接触网游的时长、频率也考虑了网龄这一纵向的指标。以期全面、客观的呈现网络暴力游戏对青少年犯罪的影响，但由于主客观的局限，本研究仍存在许多的缺陷：

篇（3）

[中图分类号]F59

[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

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一、引言

国家竞争优势来自于产业，而有国际竞争力的产业则通常以各种形式的本地化产业集群的形式存在(Porter ,1990)。克鲁格曼（1991）指出，由于历史与偶然因素，某公司在某地干起，在这个地方便产生了对劳动力有巨大吸引力的就业机会、发展机会和较高劳动力要素报酬，而随后由于路径依赖和累积因果效应，劳动市场共享造成了企业和人才的集聚。波特(1990)还运用案例分析方法，研究了意大利萨索洛地区瓷砖产业集群的形成与繁荣吸引了大批瓷砖专业人员前往工作，形成人才集聚。

产业集群存在强大的人才吸引力，但学者对产业集群人才吸引的描述基本停留在定性层面，缺乏实证调查和定量分析。本文根据相关文献梳理产业集群人才吸引力的影响因素，依纵向结构思路，提炼产业集群人才引力的指标体系，实地问卷调查和访谈，定量分析比较了产业集群与非产业集群，以及不同产业集群在人才吸引上的差异。

二、指标体系与量表设计

产业集群人才吸引力是将各类人才吸引到集群内工作的能力。Highhouse等（2003）认为，最直接的组织人才吸引力测量应针对真正申请职位并最终选择它的人。本研究将产业集群视为中间组织，以其内部工作人才为实地调研对象。

产业集群人才吸引力的测量，借鉴Highhouse等（2003）用三个项目衡量组织吸引力感知的方法，设计三个题项：“你的工作集群/非集群是否具有很强的人才吸引力”，“大量的人才都被吸引到这里来工作”和“在这里工作的人才都不愿离开”。采用5等级量表，1表示强烈反对，5表示强烈同意。量表的内部一致性达到0.91。

Manuel(2001) 最早提出纵向结构观点，认为产业集群竞争力是其内部企业、集群和国家三个层次竞争力的综合；而Meyer-Stamer(2003)将产业集群竞争力扩展为微观、中观、宏观和兆观四个层次。本研究依纵向结构思想，认为产业集群的人才吸引力具有一定的层次性特征，是宏观(区域)、中观（产业集群）、微观（企业和工作）多个层次吸引力共同作用的结果，设计出四层次十二个变量的产业集群人才吸引力测量指标体系，然后针对每个指标利用利克特5级量表设计出一到三个题项，克朗巴哈α系数测度各因子变量的内在信度，均大于0.6。

三、实证研究

1.试调查与问卷修正

据《2005中国城市竞争力报告》，佛山是我国产业集群比较发达的地区之一。按代表性和便利性原则，选取佛山的陶瓷、家电、家具等产业集群重点调查，并涵盖部分其他集群和非集群。由专人负责发放50份问卷试调查，问卷除样本的个人和企业基本信息采用填空题、单选题形式外，其他选项均采用Likert五级量表设计。利用SPSS13.0对回收的50份试调查问卷信度检验：Cronbachα系数为0.965，问卷整体上的内在信度非常高；而对项总计统计量分析，发现专业匹配性、居住条件两个指标在“校正的项总计相关性”上低于0.4，指标集中性略差，删除后Cronbach α值有提高，因此在正式问卷调查中删除此两个项目以对问卷测项纯化。课题组正式配额抽样问卷调查，则发放问卷550份，有效回收457份。

2.回归分析

研究具解释性特点，故用回归分析方法。描述性统计和相关性分析显示对产业集群人才吸引力的感知与人才对工作、企业、集群与区域的评价情况正向相关。经人才吸引力为因变量，将影响因素与人口统计学变量作为自变量进行强制进入回归，结果如表1所示。

Predictors: (Constant), living environment, title, whether a local, gender, work experience, corporation reputation, education, occupation, job attribute, cluster atmosphere, policy environment, pay level, corporation culture, economic environment, age, cluster capability, culture environment, corporation capability, management

产业集群人才吸引力与研究设计的工作、企业、集群和区域四个层次的影响因素紧密相关，同时也受到受访者是否当地人的影响。对样本的年龄、工作经验等人口统计特征进行分析，发现它们对人才吸引力的评价并无显著差异。但外地移民因为更注意人才引进的相关政策，所以在对政策环境的评价上，相对于本地人要高。

3.方差分析

方差分析显示，产业集群人才吸引力评价明显高于非产业集群的评价。其中，陶瓷和家电产业集群得分最高，这与陶瓷、家电作为佛山地区最为发达的制造支柱产业，具有一大批国内外竞争力较强的企业，涌现了众多中国名牌和中国驰名商标，产业集群的整体实力雄厚，密切相关。家具产业集群由于是劳动密集型制造流通业，得分并不高，而其他产业集群由于样本分散，涵盖了纺织、花卉、玻璃、塑料、五金等多个领域，得分明显低于家电、陶瓷、家具三个产业集群。

将所有集群数据合为一整体，再与非产业集群两独立样本检验。在宏观区域外部环境上，由于样本均选择在佛山，集群与非集群未体现出差异。在中观的集群层面，产业集群的实力对人才吸引力产生积极的正向影响。在微观层面上，集群的企业声誉得分整体上明显强于非产业集群。而描述性统计表明，集群实力与企业声誉之间存在较强关联，相关系数为0.67。因此，产业集群的实力也增强了区域品牌，提高了企业声誉，从而间接地影响人才吸引力。

aKruskal Wallis Test; bGrouping Variable: 集群

四、研究结论

本文建立了具有区域、产业集群、企业和工作四个层次的产业集群人才吸引力内部评价指标体系，并对佛山地区产业集群进行实地调研，统计分析后得出以下结论：

1.依纵向结构思想，产业集群人才吸引力的确是区域、产业、企业、工作等多层次多种因素综合作用的结果，但是各层次都存在多种因素对人才吸引力发挥着作用，这些因素之间还存在各种联系，因此产业集群人才吸引力的作用机制比较复杂。

2.区域环境发挥了重要作用吸引人才，使产业集群和非集群共享相同的利益。地方政府要改善环境，以维护内部人才和引进外部人才。特别是在人员的决策者不仅要消除障碍阻止人才流入，并加大引进人才，而且还必须把重点放在利用现有的人才，支持人才成长和创造合适的环境，以促进人员发展。

3.产业集群较非产业集群更具有人才吸引力，主要来源于产业集群实力直接地增强了人才吸引力，同时集群实力也对企业声誉产生积极影响，从而间接地增加了产业集群人才吸引力。

当然，我国产业集群人才统计资料匮乏，前期相关研究不足，虽然本文建立了一个产业集群人才的吸引力指标体系，但仍有完善提高的可能；另外，我国产业集群种类繁多，特征各异，人才吸引力效应的差异性还需要深入研究。

参考文献：

[1]Highhouse, S., Lievens, F., Sinar, E. F., Measuring Attraction to Organizations[J]. Educational and Psychological Measurement. 2003, 63, 986-1001

[2]Meyer-Stamer, J. Understanding of the Determinants of Vibrant Business Development: The Systemic Competitiveness Perspective. Working Paper, 2003. 省略

[3]迈克尔・波特:国家竞争优势[M]. 北京:华夏出版社, 2002

篇（5）

在经济全球化和竞争国际化的背景下，企业不仅面临着外部竞争的压力，而且需要应对更加复杂的员工行为管理问题。其中，反生产行为（Counter Productive Work Behavior，简称CWB）管理成为目前组织行为管理所面临的一项严峻挑战。研究者很早就发现，反生产行为对组织危害巨大，仅经济损失，每年就高达60亿至2000亿美元，有30%的企业倒闭是由员工的反生产行为所导致的。在网络时代，反生产行为具有自内向外扩散的"涟漪效应"，其消极后果已经到了企业无法忽视和回避的地步。员工在工作场所中的反生产行为（如撒谎、缺勤、破坏、攻击、偷窃和贪污等）及其管理，已经演变为世界各国企业共同面临的一项重要而紧迫的课题。

一、员工反生产行为的概念内涵

对于反生产行为概念内涵的理解，不同学者有不同的看法。

Mangione和Quinn（1975）第一次提出有关工作场所反生产行为的概念，认为他是一种雇员不作力的表现，一种与雇员创造利润的工作表现相对的破坏资方利益的行为，譬如：故意破坏雇主的工具。

Spector和Fox（2005）认为反生产行为是伤害组织和组织利益相关者的行为，其中利益相关者包括投资者、顾客和员工等。

Sackett和Devore（2001）则认为员工任何有意违背所在组织合法利益的行为都是反生产行为，并提出了三条判断标准：（1）无论行为是否造成恶劣后果，只要该行为是有意为之；（2）该行为可以预见带来伤害，但未必一定招致恶劣后果；（3）此行为对组织合法利益的潜在伤害要大于其对组织带来的潜在利益。

虽然学者们对反生产行为的概念众说纷纭，但从以上表述中可以总结出反生产行为的内涵：第一，行为主体。反生产行为的行为主体是员工。第二，行为客体。反生产行为的行为客体不单是指组织本身，还包括组织成员；不仅仅是有形财产，还可以是组织成员的名誉、组织品牌和企业公众形象等无形资产。第三，行为性质。首先，在行为的意识水平上，反生产行为是组织成员有意采取的，是其故意的、自主决定的行为。其次，对组织的规范而言，反生产行为不仅是指违反组织正式或非正式规范的行为。无论组织规章制度是否明文规定，也不论组织成员主观感知到该行为的严重性、危害性、可接受性如何，只要某行为客观上给组织带来有形与无形的消极影响，它就属于反生产行为。第四，行为结果。反生产行为在客观上给组织成员、组织的有形资产或无形资产带来了消极影响。

二、企业员工反生产行为的前因变量

Martinko，Gundlaeh和Douglas（2002）提出了一个关于反生产行为研究的整合理论，他们将影响反生产行为的因素分为两类，分别是个体差异和情景因素。

（一）个体差异

1、个体因素

主要指参与反生产者个人差异方面的共有特征，包括人格特征、态度、工作满意、情绪等因素.通过学者们大量的实证研究发现：宜人性能够较好地预测员工的离职行为；同时，责任意识能够预测越轨行为和离职，情绪稳定性能够比较好的预测离职；员工的自控性与反生产行为之间存在显著负相关；而自负与反生产行为发生频率呈显著相关关系；个人道德水准与员工的反生产行为之间也呈现显著负相关；另有研究表明：男性较女性而言，实施反生产行为的可能性更大。根据勒温的场论"任何行为都是个人差异因素与情景因素交互作用的结果"，因此工作场所的反生产行为并非是单方面变量的影响，往往是多个变量综合作用的结果。Skarlicki和Folger、Tesluk（1999）通过实证研究证明：负面情绪较高或宜人性较低的雇员在组织内感觉不公平时，更容易实施报复行为。

2、人口统计学特征

诸如性别、年龄、家庭背景，受教育程度、任职期限等人口统计学特征同反生产行为存在着联系。然而这些变量与反生产行为关系的研究结论尚未统一。Hollinger和 Clark指出新进、年轻和兼职员工更可能从事反生产行为，但也有研究发现年龄与反生产行为是正相关关系，年龄越大越容易从事反生产行为。Lau等在对反生产行为前因变量进行定性和定量分析时发现年龄与偷窃、生产偏差行为、迟到和旷工呈负相关关系，女性更容易迟到，男性更容易滥用药物，已婚者要比未婚者更可能实施偷窃，工作年限与迟到、偷窃行为显著正相关，受教育程度与迟到、旷工呈微弱负相关关系。对于上述不一致的研究结论，虽然Murphy指出无法找到一个清晰的理论来解释人口统计学变量与反生产行为的关系，但在众多理论研究中，上述人口统计学变量通常都作为控制变量，说明这些变量与反生产行为存在相关关系。

（二）情景因素

1、工作因素

与工作或职务特征相关的前因变量，包括工作压力、工作完成的困难性、工作的危险程度、工作或任务的自主性等特征。相关研究证明，工作压力导致员工产生消极情绪，进而引发一些反生产行为，而角色冲突、角色模糊以及角色负荷等便是常见的可以形成工作压力的工作特征。Martinko等指出任务困难性是影响反生产行为的情景因素之一。Lau等指出工作压力与旷工、偷窃以及蓄意破坏等反生产行为积极正相关。Schweitzer等也证实工作目标是导致员工非伦理行为的刺激因素。除了工作压力以外，一些工作本身也可能向员工提供从事反生产行为的机会。比如，团队工作可能滋生搭便车行为，不在领导监视范围的工作可能发生迟到、旷工、造假、努力撤退等不良行为，而独立性工作安排也可能导致员工彼此间不共享知识、不相互合作。

2、组织因素

常见的影响反生产行为组织因素包括组织反生产行为规则、组织的伦理氛围与伦理文化以及绩效考核与薪酬管理制度等。相关研究发现，当组织内出现正式反偷窃政策时，零售组织中的偷窃率明显下降，并且员工惩罚严厉感越强烈，偷窃率就越低。不良的工作群体规范也会鼓励员工从事工作场所的反生产行为。Trevino等指出伦理氛围和伦理文化都可以对员工的（非）伦理行为产生影响，不同的组织伦理氛围与不同类型的反生产行为关系不同，在功利性、私利性伦理氛围下，员工从事反生产行为的可能性较高。Marcus和Schuler也指出组织对抗反生产行为的氛围（政策、监视、制裁）是限制反生产行为的情景-控制因素。Werbel和Balkin指出结果导向考核要比行为导向考核更能滋生不良行为，绩效薪酬、个体薪酬以及非连续薪酬策略也可能更容易引发不良行为。Price的研究发现，那些处于低薪酬职位的员工更加可能缺席。

3、领导因素

关于领导行为与员工反生产行为的关系是近年来研究的热点，其中辱虐管理最具代表性。辱虐管理是指下属感知其领导持续从事口头和非口头敌意行为的程度，但不包括身体接触。目前，比较一致的研究结论是领导的辱虐管理会积极影响员工的反生产行为。比如，Detert等在研究领导管理方式对员工反生产行为的影响时发现辱虐管理与反生产行为积极正相关。Tepper等也研究发现辱虐管理通过情感承诺对下属的反生产行为产生影响。此外，Dineen等发现领导的指导行为与员工反生产行为呈负相关关系，但若领导行为不正直，即便其提供指导行为，员工依然可能从事反生产行为。Mayer等研究发现伦理型领导与反生产行为呈负相关关系。

4、员工认知因素

员工认知因素是反生产行为前因变量研究中被学者们探讨最多的一类情景因素，包括工作满意度、组织公平感、组织承诺、组织自尊、组织支持感以及心理契约破裂等。Mount等证实工作满意度与反生产行为呈负相关关系。Aquino等发现，互动公平与组织指向反生产行为负相关，而分配公平、互动公平与人际指向反生产行为负相关。组织自尊是个体对通过组织情境下角色能够满足其需求的相信程度。高组织自尊个体更加认同组织，倾向于表现出较多的积极行为和较少的消极行为。Pierce 和 Gardner指出组织自尊会积极影响员工的伦理行为意愿。对于组织支持感，Colbert 等实证研究发现感知发展性环境与撤退，组织支持感与员工的人际反生产行为呈负相关关系。心理契约破裂是员工对组织履行其承诺程度的一种感知。Bordia 等研究发现心理契约破裂会引发员工消极的情感反应和报复心理，进而导致组织指向反生产行为。

5、环境因素

外部的环境变量对反生产行为也存在着影响。例如，高就业率和繁荣的经济带来了缺席率的上升（Markham & MeKee，1991；Drogan & Wooden，1992），然而，当员工有机可乘时或是物品便于取得时，员工会从事更多的偷窃活动（Astor，1976；Hair，1976）。最后当早晨阳光充足时，员工一般上班比较早，而当傍晚夕阳耀眼时，员工一般上班比较晚（Mueser， 1953）。Penney 和 Spector研究证明高温、噪音、拥挤、空气污浊等也会诱发反生产行为。

三、预防及控制对策

工作场所的反生产行为具有极大的危害性，组织应该采取措施对反生产行为行为进行有效的预防和控制。

（一）营造良好的企业文化，形成有效的非正式控制机制

企业文化是一个企业的经营价值观、企业精神和企业形象的源泉，良好的企业文化可以提高员工的工作态度以及团队的凝聚力和向心力，通过这种非正式的管理手段在基层员工的心理上形成一种团队导向的工作氛围。从根源上可以抑制反生产行为的出现。

（二）增加组织公平感

组织不公平是推动员工反生产行为的重要原因。企业应努力营造开放、透明的决策环境，有针对性的改善组织公正环境。组织决策遵循公正原则、领导对待员工保持良好的态度、完善收入分配体系等一系列措施可以增加员工的组织公平感。

（三）加强内部监督控制

做好反生产行为的预防措施，在有反生产行为出现的征兆时，管理层要及时了解员工的情况和动向，争取消灭其产生的诱因。制定反生产行为的惩罚性措施，在反生产行为出现之后，对员工进行适当的惩罚，此外还要深入分析员工的动机和内部环境因素。在企业内部建立通畅、民主的沟通渠道，了解员工需要和对组织的认知，明白员工对组织有哪些不满并及时化解，努力与员工建立和谐的关系，能有效消除员工与组织的冲突。

（四）改善工作设计

工作分配与目标制定要合理并与个人能力相匹配；确保结果的分配不偏不倚；允许员工参与决策制定过程并积极倾听他们的意见和建议；并在执行程序的过程中充分尊重、关心员工，向员工解释各种信息以提高员工的分配公平感、程序公平感和互动公平感。结合组织发展的需要，为员工制定合理的职业生涯规划，并创造条件帮助员工实现个人职业目标，使员工对企业产生较高的理想承诺，从而极大地减少工作偏差行为的产生。

（五）注重员工的培训与开发

对新员工进行针对性的培训，可以有效引导员工熟悉环境，减少焦虑感，增加归属感和认同感。向员工开展压力应对技能的培训，包括放松训练、理性情绪治疗、社会技能培训、时间管理等，能使员工正确认识压力，提高其对工作的应激能力和应对压力能力。提供专业技能方面的培训，使得员工不断学习以应对知识落后与自身价值的可能贬值，使得其对于工作的胜任力提高，可减小工作的复杂性所带来的压力。

参考文献：

[1]张永军，廖建桥，赵君.国外反生产行为研究回顾与展望[J].管理评论，2012，（7）.

[2]彭贺.反生产行为理论研究综述[J].管理学报，2010，（6）.

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    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。

篇（7）

调查采用分层随机抽样的方法，对广州市美术中学在校高中生共500人进行问卷调查。被试填完问卷后当场收回，共收回问卷489份，回收率97.8%。随后进一步对回收问卷进行筛选，删除无效的问卷，共得到465份有效问卷，有效率为95.09%。被试基本情况如表1：

2. 工具

我国学者张淑华等人（2010）将Stumpf等人编制的职业探索问卷大学生版进行修订为职业生涯探索问卷中学生版（CES中学生版）。该问卷共有63道题目，均采用五级计分，得分越高表示中学生职业探索的水平越高。

3. 统计方法

本研究主要采用的统计分析的方法主要有描述性统计、方差分析等。采用统计软件SPSS18.0进行数据的分析与处理。

4. 研究结果

4. 1 美术类高中生生涯探索的基本特点。

本调查问卷共有63道题目，均采用五级计分，“一般”计为3分。得分越高表示中学生职业探索的水平越高。对被试在职业生涯探索问卷的总均分及其各层面各维度的得分进行描述性统计分析。结果如表2：

从表中可以看出，本校学生职业生涯规划的探索总均分低于“一般”所对应的分数。说明本校学生对职业的探索低于一般水平。分别从三个层面来分析，行为层面得分最低，得分为2.317分，低于“一般”所对应的分数。其次是认知层面，得分为2.917分，接近一般水平。最高的是情感层面，得分为3.176分。具体来讲，行为层面中除了自我探索和环境探索的维度超过一般水平外，其他维度得分都偏低。情感层面中，我校学生所面临的决策压力和对信息的满意度超过一般水平，探索的压力低于一般水平。认知层面中，对理想职位重要性的认识维度得分最高，得分为3.719分，除此之外，获取信息的方法和外部探索手段的认识超过了一般水平。对职业探索结果的确定和就业前景的认识相对来说得分较低，低于一般水平。

4. 2 美术类高中生职业生涯探索的人口统计学变量分析。

根据被试的性别、年级、以及是否接受过职业生涯咨询或辅导等人口统计学变量进行统计分析。其中对于性别、年级、是否接受过职业生涯咨询或辅导进行独立样本t检验。对年级等进行方差分析，各变量的统计结果如下：

4. 2. 1 不同性别的美术类高中生职业生涯探索的差异比较。

我们对不同性别的美术类高中生在职业生涯探索及各层面各维度的得分进行独立样本t检验，结果表明，不同性别的学生在职业生涯探索的总水平上不存在显著差异。但在认知层面上，男女生职业生涯规划探索的差异显著，男生得分显著高于女生。具体来讲，在职业探索结果的确定性，外部探索的手段方面，男生的得分显著高于女生，性别差异显著。在就业前景、获取信息的方法、对理想职位重要性的认识这些维度上，男生和女生的性别差异不显著。在行为层面和情感层面上，男女生不存在显著差异。

4. 2. 3 不同年级的美术类高中生在职业生涯探索上的差异比较。

对不同年级的美术类高中生在职业生涯探索上的得分进行单因素的方差分析，结果表明，不同年级的高中生在职业生涯探索的总水平、行动层面以及在就业前景和获取信息的方法维度上存在显著差异，经过多重比较发现，高三学生在职业生涯探索的总水平，行动层面以及在就业前景和获取信息的方法维度上显著高于高一学生。从平均分来看，在高中职业生涯探索的总水平和行为层面、自我探索、对拥有信息的满意度、就业前景、对理想职位重要性的认识、获取信息的方法等维度上，高一、高二、高三学生的得分是逐步提高的。具体数据如表4所示：

在本次调查的基础上，课题负责人多次组织课题研究推进会，结合课题研究的实际情况，课题组最终有针对性地提出以下研究途径来进行课题研究。

实践上，以班会课为阵地，设置生涯规划辅导课程。不同的年级有不同的职业生涯规划指导的目标和内容。课程以学生为主体，以活动为中心，课程宗旨不在于向学生传授有关职业生涯规划的知识，而是通过给学生提供模拟情境或让学生真实参与实践活动，在情境和活动中认识自我，了解自己的优势与劣势，并对自己想要从事的职业有所了解，对比差距，确定努力的方向，规划好自己的高中生活。我们还可以针对个别同学，进行个别的职业生涯规划咨询与指导。

方法上，突破以往职业生涯规划指导仅仅停留在学校个别层面的局面，实施引进来和走出去相结合的策略，广泛利用家庭和社区的积极资源，建构出职业生涯规划指导的“学校―家庭―社区”三位一体的模式，来实现对高中生职业生涯规划引导途径上的创新。通过“寻找校友足迹”等专题活动，引导学生进行职业生涯规划，激发学习的兴趣和斗志。

篇（8）

[中图分类号] R781.1 [文献标识码] B [文章编号] 2095-0616（2013）15-75-02

Analysis of caries condition and influence factors in preschool children

LIN Qiaoxia

Department of Stomatology，the People's Hospital of Yangjiang City in Guangdong Province，Yangjiang 529500，China

[Abstract] Objective To investigate the caries and influencing factors in preschool children in Guangdong Yangjiang. Methods Surveyed the oral health of 217 preschool children aged 3-5 years，their oral health-related behaviors，knowledge and attitudes and other information were collected through questionnaires.The factors associated with dental caries status were statistically analyzed. Results The caries rate of respondents was 49.3%，caries was 2.5. Logistic regression analysis showed that the snacks frequency and start of brushing time were the relevant factors to affect the caries incidence. Conclusion We should pay attention to the oral health of preschool children， focusing on advocacy to reduce the intake of snacks frequency and start brushing early，in order to reduce the level of caries in preschool children.

[Key words] Caries；Oral epidemiology；Children

我国儿童乳牙患龋率及龋均在20世纪八九十年代期间有所上升，20世纪90年代至今有所下降。但与发达国家相比，我国的学龄前儿童乳牙患龋状况仍较严重[1]。为了监测口腔龋病患病趋势，为学龄前儿童口腔疾病的防治措施的制定提供相关理论基础，本研究通过对阳江地区3～5岁学龄前儿童开展口腔健康调查，探索可能的影响学龄前儿童龋病的相关因素，现报道如下。

1 资料与方法

1.1 一般资料

本调查对象是阳江市城区3～5岁的学龄前儿童。利用2011年9月～2011年12月阳江市教育局开展的幼儿园儿童龋病筛查项目，抽取3～5岁的学龄前儿童为调查对象。采用多阶段、分层、等容量、随机抽样的方法，抽取阳江市市区2所幼儿园的所有儿童参加此次调查。

1.2 调查方法

口腔健康调查包括龋病的临床检查和问卷调查两部分。龋病状况采用由世界卫生组织所推荐的龋失补指数（dmft）来评估。根据世界卫生组织所推荐的诊断标准和方法来诊断龋病[2]。临床检查由一位检查者在人工光源下采用可弃置平面口镜和CPI探针在每个幼儿园进行。

临床检查之后进行了问卷调查，以《第三次全国口腔健康检查表》和《第三次全国口腔健康调查问卷》[1]为标准，进行口腔健康检查和问卷调查。问卷内容包括基本的社会人口统计学指标、口腔健康相关的行为、口腔健康相关的知识和态度（表1），问卷由儿童的父母或者监护人填写。

1.3 质量控制

口腔健康检查人员均为从事临床工作5年以上的口腔医生，检查前经过统一培训，并通过标准一致性检验，Kappa值均在0.85以上。在检查过程中，对10%的调查对象进行复查以便监测检查者本身的可信度。

1.4 统计学处理

采用SPSS16.0统计软件。对调查数据采用x2检验进行统计分析。通过Logisitc回归来研究与龋病状况相关的影响因素。在双变量分析中选择P

篇（9）

中图分类号：F590．7文献标志码：A文章编号：1001－988Ⅹ（2016）01－0124－06

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．

参考文献：

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篇（10）

【中图分类号】R749 【文献标识码】A 【文章编号】2095-3089（2013）11-0233-02

抑郁症作为一种病因不明的慢性疾病，主要表现为持续的心境低落或兴趣减退，具有行为动力不足、精神运动性迟缓或激越、认知功能障碍、过分自责、食欲或睡眠异常等症状，常伴有冲动行为。[1]

巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）自评量表用来评估个体的冲动性人格特征的情况。而目前的研究中此量表只有中学生[2]及大三学生[3]人群的信效度分析。因此，将巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）用于筛查抑郁症患者的重要行为特征――冲动性，评价在抑郁症患者中应用的适用性，以提高抑郁症患者冲动行为的可预测性有着重要的临床意义。

1.研究对象与方法

1.1 研究对象

抑郁症患者来源于2010年4月-9月期间就诊于山西某医院的门诊首发患者。

纳入标准：①年龄15-60岁；②符合美国精神障碍诊断与统计手册第四版（DSM-Ⅳ）抑郁障碍的诊断标准；③首次发病未用药，或停药半月以上；④汉密尔顿抑郁量表（24项，HAMD评分≥8分）；⑤知情同意。

排除标准：①器质性精神障碍；②精神发育迟滞；③酒精或药物所致精神障碍；④目前患有严重躯体疾病。

1.2 研究方法

对符合研究纳入标准的被试进行施测。他评量表由经过一致性评定的两位专业心理测评人员完成，即保证量表评定的一致性和客观性，也对评定标准做详细的制定。自评量表由被试按照每个量表提示的指导语独立完成，完成时间不受限制，被试根据自己的实际情况如实作答，基本完成时间为30-40分钟。除个别特殊情况外，调查者给予帮助，但不做主观性的提示。整个调查过程均在不妨碍被试就诊且被试、主治医生知情同意的前提下完成。采用SPSS16.0和LISREL8.7进行数据分析。主要的统计方法有描述性分析、相关分析、及结构方程模型的运用[4-5]。

1.3 研究工具

1.3.1巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）[6]

本研究所用的Barratt Impulsiveness Scale（BIS-11）中文版问卷由北京心理危机研究与干预中心翻译修订。用来评估个体的冲动性人格特征的情况。包含30个条目，计划分量表、行动分量表和认知分量表3个分量表。计划和认知分量表的条目均为反相条目。验证性因素分析发现 BIS-ll具有较好的信度和效度，符合心理测量学的要求，可以在我国用于冲动性的研究[7]。

1.3.2汉密尔顿抑郁量表（HAMD）[8]

由Hamilton于1960年编制，是临床上评定抑郁状态应用最为普遍的量表，共24项，采用0―4分的5级评分法。包括7个因子，即焦虑/躯体化因子、体重因子、认识障碍因子、日夜变化因子、阻滞因子、睡眠障碍因子、绝望感因子。

1.3.3一般人口学资料及病史情况

根据临床工作要求选择相关信息。包括基本人口学资料和病史资料。

2.结果

2.1被试人口统计学资料

本研究共收集病例资料352例，删除胡乱作答、漏答的问卷，实际回收有效问卷334例，有效回收率为94.9%。被试人口统计学特征显示性别上女性被试多于男性被试。被试年龄主要集中在20-40岁，符合抑郁障碍发病率在年龄上的分布。被试的学历主要集中在初高中文化，本科次之；职业以学生为主，符合抑郁障碍多发于文化层次高群体的状况。从被试的婚姻状态来看，已婚多于未婚。总体上，被试特征的分布于抑郁障碍发病的特征相一致，因此具有一定的群体代表性。

2.2 BIS-11信效度分析[9]

2.2.1 BIS-11内部一致性信度

内部一致性是指量表所测量内容的相同程度或特质程度，即量表内部各条目之间的相关性，用Cronbach’s α系数对BIS-11进行内部一致性信度检验，运动冲动性0.825，认知冲动性0.807，无计划冲动性0.860，总分0.898，量表各维度的系数达到了可接受的标准，具有较好的内部一致性信度。

2.2.2 BIS-11分半信度

分半信度测量的是两半项目间的一致性，用分半信度系数来反映量表的分半信度。首先将量表内反向计分条目作逆向处理，以保证各题项得分方向的一致性，而后依次按公式R=2Rh/（1+Rh）计算，BIS-11分半信度为0.816，具有较好的分半信度。

2.2.3 BIS-11结构效度

因量表中包含有多个无法直接准确测量的变量（潜变量），而结构方程模型具有同时分析多个外生潜变量和内生潜变量的优势，因此采用结构方程模型中的验证性因子分析方法对量表的结构效度进行分析。结构方程模型既可分析问卷中各条目与维度的从属关系是否正确，也可分析各条目对其从属维度的贡献程度[10]。

根据量表已有结构对其进行验 证性因子分析，量表各题目作为显变量，量表各维度作为潜变量。根据结构方程模型原理构建模型，使用LISREL 8.7进行模型拟合分析，结果见表1，图1：

由表1可知，量表的各项拟合指标达理想标准，其结构模型符合理论构想。由图1可知，个条目的因子载荷均大于0.5，认为模型尚可接受。

3.讨论

冲动性的测量工具是量表，其性能（信度、效度）直接影响筛查情况，BIS用于评价不同人群的冲动性时，其性能有可能发生变化。因此，将一个量表用于一个特定人群的测量时，对其在该人群中信度和效度的验证评价具有重要的作用[11]。

3.1 BIS-11信度评价

信度即可靠性或精确度，指根据测验工具所得到的结果的一致性或稳定性[12]。信度分析可以为效度评估提供基础。量表的信度分析常采用基于真分数理论的内部一致性α系数[13]、分半信度来进行评价。

一般认为Cronbach α系数在0.7之上表示信度较好，在0.8之上表示内部一致性信度很好，分半信度系数>0.7表示分半信度非常好。表明BIS-11信度较高，能够稳定可靠地评价抑郁症患者的冲动性。

3.2 BIS-11效度评价

效度即准确度，指一个测验或量表实际能测出其所要测的心理特质的程度。利用结构方程模型对BIS-11的结构效度进行验证性因子分析。一般认为，各条目标准化负荷系数>0.5时，对量表贡献度较高。模型拟合指标RMSEA0.90、CFI>0.90时，模型拟合结果较好[14]。结果显示，除第6、12题的因子载荷为0.32、0.42，分量表的贡献过低；其余题目的因子载荷均在0.5以上。表明该量表的理论假设合理，各分量表都得到了较好的专业解释。可以认为BIS-11具有良好的结构效度。

4.结论

巴瑞特冲动量表中文版具有较好的信度和效度，可较好的评价抑郁症患者的冲动性。

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