序論：好文章的創(chuàng)作是一個(gè)不斷探索和完善的過(guò)程，我們?yōu)槟扑]十篇人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范例，希望它們能助您一臂之力，提升您的閱讀品質(zhì)，帶來(lái)更深刻的閱讀感受。

篇（1）

一、員工敬業(yè)度的概念

目前對(duì)敬業(yè)度（Engagement）的概念都沒(méi)有一個(gè)統(tǒng)計(jì)的界定，主要有兩個(gè)領(lǐng)域?qū)ζ溥M(jìn)行研究：管理公司和學(xué)術(shù)界。管理公司主要以實(shí)際出發(fā)對(duì)其進(jìn)行實(shí)證研究，學(xué)術(shù)界則是從學(xué)術(shù)角度提出相關(guān)的理論。

第一，在管理公司領(lǐng)域，蓋洛普公司的蓋洛普博士將敬業(yè)度定義為：企業(yè)首先要為員工創(chuàng)造良好的環(huán)境使其優(yōu)勢(shì)能得到有效發(fā)揮，在此基礎(chǔ)上，企業(yè)還應(yīng)讓員工在組織中有一種歸屬感，讓其感受到自己就是組織的一員，具有主人翁的責(zé)任感。蓋洛普公司將員工主要分為敬業(yè)、守業(yè)和怠工員工三類，這主要是根據(jù)員工在情感上認(rèn)同工作和組織的程度，以及由此而帶來(lái)的員工對(duì)工作和組織的投入度；翰威特公司認(rèn)為敬業(yè)度是用來(lái)衡量員工期望留在公司的程度，以及對(duì)工作盡心的程度，據(jù)此翰威特公司提出了積極評(píng)價(jià)、渴望留任和竭盡所能三維度的敬業(yè)度。韜睿公司將敬業(yè)度定義為員工意愿和努力幫助組織取得成功的程度，據(jù)此公司將員工敬業(yè)度分為理性敬業(yè)度和感性敬業(yè)度兩個(gè)維度，即建立在工作給自己帶來(lái)利益前提下的敬業(yè)行為和建立在對(duì)工作認(rèn)同和情感歸屬上的敬業(yè)行為。

第二，在學(xué)術(shù)研究中，國(guó)內(nèi)外學(xué)者中， Kahn將敬業(yè)度定義為：企業(yè)員工自發(fā)地控制自己，以將自己與工作角色結(jié)合在一起，也就是將自己置于一種“角色內(nèi)狀態(tài)”，并且他還將敬業(yè)度分為三個(gè)維度：行為敬業(yè)度、認(rèn)知敬業(yè)度和情感敬業(yè)度；Maslach等學(xué)者則從工作倦怠的對(duì)立角度出發(fā)將敬業(yè)度定義為對(duì)工作積極的一面，他認(rèn)為敬業(yè)度和工作倦怠分別為一個(gè)三維連續(xù)體的兩極，敬業(yè)度的精力、投入和職業(yè)效能感三個(gè)維度分別對(duì)應(yīng)著工作倦怠的情緒枯竭、犬儒主義和效能感低落三個(gè)維度。相對(duì)于工作倦怠程度高的員工所具有的無(wú)能感和耗竭感，敬業(yè)度高的員工通常精力充沛，不同于在工作和組織中處于疏離狀態(tài)的員工，他們?cè)诠ぷ髦芯哂休^高的自我效能感，能在組織中建立良好的人際關(guān)系，并能有效進(jìn)入工作狀態(tài)； Schaufeli等人與Maslach有相同的觀點(diǎn)，認(rèn)為敬業(yè)度是工作倦怠的對(duì)立面，而他們認(rèn)為敬業(yè)度包含活力敬業(yè)度、奉獻(xiàn)敬業(yè)度和投入敬業(yè)度三個(gè)維度。

綜上，本文所使用的敬業(yè)度概念為：企業(yè)中員工在工作角色中自我表達(dá)和自我投入的程度，以及員工在行為、認(rèn)知和情感三個(gè)維度上對(duì)工作、組織的認(rèn)同程度。

二、國(guó)有石油企業(yè)員工敬業(yè)度在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的差異分析

（一）不同性別的國(guó)有石油企業(yè)員工敬業(yè)度的差異分析

對(duì)不同性別的國(guó)有石油企業(yè)員工的工作敬業(yè)度和組織敬業(yè)度兩個(gè)維度以及整體員工敬業(yè)度的得分平均數(shù)進(jìn)行F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)，所得結(jié)果如表1所示。

（二）不同婚姻狀況的國(guó)有石油企業(yè)員工敬I度的差異分析

對(duì)不同婚姻狀況的國(guó)有石油企業(yè)員工的工作敬業(yè)度和組織敬業(yè)度兩個(gè)維度以及整體員工敬業(yè)度的得分平均數(shù)進(jìn)行F檢驗(yàn)和t檢驗(yàn)，所得結(jié)果如表2所示。

（三）不同年齡的國(guó)有石油企業(yè)員工敬業(yè)度的差異分析

本文將國(guó)有石油企業(yè)的員工劃分為四個(gè)年齡段，采用單因素方差分析方法分析不同年齡段的國(guó)有石油企業(yè)員工在敬業(yè)度各子緯度上的得分。如表3所示。

（四）不同學(xué)歷的國(guó)有石油企業(yè)員工敬業(yè)度的差異分析

采用單因素方差分析方法分析不同年齡段的國(guó)有石油企業(yè)員工在敬業(yè)度各子緯度上的得分，如表4所示。

（五）不同工齡的國(guó)有石油企業(yè)員工敬業(yè)度的差異分析

不同工齡的國(guó)有石油企業(yè)員工敬業(yè)度的差異分析（如表5）。

三、國(guó)有石油企業(yè)員工敬業(yè)度在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量上的差異

在以上人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量中，只有員工婚姻狀況對(duì)國(guó)有石油企業(yè)員工的敬業(yè)度有較大影響，而石油企業(yè)員工敬業(yè)度在不同性別、不同年齡段、不同學(xué)歷、不同工齡上均無(wú)顯著差異。這與已有的研究結(jié)論有相同之處，但并不完全一致，其原因是受研究對(duì)象，國(guó)有石油企業(yè)這個(gè)群體的特殊性的影響。

不同婚姻狀況的國(guó)有石油企業(yè)員工的工作敬業(yè)度無(wú)明顯差異，但在組織敬業(yè)度這一維度上以及整體員工敬業(yè)度上的差異卻很顯著；石油企業(yè)的已婚員工不論是工作敬業(yè)度、組織敬業(yè)度還是整體敬業(yè)度都高于未婚員工，究其原因，已婚員工其家庭生活相對(duì)穩(wěn)定，親戚朋友等人際圈子范圍也相對(duì)固定，對(duì)家庭承擔(dān)責(zé)任也更大，他們對(duì)于工作穩(wěn)定性的要求更高，同時(shí)已婚員工較未婚員工年齡大，各方面相對(duì)成熟，更有自己明確的目標(biāo)和認(rèn)識(shí)，工作積累和經(jīng)驗(yàn)都相對(duì)較好，對(duì)企業(yè)更有歸屬和認(rèn)同感。

（李季單位為蘭州工業(yè)學(xué)院經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院；高海燕單位為中石油西北化工銷售公司）

[作者簡(jiǎn)介：李季（1983―），男，遼寧開(kāi)原人，博士，工程師，研究方向：企業(yè)管理及人力資源管理。]

參考文獻(xiàn)

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篇（2）

中圖分類號(hào)　G206　文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼　A

一、研究背景

互聯(lián)網(wǎng)的迅速發(fā)展和以網(wǎng)絡(luò)游戲?yàn)榇碇坏木W(wǎng)絡(luò)文化的繁榮，使人們的目光注目于網(wǎng)絡(luò)這一新的生存空間。德弗勒在《大眾傳播理論》一書(shū)中曾提出“不同的傳媒以不同方式被指控負(fù)有五種責(zé)任”，其中就有一項(xiàng)為“提高青少年的犯罪率”。那么，作為人際互動(dòng)性、情節(jié)開(kāi)放性、以及刺激性強(qiáng)的網(wǎng)絡(luò)暴力游戲是否也像德弗勒所說(shuō)的那樣，提高了青少年的犯罪率呢?

近年來(lái)，各地警方在一些涉及青少年的案件中發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)游戲引發(fā)青少年犯罪居高不下，80％以上的青少年犯罪案件中，網(wǎng)絡(luò)暴力游戲成為他們違法犯罪的直接或間接誘因。人們將更多的注意力集中于青少年暴力犯罪的增加和網(wǎng)絡(luò)游戲在其中所起的作用。由此，研究網(wǎng)絡(luò)暴力游戲與青少年暴力行為的相關(guān)性就變得十分必要，而且對(duì)青少年的健康成長(zhǎng)和社會(huì)和諧安定也具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

美國(guó)從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)、醫(yī)藥學(xué)、心理學(xué)等角度來(lái)分析網(wǎng)絡(luò)暴力游戲與玩家攻擊的關(guān)系，為進(jìn)一步研究網(wǎng)絡(luò)暴力游戲提供基礎(chǔ)。20世紀(jì)60年代格伯納對(duì)美國(guó)社會(huì)的暴力和犯罪問(wèn)題研究發(fā)現(xiàn)，電視暴力內(nèi)容對(duì)青少年犯罪具有“誘發(fā)效果”，并且發(fā)現(xiàn)暴力內(nèi)容增大了人們對(duì)于現(xiàn)實(shí)社會(huì)環(huán)境的危險(xiǎn)程度的判斷。多尼克與格林伯美研究?jī)和瘜?duì)暴力的態(tài)度，發(fā)現(xiàn)小學(xué)生在接觸電視暴力節(jié)目后，其對(duì)暴力行為的贊同程度顯著提高，遇到困擾的情況時(shí)也較容易采取暴力手段來(lái)解決。國(guó)內(nèi)也有這方面的研究但不多，陳美芬等通過(guò)實(shí)驗(yàn)考察了網(wǎng)絡(luò)暴力游戲?qū)?nèi)隱攻擊性的影響；鄭宏明等分析暴力電子游戲?qū)粜袨橛绊懙男睦頇C(jī)制和特點(diǎn)。國(guó)內(nèi)外研究發(fā)現(xiàn)暴力內(nèi)容對(duì)青少年暴力認(rèn)知有影響，但網(wǎng)絡(luò)暴力游戲?qū)η嗌倌瓯┝π袨槭欠裼杏绊懮杏猩钊胙芯康目臻g，而網(wǎng)絡(luò)暴力游戲?qū)ι鐣?huì)的發(fā)展所造成的危害又迫切需要這種研究。

二、相關(guān)理論與定義

社會(huì)學(xué)習(xí)理論認(rèn)為。人的行為不是一種被動(dòng)地受影響的過(guò)程，相反，人的學(xué)習(xí)具有主動(dòng)觀察與模仿性。人們的攻擊是從個(gè)人引以為楷模的人物中學(xué)習(xí)而來(lái)的，如果該人物及其行動(dòng)被視為“真實(shí)”，或與個(gè)人及心理情境有相似之處，則較容易產(chǎn)生注意、記憶及表現(xiàn)。許多犯罪的行為并不是天生的，而是人在環(huán)境中觀察后模仿的。傳媒所營(yíng)造的符號(hào)環(huán)境的示范作用，效果可能更大。

美國(guó)學(xué)者喬治?格伯納在對(duì)美國(guó)社會(huì)的暴力和犯罪問(wèn)題研究后建立了“涵化理論”，他認(rèn)為，為電視暴力內(nèi)容對(duì)青少年犯罪具有“誘發(fā)效果”但無(wú)必然聯(lián)系。而且，這種影響不是短期的。而是一個(gè)長(zhǎng)期的、潛移默化的、“培養(yǎng)”的過(guò)程。這給我們提供了一個(gè)研究思路和基礎(chǔ)理論，可以探尋網(wǎng)絡(luò)暴力游戲?qū)η嗌倌暧绊懙臋C(jī)制。

本文將“網(wǎng)絡(luò)暴力游戲”作為操作性概念定義為：網(wǎng)絡(luò)暴力游戲是通過(guò)互聯(lián)網(wǎng)進(jìn)行的電腦游戲；是多個(gè)游戲者參與其中的互動(dòng)游戲；是以刺激、暴力和打斗為主要內(nèi)容的并帶有描繪游戲人物試圖對(duì)其他游戲人物造成傷害的電子游戲。網(wǎng)絡(luò)暴力游戲可以分為：1，不運(yùn)用武器的單人攻擊(攻擊性為“低”)。2，不運(yùn)用武器團(tuán)體性攻擊(攻擊性為“中”)，3，運(yùn)用武器進(jìn)行單人攻擊(攻擊性為“高”)，4，運(yùn)用武器的團(tuán)體性攻擊(攻擊性為“最高”)。本文主要研究后三種游戲?qū)η嗌倌甑挠绊憽?/p>

目前的網(wǎng)絡(luò)暴力游戲可分為角色扮演類如《反恐精英cs》、《征途》、《奇跡》、《千年》等，策略類或戰(zhàn)略類如《魔獸世界》系列、《帝國(guó)時(shí)代Online》系列等。其中《反恐精英》，《魔獸爭(zhēng)霸》和《奇跡》是青少年最喜愛(ài)的網(wǎng)絡(luò)暴力游戲。這些網(wǎng)絡(luò)暴力游戲都表現(xiàn)了射擊或者武打，充滿了暴力、血腥、破壞性和攻擊性的內(nèi)容。

三、研究方法與假設(shè)

本論文以中學(xué)生為調(diào)查對(duì)象，由于經(jīng)費(fèi)及人力的限制，依隨機(jī)抽樣的原則僅從重慶市秀山、山西壽陽(yáng)縣、山東濰坊三地中學(xué)的各年級(jí)中抽取372名學(xué)生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。本研究的最終樣本368份，平均問(wèn)卷有效率99％。

本研究自變量為玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的行為；因變量為青少年暴力行為?？刂谱兞繛槟挲g、性別、家庭等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量。本文采用調(diào)查法和定量分析的方法，檢測(cè)網(wǎng)絡(luò)暴力游戲?qū)η嗌倌瓯┝π袨榈南嚓P(guān)性。

根據(jù)相關(guān)理論本文擬定如下假設(shè)：

假設(shè)1：網(wǎng)絡(luò)暴力游戲會(huì)影響青少年對(duì)暴力的態(tài)度。(即玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲時(shí)間越長(zhǎng)，對(duì)暴力贊成程度越高。)

假設(shè)2：網(wǎng)絡(luò)暴力游戲會(huì)影響青少年對(duì)犯罪的態(tài)度。

假設(shè)2.1：玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲時(shí)間越長(zhǎng)，越認(rèn)同游戲中對(duì)犯罪的鑒定。

假設(shè)2.2：玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的暴力程度越高，越認(rèn)同游戲中對(duì)犯罪的鑒定。

假設(shè)3：網(wǎng)絡(luò)暴力游戲?qū)η嗌倌瓯┝π袨橛惺痉蹲饔谩?/p>

假設(shè)3.1：玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲時(shí)間越長(zhǎng)，越易產(chǎn)生憤怒、報(bào)復(fù)、進(jìn)攻等情緒；

假設(shè)3.2：玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲時(shí)間越長(zhǎng)，越會(huì)采取網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的游戲規(guī)則處理現(xiàn)實(shí)問(wèn)題。

四、研究發(fā)現(xiàn)

1　網(wǎng)絡(luò)暴力游戲?qū)η嗌倌暾J(rèn)知的影響

(1)根據(jù)相關(guān)分析的結(jié)果，玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲行為中的網(wǎng)齡、玩游戲頻率、次玩游戲時(shí)長(zhǎng)對(duì)青少年的暴力贊成程度有影響。其中網(wǎng)齡對(duì)其影響極為顯著。(見(jiàn)表1)但考慮到暴力贊成程度受到人口統(tǒng)計(jì)變量的影響，因此在討論兩者關(guān)聯(lián)性時(shí)，對(duì)人口變量進(jìn)行了控制。經(jīng)過(guò)凈相關(guān)分析統(tǒng)計(jì)后發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)齡、玩游戲頻率、次玩游戲時(shí)長(zhǎng)三個(gè)變量與暴力贊成程度之間的關(guān)系仍存在，假設(shè)1得到了證實(shí)。即玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲時(shí)間越長(zhǎng)。對(duì)暴力贊成程度越高。(見(jiàn)表2)

(2)據(jù)相關(guān)分析的結(jié)果，對(duì)犯罪的認(rèn)知度與玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲行為中的玩游戲頻率呈正相關(guān)，而與游戲的暴力程度呈負(fù)相關(guān)，但網(wǎng)齡與次玩游戲的時(shí)長(zhǎng)對(duì)青少年的犯罪認(rèn)知度并無(wú)顯著相關(guān)，因此不作為變量分析。(見(jiàn)表3)即玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的頻率越高，越認(rèn)同現(xiàn)實(shí)中對(duì)犯罪的鑒定；而青少年所玩游戲的暴力程度越高，越認(rèn)同游戲中對(duì)犯罪的鑒定。但考慮到人口統(tǒng)計(jì)變量的影響，在探討玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲與犯罪認(rèn)知度的關(guān)聯(lián)性時(shí)，仍進(jìn)一步進(jìn)行凈相關(guān)分析統(tǒng)計(jì)。

在加入人口統(tǒng)計(jì)變量后，經(jīng)凈相關(guān)分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，游戲暴力程度與犯罪認(rèn)知度的關(guān)系仍存在，即青少年所玩游戲的暴力程度越高，越認(rèn)同游戲中對(duì)犯罪的鑒定。假設(shè)2.2得到證實(shí)。但玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的頻率與犯罪認(rèn)知度之間的關(guān)系，在加人人口統(tǒng)計(jì)變量后消失了(見(jiàn)表4)。由此得出玩游戲的頻率與犯罪認(rèn)知度之間沒(méi)有顯著的相關(guān)性，而

控制以前后呈現(xiàn)的正相關(guān)，可能是受到人口統(tǒng)計(jì)變量的影響。假設(shè)2.1未得到證實(shí)。

2　網(wǎng)絡(luò)暴力游戲會(huì)對(duì)青少年暴力行為有示范作用。

(1)如表5所示，玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲行為中的網(wǎng)齡、玩游戲頻率、次玩游戲時(shí)長(zhǎng)對(duì)青少年的暴力情緒有顯著影響，其中網(wǎng)齡對(duì)其影響極為顯著(見(jiàn)表5)。

在加入人口統(tǒng)計(jì)變量后，經(jīng)凈相關(guān)分析統(tǒng)計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)齡、次玩游戲的時(shí)長(zhǎng)與暴力情緒的關(guān)系仍存在，即青少年玩游戲時(shí)間越長(zhǎng)，越易產(chǎn)生憤怒、報(bào)復(fù)、進(jìn)攻等情緒。假設(shè)

3.1得到證實(shí)(見(jiàn)表6)。

(2)通過(guò)有關(guān)玩網(wǎng)游的行為與矛盾解決方式之間的相關(guān)，強(qiáng)度分析，證明網(wǎng)齡與矛盾解決方式之間相關(guān)系數(shù)最高，網(wǎng)齡與網(wǎng)絡(luò)矛盾解決方式相關(guān)系數(shù)為140，與現(xiàn)實(shí)矛盾解決方，式為201。而且在對(duì)人口變量進(jìn)行控制后，這種關(guān)系仍存在。故對(duì)網(wǎng)齡與矛盾解決方式進(jìn)行交互分析。

表7結(jié)果顯示，從宏觀上說(shuō)，青少年在處理網(wǎng)絡(luò)中的矛盾時(shí)，學(xué)生選擇網(wǎng)上PK的方式的人數(shù)最多(占1／2)；在處理現(xiàn)實(shí)中的矛盾時(shí)，近一半的學(xué)生選擇無(wú)所謂的方式解決。同時(shí)發(fā)現(xiàn)，在解決網(wǎng)絡(luò)世界的矛盾時(shí)，選擇網(wǎng)下模仿游戲武力解決方式的學(xué)生所占比例為19.7％，而在處理現(xiàn)實(shí)世界的矛盾時(shí)，采取這種方式的學(xué)生最少。

從微觀上來(lái)說(shuō)，在解決網(wǎng)絡(luò)世界的矛盾時(shí)，網(wǎng)齡越長(zhǎng)的學(xué)生，選擇網(wǎng)下模仿游戲武力解決的比例越低。而選擇其他解決方式的比例遞增。在解決現(xiàn)實(shí)世界的矛盾時(shí)，選擇網(wǎng)下模仿游戲武力解決、網(wǎng)上PK的比例隨網(wǎng)齡增長(zhǎng)，所占比例而遞減，其他解決方式呈遞增。由此可得出，玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲時(shí)間越長(zhǎng)，越會(huì)采取網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的游戲規(guī)則處理現(xiàn)實(shí)問(wèn)題的假設(shè)不成立。假設(shè)3.2未得到證實(shí)。

3　暴力贊成程度、犯罪認(rèn)知度、暴力情緒之回歸分析

根據(jù)前面分析結(jié)果可知，青少年玩網(wǎng)絡(luò)游戲行為中的網(wǎng)齡、玩游戲頻率、每次玩游戲的時(shí)長(zhǎng)、人口統(tǒng)計(jì)等變量會(huì)影響其暴力贊成度。將這些變量輸入回歸方程式后，結(jié)果顯示網(wǎng)齡是解釋暴力贊成程度最強(qiáng)的變量(Beta=205，P

在用回歸分析法分析預(yù)測(cè)變量對(duì)犯罪認(rèn)知度進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，只有游戲的暴力程度這一變量進(jìn)去回歸方程式，解釋度為2.9％。(P

對(duì)暴力情緒進(jìn)行回歸分析后發(fā)現(xiàn)，只有網(wǎng)齡和每次玩網(wǎng)絡(luò)游戲時(shí)長(zhǎng)兩變量進(jìn)入回歸方程式。且網(wǎng)齡對(duì)暴力情緒的解釋力高于每次玩網(wǎng)絡(luò)游戲時(shí)長(zhǎng)的解釋力。兩變量共同解釋暴力情緒的總變異量為4.5％(見(jiàn)表10)。

從以上回歸分析發(fā)現(xiàn)，玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲行為中的網(wǎng)齡是青少年認(rèn)知、行為的最佳解釋變量。

五、結(jié)論與討論

這項(xiàng)研究的主要目的在于探究玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的行為與青少年暴力行為之間的關(guān)聯(lián)性。我們首先分析了玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲行為與暴力贊成程度、犯罪認(rèn)知度、暴力情緒之間的相關(guān)性，但考慮到它們之間的關(guān)系是曲線式的而非直線式的關(guān)系，因此最后建立回歸方程式，找出對(duì)這一相關(guān)性最有解釋力的變量，并進(jìn)一步檢驗(yàn)玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的行為與犯罪行為之間的相關(guān)性。

從上面的統(tǒng)計(jì)分析數(shù)據(jù)顯示：隨著接觸網(wǎng)絡(luò)暴力游戲時(shí)間的增長(zhǎng)，青少年對(duì)暴力行為的贊成度會(huì)有所提高，也更易產(chǎn)生暴力情緒。但對(duì)暴力、犯罪的鑒定則與網(wǎng)絡(luò)游戲的接觸量無(wú)關(guān)，而與所玩游戲的暴力程度有關(guān)，即所玩游戲的暴力程度越高，越認(rèn)同游戲中對(duì)犯罪的鑒定。

同時(shí)還發(fā)現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)暴力游戲中的規(guī)則與青少年解決問(wèn)題方式的關(guān)聯(lián)性甚微，且在處理網(wǎng)絡(luò)世界的問(wèn)題與處理現(xiàn)實(shí)世界的問(wèn)題的方式有顯著的差別，但共同點(diǎn)在于網(wǎng)齡越長(zhǎng)，青少年采取暴力手段解決問(wèn)題的人數(shù)所占的比例越小。這一結(jié)論印證了脫敏理論即暴力傳媒對(duì)受眾的影響隨著時(shí)間而減弱。

由此我們得出。青少年在玩暴力游戲后，會(huì)產(chǎn)生憤怒、報(bào)復(fù)、進(jìn)攻等情緒，會(huì)產(chǎn)生暴力傾向，但在解決矛盾時(shí)，受游戲影響的人甚微，即D.茲爾曼提出的“興奮轉(zhuǎn)移”并未發(fā)生。茲爾曼認(rèn)為興奮轉(zhuǎn)移是否能解釋跟傳媒有關(guān)的暴力行為取決于傳媒引起興奮所持續(xù)的時(shí)間。而本研究采用調(diào)查法很難測(cè)量出調(diào)查對(duì)象在興奮持續(xù)期的行為變化，因此難免出現(xiàn)偏差。同時(shí)也說(shuō)明青少年在處理問(wèn)題上存在個(gè)體差異，他們是主動(dòng)者，他們?cè)谕嬗螒驎r(shí)，選擇性的接受網(wǎng)絡(luò)游戲所傳達(dá)的信息。玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲也可能成為是一種宣泄形式。

總之，玩網(wǎng)絡(luò)暴力游戲的行為會(huì)改變?nèi)藗儗?duì)暴力行為的看法，但只是網(wǎng)絡(luò)暴力游戲本身使玩游戲者產(chǎn)生一種暴力傾向，且這個(gè)過(guò)程是長(zhǎng)期的潛移默化的。所玩游戲的暴力程度與認(rèn)同游戲中對(duì)犯罪的鑒定之間的關(guān)聯(lián)性也證明了這點(diǎn)。同時(shí)，無(wú)論在網(wǎng)絡(luò)世界中還是在現(xiàn)實(shí)世界中，青少年對(duì)網(wǎng)絡(luò)游戲的模仿并不是普遍現(xiàn)象。

六、研究的局限性

本文選擇了三個(gè)地方的樣本并對(duì)人口統(tǒng)計(jì)變量進(jìn)行了控制，同時(shí)在對(duì)受訪者網(wǎng)游時(shí)間的測(cè)量上，既考慮了接觸網(wǎng)游的時(shí)長(zhǎng)、頻率也考慮了網(wǎng)齡這一縱向的指標(biāo)。以期全面、客觀的呈現(xiàn)網(wǎng)絡(luò)暴力游戲?qū)η嗌倌攴缸锏挠绊懀捎谥骺陀^的局限，本研究仍存在許多的缺陷：

篇（3）

[中圖分類號(hào)]F59

[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

[文章編號(hào)]1002－5006(2011)02－0049－09

1　引言

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

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

2　理論基礎(chǔ)

2.1　品牌

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

2.2　品牌個(gè)性

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

2.3　場(chǎng)所依賴

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

2.4　游客忠誠(chéng)

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

3　研究設(shè)計(jì)

3.1　研究區(qū)域

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

長(zhǎng)安區(qū)位于秦嶺北麓，是市區(qū)的水源供給地和生態(tài)屏障，以西安“后花園”著稱。早在漢高祖五年(公元前202年)該區(qū)置縣，至今已有2200多年，可謂歷史悠久。2002年撤縣設(shè)區(qū)，長(zhǎng)安區(qū)成為西安城市新區(qū)，現(xiàn)區(qū)內(nèi)共有10個(gè)鄉(xiāng)鎮(zhèn)，總?cè)丝谶_(dá)到92.57萬(wàn)人。長(zhǎng)安區(qū)內(nèi)有6處全國(guó)重點(diǎn)文物保護(hù)單位、7處省級(jí)重點(diǎn)文物保護(hù)單位，而區(qū)(縣)級(jí)重點(diǎn)文物保護(hù)單位更多達(dá)20處。

近些年，長(zhǎng)安區(qū)充分發(fā)揮其區(qū)內(nèi)的自然生態(tài)資源和著名歷史遺跡眾多的優(yōu)勢(shì)，將旅游業(yè)作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)來(lái)培育，并已取得初步成效。該區(qū)2009年接待中外游客364萬(wàn)人次，旅游業(yè)創(chuàng)收2億元。農(nóng)家樂(lè)項(xiàng)目在該區(qū)內(nèi)得到規(guī)?；l(fā)展，其中，上王村、祥峪溝村和黃峪寺村等最具特色。

3.2　問(wèn)卷設(shè)計(jì)

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

3.3　數(shù)據(jù)獲取和分析方法

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

3.4　獲取樣本說(shuō)明

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

4　研究結(jié)果與分析

4.1　研究問(wèn)卷質(zhì)量分析

4.1.1　品牌個(gè)性維度量表的信度和效度

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

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

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

4.1.2　場(chǎng)所依賴量表的信度和效度

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

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

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

4.1.3　游客忠誠(chéng)量表的信度和效度

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

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

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

4.2　鄉(xiāng)村旅游地品牌個(gè)性維度

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

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

4.3.1　描述性統(tǒng)計(jì)與初步分析

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

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

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

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

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

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

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

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

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

依據(jù)以上分析，可以得出中介效應(yīng)的路徑圖(圖1)。

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

5　分析和討論

5.1　品牌個(gè)性對(duì)場(chǎng)所依賴及游客忠誠(chéng)的作用

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

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

5.2　場(chǎng)所依賴的中介效應(yīng)

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

5.3　中介效應(yīng)相對(duì)大小

篇（4）

一、引言

國(guó)家競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)來(lái)自于產(chǎn)業(yè)，而有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的產(chǎn)業(yè)則通常以各種形式的本地化產(chǎn)業(yè)集群的形式存在(Porter ,1990)?？唆敻衤?991）指出，由于歷史與偶然因素，某公司在某地干起，在這個(gè)地方便產(chǎn)生了對(duì)勞動(dòng)力有巨大吸引力的就業(yè)機(jī)會(huì)、發(fā)展機(jī)會(huì)和較高勞動(dòng)力要素報(bào)酬，而隨后由于路徑依賴和累積因果效應(yīng)，勞動(dòng)市場(chǎng)共享造成了企業(yè)和人才的集聚。波特(1990)還運(yùn)用案例分析方法，研究了意大利薩索洛地區(qū)瓷磚產(chǎn)業(yè)集群的形成與繁榮吸引了大批瓷磚專業(yè)人員前往工作，形成人才集聚。

產(chǎn)業(yè)集群存在強(qiáng)大的人才吸引力，但學(xué)者對(duì)產(chǎn)業(yè)集群人才吸引的描述基本停留在定性層面，缺乏實(shí)證調(diào)查和定量分析。本文根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)梳理產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力的影響因素，依縱向結(jié)構(gòu)思路，提煉產(chǎn)業(yè)集群人才引力的指標(biāo)體系，實(shí)地問(wèn)卷調(diào)查和訪談，定量分析比較了產(chǎn)業(yè)集群與非產(chǎn)業(yè)集群，以及不同產(chǎn)業(yè)集群在人才吸引上的差異。

二、指標(biāo)體系與量表設(shè)計(jì)

產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力是將各類人才吸引到集群內(nèi)工作的能力。Highhouse等（2003）認(rèn)為，最直接的組織人才吸引力測(cè)量應(yīng)針對(duì)真正申請(qǐng)職位并最終選擇它的人。本研究將產(chǎn)業(yè)集群視為中間組織，以其內(nèi)部工作人才為實(shí)地調(diào)研對(duì)象。

產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力的測(cè)量，借鑒Highhouse等（2003）用三個(gè)項(xiàng)目衡量組織吸引力感知的方法，設(shè)計(jì)三個(gè)題項(xiàng)：“你的工作集群/非集群是否具有很強(qiáng)的人才吸引力”，“大量的人才都被吸引到這里來(lái)工作”和“在這里工作的人才都不愿離開(kāi)”。采用5等級(jí)量表，1表示強(qiáng)烈反對(duì)，5表示強(qiáng)烈同意。量表的內(nèi)部一致性達(dá)到0.91。

Manuel(2001) 最早提出縱向結(jié)構(gòu)觀點(diǎn)，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集群競(jìng)爭(zhēng)力是其內(nèi)部企業(yè)、集群和國(guó)家三個(gè)層次競(jìng)爭(zhēng)力的綜合；而Meyer-Stamer(2003)將產(chǎn)業(yè)集群競(jìng)爭(zhēng)力擴(kuò)展為微觀、中觀、宏觀和兆觀四個(gè)層次。本研究依縱向結(jié)構(gòu)思想，認(rèn)為產(chǎn)業(yè)集群的人才吸引力具有一定的層次性特征，是宏觀(區(qū)域)、中觀（產(chǎn)業(yè)集群）、微觀（企業(yè)和工作）多個(gè)層次吸引力共同作用的結(jié)果，設(shè)計(jì)出四層次十二個(gè)變量的產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力測(cè)量指標(biāo)體系，然后針對(duì)每個(gè)指標(biāo)利用利克特5級(jí)量表設(shè)計(jì)出一到三個(gè)題項(xiàng)，克朗巴哈α系數(shù)測(cè)度各因子變量的內(nèi)在信度，均大于0.6。

三、實(shí)證研究

1.試調(diào)查與問(wèn)卷修正

據(jù)《2005中國(guó)城市競(jìng)爭(zhēng)力報(bào)告》，佛山是我國(guó)產(chǎn)業(yè)集群比較發(fā)達(dá)的地區(qū)之一。按代表性和便利性原則，選取佛山的陶瓷、家電、家具等產(chǎn)業(yè)集群重點(diǎn)調(diào)查，并涵蓋部分其他集群和非集群。由專人負(fù)責(zé)發(fā)放50份問(wèn)卷試調(diào)查，問(wèn)卷除樣本的個(gè)人和企業(yè)基本信息采用填空題、單選題形式外，其他選項(xiàng)均采用Likert五級(jí)量表設(shè)計(jì)。利用SPSS13.0對(duì)回收的50份試調(diào)查問(wèn)卷信度檢驗(yàn)：Cronbachα系數(shù)為0.965，問(wèn)卷整體上的內(nèi)在信度非常高；而對(duì)項(xiàng)總計(jì)統(tǒng)計(jì)量分析，發(fā)現(xiàn)專業(yè)匹配性、居住條件兩個(gè)指標(biāo)在“校正的項(xiàng)總計(jì)相關(guān)性”上低于0.4，指標(biāo)集中性略差，刪除后Cronbach α值有提高，因此在正式問(wèn)卷調(diào)查中刪除此兩個(gè)項(xiàng)目以對(duì)問(wèn)卷測(cè)項(xiàng)純化。課題組正式配額抽樣問(wèn)卷調(diào)查，則發(fā)放問(wèn)卷550份，有效回收457份。

2.回歸分析

研究具解釋性特點(diǎn)，故用回歸分析方法。描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析顯示對(duì)產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力的感知與人才對(duì)工作、企業(yè)、集群與區(qū)域的評(píng)價(jià)情況正向相關(guān)。經(jīng)人才吸引力為因變量，將影響因素與人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為自變量進(jìn)行強(qiáng)制進(jìn)入回歸，結(jié)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

產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力與研究設(shè)計(jì)的工作、企業(yè)、集群和區(qū)域四個(gè)層次的影響因素緊密相關(guān)，同時(shí)也受到受訪者是否當(dāng)?shù)厝说挠绊?。?duì)樣本的年齡、工作經(jīng)驗(yàn)等人口統(tǒng)計(jì)特征進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)它們對(duì)人才吸引力的評(píng)價(jià)并無(wú)顯著差異。但外地移民因?yàn)楦⒁馊瞬乓M(jìn)的相關(guān)政策，所以在對(duì)政策環(huán)境的評(píng)價(jià)上，相對(duì)于本地人要高。

3.方差分析

方差分析顯示，產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力評(píng)價(jià)明顯高于非產(chǎn)業(yè)集群的評(píng)價(jià)。其中，陶瓷和家電產(chǎn)業(yè)集群得分最高，這與陶瓷、家電作為佛山地區(qū)最為發(fā)達(dá)的制造支柱產(chǎn)業(yè)，具有一大批國(guó)內(nèi)外競(jìng)爭(zhēng)力較強(qiáng)的企業(yè)，涌現(xiàn)了眾多中國(guó)名牌和中國(guó)馳名商標(biāo)，產(chǎn)業(yè)集群的整體實(shí)力雄厚，密切相關(guān)。家具產(chǎn)業(yè)集群由于是勞動(dòng)密集型制造流通業(yè)，得分并不高，而其他產(chǎn)業(yè)集群由于樣本分散，涵蓋了紡織、花卉、玻璃、塑料、五金等多個(gè)領(lǐng)域，得分明顯低于家電、陶瓷、家具三個(gè)產(chǎn)業(yè)集群。

將所有集群數(shù)據(jù)合為一整體，再與非產(chǎn)業(yè)集群兩獨(dú)立樣本檢驗(yàn)。在宏觀區(qū)域外部環(huán)境上，由于樣本均選擇在佛山，集群與非集群未體現(xiàn)出差異。在中觀的集群層面，產(chǎn)業(yè)集群的實(shí)力對(duì)人才吸引力產(chǎn)生積極的正向影響。在微觀層面上，集群的企業(yè)聲譽(yù)得分整體上明顯強(qiáng)于非產(chǎn)業(yè)集群。而描述性統(tǒng)計(jì)表明，集群實(shí)力與企業(yè)聲譽(yù)之間存在較強(qiáng)關(guān)聯(lián)，相關(guān)系數(shù)為0.67。因此，產(chǎn)業(yè)集群的實(shí)力也增強(qiáng)了區(qū)域品牌，提高了企業(yè)聲譽(yù)，從而間接地影響人才吸引力。

aKruskal Wallis Test; bGrouping Variable: 集群

四、研究結(jié)論

本文建立了具有區(qū)域、產(chǎn)業(yè)集群、企業(yè)和工作四個(gè)層次的產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力內(nèi)部評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，并對(duì)佛山地區(qū)產(chǎn)業(yè)集群進(jìn)行實(shí)地調(diào)研，統(tǒng)計(jì)分析后得出以下結(jié)論：

1.依縱向結(jié)構(gòu)思想，產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力的確是區(qū)域、產(chǎn)業(yè)、企業(yè)、工作等多層次多種因素綜合作用的結(jié)果，但是各層次都存在多種因素對(duì)人才吸引力發(fā)揮著作用，這些因素之間還存在各種聯(lián)系，因此產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力的作用機(jī)制比較復(fù)雜。

2.區(qū)域環(huán)境發(fā)揮了重要作用吸引人才，使產(chǎn)業(yè)集群和非集群共享相同的利益。地方政府要改善環(huán)境，以維護(hù)內(nèi)部人才和引進(jìn)外部人才。特別是在人員的決策者不僅要消除障礙阻止人才流入，并加大引進(jìn)人才，而且還必須把重點(diǎn)放在利用現(xiàn)有的人才，支持人才成長(zhǎng)和創(chuàng)造合適的環(huán)境，以促進(jìn)人員發(fā)展。

3.產(chǎn)業(yè)集群較非產(chǎn)業(yè)集群更具有人才吸引力，主要來(lái)源于產(chǎn)業(yè)集群實(shí)力直接地增強(qiáng)了人才吸引力，同時(shí)集群實(shí)力也對(duì)企業(yè)聲譽(yù)產(chǎn)生積極影響，從而間接地增加了產(chǎn)業(yè)集群人才吸引力。

當(dāng)然，我國(guó)產(chǎn)業(yè)集群人才統(tǒng)計(jì)資料匱乏，前期相關(guān)研究不足，雖然本文建立了一個(gè)產(chǎn)業(yè)集群人才的吸引力指標(biāo)體系，但仍有完善提高的可能；另外，我國(guó)產(chǎn)業(yè)集群種類繁多，特征各異，人才吸引力效應(yīng)的差異性還需要深入研究。

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篇（5）

在經(jīng)濟(jì)全球化和競(jìng)爭(zhēng)國(guó)際化的背景下，企業(yè)不僅面臨著外部競(jìng)爭(zhēng)的壓力，而且需要應(yīng)對(duì)更加復(fù)雜的員工行為管理問(wèn)題。其中，反生產(chǎn)行為（Counter Productive Work Behavior，簡(jiǎn)稱CWB）管理成為目前組織行為管理所面臨的一項(xiàng)嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。研究者很早就發(fā)現(xiàn)，反生產(chǎn)行為對(duì)組織危害巨大，僅經(jīng)濟(jì)損失，每年就高達(dá)60億至2000億美元，有30%的企業(yè)倒閉是由員工的反生產(chǎn)行為所導(dǎo)致的。在網(wǎng)絡(luò)時(shí)代，反生產(chǎn)行為具有自內(nèi)向外擴(kuò)散的"漣漪效應(yīng)"，其消極后果已經(jīng)到了企業(yè)無(wú)法忽視和回避的地步。員工在工作場(chǎng)所中的反生產(chǎn)行為（如撒謊、缺勤、破壞、攻擊、偷竊和貪污等）及其管理，已經(jīng)演變?yōu)槭澜绺鲊?guó)企業(yè)共同面臨的一項(xiàng)重要而緊迫的課題。

一、員工反生產(chǎn)行為的概念內(nèi)涵

對(duì)于反生產(chǎn)行為概念內(nèi)涵的理解，不同學(xué)者有不同的看法。

Mangione和Quinn（1975）第一次提出有關(guān)工作場(chǎng)所反生產(chǎn)行為的概念，認(rèn)為他是一種雇員不作力的表現(xiàn)，一種與雇員創(chuàng)造利潤(rùn)的工作表現(xiàn)相對(duì)的破壞資方利益的行為，譬如：故意破壞雇主的工具。

Spector和Fox（2005）認(rèn)為反生產(chǎn)行為是傷害組織和組織利益相關(guān)者的行為，其中利益相關(guān)者包括投資者、顧客和員工等。

Sackett和Devore（2001）則認(rèn)為員工任何有意違背所在組織合法利益的行為都是反生產(chǎn)行為，并提出了三條判斷標(biāo)準(zhǔn)：（1）無(wú)論行為是否造成惡劣后果，只要該行為是有意為之；（2）該行為可以預(yù)見(jiàn)帶來(lái)傷害，但未必一定招致惡劣后果；（3）此行為對(duì)組織合法利益的潛在傷害要大于其對(duì)組織帶來(lái)的潛在利益。

雖然學(xué)者們對(duì)反生產(chǎn)行為的概念眾說(shuō)紛紜，但從以上表述中可以總結(jié)出反生產(chǎn)行為的內(nèi)涵：第一，行為主體。反生產(chǎn)行為的行為主體是員工。第二，行為客體。反生產(chǎn)行為的行為客體不單是指組織本身，還包括組織成員；不僅僅是有形財(cái)產(chǎn)，還可以是組織成員的名譽(yù)、組織品牌和企業(yè)公眾形象等無(wú)形資產(chǎn)。第三，行為性質(zhì)。首先，在行為的意識(shí)水平上，反生產(chǎn)行為是組織成員有意采取的，是其故意的、自主決定的行為。其次，對(duì)組織的規(guī)范而言，反生產(chǎn)行為不僅是指違反組織正式或非正式規(guī)范的行為。無(wú)論組織規(guī)章制度是否明文規(guī)定，也不論組織成員主觀感知到該行為的嚴(yán)重性、危害性、可接受性如何，只要某行為客觀上給組織帶來(lái)有形與無(wú)形的消極影響，它就屬于反生產(chǎn)行為。第四，行為結(jié)果。反生產(chǎn)行為在客觀上給組織成員、組織的有形資產(chǎn)或無(wú)形資產(chǎn)帶來(lái)了消極影響。

二、企業(yè)員工反生產(chǎn)行為的前因變量

Martinko，Gundlaeh和Douglas（2002）提出了一個(gè)關(guān)于反生產(chǎn)行為研究的整合理論，他們將影響反生產(chǎn)行為的因素分為兩類，分別是個(gè)體差異和情景因素。

（一）個(gè)體差異

1、個(gè)體因素

主要指參與反生產(chǎn)者個(gè)人差異方面的共有特征，包括人格特征、態(tài)度、工作滿意、情緒等因素.通過(guò)學(xué)者們大量的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：宜人性能夠較好地預(yù)測(cè)員工的離職行為；同時(shí)，責(zé)任意識(shí)能夠預(yù)測(cè)越軌行為和離職，情緒穩(wěn)定性能夠比較好的預(yù)測(cè)離職；員工的自控性與反生產(chǎn)行為之間存在顯著負(fù)相關(guān)；而自負(fù)與反生產(chǎn)行為發(fā)生頻率呈顯著相關(guān)關(guān)系；個(gè)人道德水準(zhǔn)與員工的反生產(chǎn)行為之間也呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)；另有研究表明：男性較女性而言，實(shí)施反生產(chǎn)行為的可能性更大。根據(jù)勒溫的場(chǎng)論"任何行為都是個(gè)人差異因素與情景因素交互作用的結(jié)果"，因此工作場(chǎng)所的反生產(chǎn)行為并非是單方面變量的影響，往往是多個(gè)變量綜合作用的結(jié)果。Skarlicki和Folger、Tesluk（1999）通過(guò)實(shí)證研究證明：負(fù)面情緒較高或宜人性較低的雇員在組織內(nèi)感覺(jué)不公平時(shí)，更容易實(shí)施報(bào)復(fù)行為。

2、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征

諸如性別、年齡、家庭背景，受教育程度、任職期限等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征同反生產(chǎn)行為存在著聯(lián)系。然而這些變量與反生產(chǎn)行為關(guān)系的研究結(jié)論尚未統(tǒng)一。Hollinger和 Clark指出新進(jìn)、年輕和兼職員工更可能從事反生產(chǎn)行為，但也有研究發(fā)現(xiàn)年齡與反生產(chǎn)行為是正相關(guān)關(guān)系，年齡越大越容易從事反生產(chǎn)行為。Lau等在對(duì)反生產(chǎn)行為前因變量進(jìn)行定性和定量分析時(shí)發(fā)現(xiàn)年齡與偷竊、生產(chǎn)偏差行為、遲到和曠工呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，女性更容易遲到，男性更容易濫用藥物，已婚者要比未婚者更可能實(shí)施偷竊，工作年限與遲到、偷竊行為顯著正相關(guān)，受教育程度與遲到、曠工呈微弱負(fù)相關(guān)關(guān)系。對(duì)于上述不一致的研究結(jié)論，雖然Murphy指出無(wú)法找到一個(gè)清晰的理論來(lái)解釋人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量與反生產(chǎn)行為的關(guān)系，但在眾多理論研究中，上述人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量通常都作為控制變量，說(shuō)明這些變量與反生產(chǎn)行為存在相關(guān)關(guān)系。

（二）情景因素

1、工作因素

與工作或職務(wù)特征相關(guān)的前因變量，包括工作壓力、工作完成的困難性、工作的危險(xiǎn)程度、工作或任務(wù)的自主性等特征。相關(guān)研究證明，工作壓力導(dǎo)致員工產(chǎn)生消極情緒，進(jìn)而引發(fā)一些反生產(chǎn)行為，而角色沖突、角色模糊以及角色負(fù)荷等便是常見(jiàn)的可以形成工作壓力的工作特征。Martinko等指出任務(wù)困難性是影響反生產(chǎn)行為的情景因素之一。Lau等指出工作壓力與曠工、偷竊以及蓄意破壞等反生產(chǎn)行為積極正相關(guān)。Schweitzer等也證實(shí)工作目標(biāo)是導(dǎo)致員工非倫理行為的刺激因素。除了工作壓力以外，一些工作本身也可能向員工提供從事反生產(chǎn)行為的機(jī)會(huì)。比如，團(tuán)隊(duì)工作可能滋生搭便車行為，不在領(lǐng)導(dǎo)監(jiān)視范圍的工作可能發(fā)生遲到、曠工、造假、努力撤退等不良行為，而獨(dú)立性工作安排也可能導(dǎo)致員工彼此間不共享知識(shí)、不相互合作。

2、組織因素

常見(jiàn)的影響反生產(chǎn)行為組織因素包括組織反生產(chǎn)行為規(guī)則、組織的倫理氛圍與倫理文化以及績(jī)效考核與薪酬管理制度等。相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)組織內(nèi)出現(xiàn)正式反偷竊政策時(shí)，零售組織中的偷竊率明顯下降，并且員工懲罰嚴(yán)厲感越強(qiáng)烈，偷竊率就越低。不良的工作群體規(guī)范也會(huì)鼓勵(lì)員工從事工作場(chǎng)所的反生產(chǎn)行為。Trevino等指出倫理氛圍和倫理文化都可以對(duì)員工的（非）倫理行為產(chǎn)生影響，不同的組織倫理氛圍與不同類型的反生產(chǎn)行為關(guān)系不同，在功利性、私利性倫理氛圍下，員工從事反生產(chǎn)行為的可能性較高。Marcus和Schuler也指出組織對(duì)抗反生產(chǎn)行為的氛圍（政策、監(jiān)視、制裁）是限制反生產(chǎn)行為的情景-控制因素。Werbel和Balkin指出結(jié)果導(dǎo)向考核要比行為導(dǎo)向考核更能滋生不良行為，績(jī)效薪酬、個(gè)體薪酬以及非連續(xù)薪酬策略也可能更容易引發(fā)不良行為。Price的研究發(fā)現(xiàn)，那些處于低薪酬職位的員工更加可能缺席。

3、領(lǐng)導(dǎo)因素

關(guān)于領(lǐng)導(dǎo)行為與員工反生產(chǎn)行為的關(guān)系是近年來(lái)研究的熱點(diǎn)，其中辱虐管理最具代表性。辱虐管理是指下屬感知其領(lǐng)導(dǎo)持續(xù)從事口頭和非口頭敵意行為的程度，但不包括身體接觸。目前，比較一致的研究結(jié)論是領(lǐng)導(dǎo)的辱虐管理會(huì)積極影響員工的反生產(chǎn)行為。比如，Detert等在研究領(lǐng)導(dǎo)管理方式對(duì)員工反生產(chǎn)行為的影響時(shí)發(fā)現(xiàn)辱虐管理與反生產(chǎn)行為積極正相關(guān)。Tepper等也研究發(fā)現(xiàn)辱虐管理通過(guò)情感承諾對(duì)下屬的反生產(chǎn)行為產(chǎn)生影響。此外，Dineen等發(fā)現(xiàn)領(lǐng)導(dǎo)的指導(dǎo)行為與員工反生產(chǎn)行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但若領(lǐng)導(dǎo)行為不正直，即便其提供指導(dǎo)行為，員工依然可能從事反生產(chǎn)行為。Mayer等研究發(fā)現(xiàn)倫理型領(lǐng)導(dǎo)與反生產(chǎn)行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4、員工認(rèn)知因素

員工認(rèn)知因素是反生產(chǎn)行為前因變量研究中被學(xué)者們探討最多的一類情景因素，包括工作滿意度、組織公平感、組織承諾、組織自尊、組織支持感以及心理契約破裂等。Mount等證實(shí)工作滿意度與反生產(chǎn)行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。Aquino等發(fā)現(xiàn)，互動(dòng)公平與組織指向反生產(chǎn)行為負(fù)相關(guān)，而分配公平、互動(dòng)公平與人際指向反生產(chǎn)行為負(fù)相關(guān)。組織自尊是個(gè)體對(duì)通過(guò)組織情境下角色能夠滿足其需求的相信程度。高組織自尊個(gè)體更加認(rèn)同組織，傾向于表現(xiàn)出較多的積極行為和較少的消極行為。Pierce 和 Gardner指出組織自尊會(huì)積極影響員工的倫理行為意愿。對(duì)于組織支持感，Colbert 等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)感知發(fā)展性環(huán)境與撤退，組織支持感與員工的人際反生產(chǎn)行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。心理契約破裂是員工對(duì)組織履行其承諾程度的一種感知。Bordia 等研究發(fā)現(xiàn)心理契約破裂會(huì)引發(fā)員工消極的情感反應(yīng)和報(bào)復(fù)心理，進(jìn)而導(dǎo)致組織指向反生產(chǎn)行為。

5、環(huán)境因素

外部的環(huán)境變量對(duì)反生產(chǎn)行為也存在著影響。例如，高就業(yè)率和繁榮的經(jīng)濟(jì)帶來(lái)了缺席率的上升（Markham & MeKee，1991；Drogan & Wooden，1992），然而，當(dāng)員工有機(jī)可乘時(shí)或是物品便于取得時(shí)，員工會(huì)從事更多的偷竊活動(dòng)（Astor，1976；Hair，1976）。最后當(dāng)早晨陽(yáng)光充足時(shí)，員工一般上班比較早，而當(dāng)傍晚夕陽(yáng)耀眼時(shí)，員工一般上班比較晚（Mueser， 1953）。Penney 和 Spector研究證明高溫、噪音、擁擠、空氣污濁等也會(huì)誘發(fā)反生產(chǎn)行為。

三、預(yù)防及控制對(duì)策

工作場(chǎng)所的反生產(chǎn)行為具有極大的危害性，組織應(yīng)該采取措施對(duì)反生產(chǎn)行為行為進(jìn)行有效的預(yù)防和控制。

（一）營(yíng)造良好的企業(yè)文化，形成有效的非正式控制機(jī)制

企業(yè)文化是一個(gè)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)價(jià)值觀、企業(yè)精神和企業(yè)形象的源泉，良好的企業(yè)文化可以提高員工的工作態(tài)度以及團(tuán)隊(duì)的凝聚力和向心力，通過(guò)這種非正式的管理手段在基層員工的心理上形成一種團(tuán)隊(duì)導(dǎo)向的工作氛圍。從根源上可以抑制反生產(chǎn)行為的出現(xiàn)。

（二）增加組織公平感

組織不公平是推動(dòng)員工反生產(chǎn)行為的重要原因。企業(yè)應(yīng)努力營(yíng)造開(kāi)放、透明的決策環(huán)境，有針對(duì)性的改善組織公正環(huán)境。組織決策遵循公正原則、領(lǐng)導(dǎo)對(duì)待員工保持良好的態(tài)度、完善收入分配體系等一系列措施可以增加員工的組織公平感。

（三）加強(qiáng)內(nèi)部監(jiān)督控制

做好反生產(chǎn)行為的預(yù)防措施，在有反生產(chǎn)行為出現(xiàn)的征兆時(shí)，管理層要及時(shí)了解員工的情況和動(dòng)向，爭(zhēng)取消滅其產(chǎn)生的誘因。制定反生產(chǎn)行為的懲罰性措施，在反生產(chǎn)行為出現(xiàn)之后，對(duì)員工進(jìn)行適當(dāng)?shù)膽土P，此外還要深入分析員工的動(dòng)機(jī)和內(nèi)部環(huán)境因素。在企業(yè)內(nèi)部建立通暢、民主的溝通渠道，了解員工需要和對(duì)組織的認(rèn)知，明白員工對(duì)組織有哪些不滿并及時(shí)化解，努力與員工建立和諧的關(guān)系，能有效消除員工與組織的沖突。

（四）改善工作設(shè)計(jì)

工作分配與目標(biāo)制定要合理并與個(gè)人能力相匹配；確保結(jié)果的分配不偏不倚；允許員工參與決策制定過(guò)程并積極傾聽(tīng)他們的意見(jiàn)和建議；并在執(zhí)行程序的過(guò)程中充分尊重、關(guān)心員工，向員工解釋各種信息以提高員工的分配公平感、程序公平感和互動(dòng)公平感。結(jié)合組織發(fā)展的需要，為員工制定合理的職業(yè)生涯規(guī)劃，并創(chuàng)造條件幫助員工實(shí)現(xiàn)個(gè)人職業(yè)目標(biāo)，使員工對(duì)企業(yè)產(chǎn)生較高的理想承諾，從而極大地減少工作偏差行為的產(chǎn)生。

（五）注重員工的培訓(xùn)與開(kāi)發(fā)

對(duì)新員工進(jìn)行針對(duì)性的培訓(xùn)，可以有效引導(dǎo)員工熟悉環(huán)境，減少焦慮感，增加歸屬感和認(rèn)同感。向員工開(kāi)展壓力應(yīng)對(duì)技能的培訓(xùn)，包括放松訓(xùn)練、理性情緒治療、社會(huì)技能培訓(xùn)、時(shí)間管理等，能使員工正確認(rèn)識(shí)壓力，提高其對(duì)工作的應(yīng)激能力和應(yīng)對(duì)壓力能力。提供專業(yè)技能方面的培訓(xùn)，使得員工不斷學(xué)習(xí)以應(yīng)對(duì)知識(shí)落后與自身價(jià)值的可能貶值，使得其對(duì)于工作的勝任力提高，可減小工作的復(fù)雜性所帶來(lái)的壓力。

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篇（6）

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

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

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

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

篇（7）

調(diào)查采用分層隨機(jī)抽樣的方法，對(duì)廣州市美術(shù)中學(xué)在校高中生共500人進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查。被試填完問(wèn)卷后當(dāng)場(chǎng)收回，共收回問(wèn)卷489份，回收率97.8%。隨后進(jìn)一步對(duì)回收問(wèn)卷進(jìn)行篩選，刪除無(wú)效的問(wèn)卷，共得到465份有效問(wèn)卷，有效率為95.09%。被試基本情況如表1：

2. 工具

我國(guó)學(xué)者張淑華等人（2010）將Stumpf等人編制的職業(yè)探索問(wèn)卷大學(xué)生版進(jìn)行修訂為職業(yè)生涯探索問(wèn)卷中學(xué)生版（CES中學(xué)生版）。該問(wèn)卷共有63道題目，均采用五級(jí)計(jì)分，得分越高表示中學(xué)生職業(yè)探索的水平越高。

3. 統(tǒng)計(jì)方法

本研究主要采用的統(tǒng)計(jì)分析的方法主要有描述性統(tǒng)計(jì)、方差分析等。采用統(tǒng)計(jì)軟件SPSS18.0進(jìn)行數(shù)據(jù)的分析與處理。

4. 研究結(jié)果

4. 1 美術(shù)類高中生生涯探索的基本特點(diǎn)。

本調(diào)查問(wèn)卷共有63道題目，均采用五級(jí)計(jì)分，“一般”計(jì)為3分。得分越高表示中學(xué)生職業(yè)探索的水平越高。對(duì)被試在職業(yè)生涯探索問(wèn)卷的總均分及其各層面各維度的得分進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析。結(jié)果如表2：

從表中可以看出，本校學(xué)生職業(yè)生涯規(guī)劃的探索總均分低于“一般”所對(duì)應(yīng)的分?jǐn)?shù)。說(shuō)明本校學(xué)生對(duì)職業(yè)的探索低于一般水平。分別從三個(gè)層面來(lái)分析，行為層面得分最低，得分為2.317分，低于“一般”所對(duì)應(yīng)的分?jǐn)?shù)。其次是認(rèn)知層面，得分為2.917分，接近一般水平。最高的是情感層面，得分為3.176分。具體來(lái)講，行為層面中除了自我探索和環(huán)境探索的維度超過(guò)一般水平外，其他維度得分都偏低。情感層面中，我校學(xué)生所面臨的決策壓力和對(duì)信息的滿意度超過(guò)一般水平，探索的壓力低于一般水平。認(rèn)知層面中，對(duì)理想職位重要性的認(rèn)識(shí)維度得分最高，得分為3.719分，除此之外，獲取信息的方法和外部探索手段的認(rèn)識(shí)超過(guò)了一般水平。對(duì)職業(yè)探索結(jié)果的確定和就業(yè)前景的認(rèn)識(shí)相對(duì)來(lái)說(shuō)得分較低，低于一般水平。

4. 2 美術(shù)類高中生職業(yè)生涯探索的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析。

根據(jù)被試的性別、年級(jí)、以及是否接受過(guò)職業(yè)生涯咨詢或輔導(dǎo)等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。其中對(duì)于性別、年級(jí)、是否接受過(guò)職業(yè)生涯咨詢或輔導(dǎo)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)。對(duì)年級(jí)等進(jìn)行方差分析，各變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下：

4. 2. 1 不同性別的美術(shù)類高中生職業(yè)生涯探索的差異比較。

我們對(duì)不同性別的美術(shù)類高中生在職業(yè)生涯探索及各層面各維度的得分進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，結(jié)果表明，不同性別的學(xué)生在職業(yè)生涯探索的總水平上不存在顯著差異。但在認(rèn)知層面上，男女生職業(yè)生涯規(guī)劃探索的差異顯著，男生得分顯著高于女生。具體來(lái)講，在職業(yè)探索結(jié)果的確定性，外部探索的手段方面，男生的得分顯著高于女生，性別差異顯著。在就業(yè)前景、獲取信息的方法、對(duì)理想職位重要性的認(rèn)識(shí)這些維度上，男生和女生的性別差異不顯著。在行為層面和情感層面上，男女生不存在顯著差異。

4. 2. 3 不同年級(jí)的美術(shù)類高中生在職業(yè)生涯探索上的差異比較。

對(duì)不同年級(jí)的美術(shù)類高中生在職業(yè)生涯探索上的得分進(jìn)行單因素的方差分析，結(jié)果表明，不同年級(jí)的高中生在職業(yè)生涯探索的總水平、行動(dòng)層面以及在就業(yè)前景和獲取信息的方法維度上存在顯著差異，經(jīng)過(guò)多重比較發(fā)現(xiàn)，高三學(xué)生在職業(yè)生涯探索的總水平，行動(dòng)層面以及在就業(yè)前景和獲取信息的方法維度上顯著高于高一學(xué)生。從平均分來(lái)看，在高中職業(yè)生涯探索的總水平和行為層面、自我探索、對(duì)擁有信息的滿意度、就業(yè)前景、對(duì)理想職位重要性的認(rèn)識(shí)、獲取信息的方法等維度上，高一、高二、高三學(xué)生的得分是逐步提高的。具體數(shù)據(jù)如表4所示：

在本次調(diào)查的基礎(chǔ)上，課題負(fù)責(zé)人多次組織課題研究推進(jìn)會(huì)，結(jié)合課題研究的實(shí)際情況，課題組最終有針對(duì)性地提出以下研究途徑來(lái)進(jìn)行課題研究。

實(shí)踐上，以班會(huì)課為陣地，設(shè)置生涯規(guī)劃輔導(dǎo)課程。不同的年級(jí)有不同的職業(yè)生涯規(guī)劃指導(dǎo)的目標(biāo)和內(nèi)容。課程以學(xué)生為主體，以活動(dòng)為中心，課程宗旨不在于向?qū)W生傳授有關(guān)職業(yè)生涯規(guī)劃的知識(shí)，而是通過(guò)給學(xué)生提供模擬情境或讓學(xué)生真實(shí)參與實(shí)踐活動(dòng)，在情境和活動(dòng)中認(rèn)識(shí)自我，了解自己的優(yōu)勢(shì)與劣勢(shì)，并對(duì)自己想要從事的職業(yè)有所了解，對(duì)比差距，確定努力的方向，規(guī)劃好自己的高中生活。我們還可以針對(duì)個(gè)別同學(xué)，進(jìn)行個(gè)別的職業(yè)生涯規(guī)劃咨詢與指導(dǎo)。

方法上，突破以往職業(yè)生涯規(guī)劃指導(dǎo)僅僅停留在學(xué)校個(gè)別層面的局面，實(shí)施引進(jìn)來(lái)和走出去相結(jié)合的策略，廣泛利用家庭和社區(qū)的積極資源，建構(gòu)出職業(yè)生涯規(guī)劃指導(dǎo)的“學(xué)校―家庭―社區(qū)”三位一體的模式，來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)高中生職業(yè)生涯規(guī)劃引導(dǎo)途徑上的創(chuàng)新。通過(guò)“尋找校友足跡”等專題活動(dòng)，引導(dǎo)學(xué)生進(jìn)行職業(yè)生涯規(guī)劃，激發(fā)學(xué)習(xí)的興趣和斗志。

篇（8）

[中圖分類號(hào)] R781.1 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] B [文章編號(hào)] 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

我國(guó)兒童乳牙患齲率及齲均在20世紀(jì)八九十年代期間有所上升，20世紀(jì)90年代至今有所下降。但與發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)的學(xué)齡前兒童乳牙患齲狀況仍較嚴(yán)重[1]。為了監(jiān)測(cè)口腔齲病患病趨勢(shì)，為學(xué)齡前兒童口腔疾病的防治措施的制定提供相關(guān)理論基礎(chǔ)，本研究通過(guò)對(duì)陽(yáng)江地區(qū)3～5歲學(xué)齡前兒童開(kāi)展口腔健康調(diào)查，探索可能的影響學(xué)齡前兒童齲病的相關(guān)因素，現(xiàn)報(bào)道如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

本調(diào)查對(duì)象是陽(yáng)江市城區(qū)3～5歲的學(xué)齡前兒童。利用2011年9月～2011年12月陽(yáng)江市教育局開(kāi)展的幼兒園兒童齲病篩查項(xiàng)目，抽取3～5歲的學(xué)齡前兒童為調(diào)查對(duì)象。采用多階段、分層、等容量、隨機(jī)抽樣的方法，抽取陽(yáng)江市市區(qū)2所幼兒園的所有兒童參加此次調(diào)查。

1.2 調(diào)查方法

口腔健康調(diào)查包括齲病的臨床檢查和問(wèn)卷調(diào)查兩部分。齲病狀況采用由世界衛(wèi)生組織所推薦的齲失補(bǔ)指數(shù)（dmft）來(lái)評(píng)估。根據(jù)世界衛(wèi)生組織所推薦的診斷標(biāo)準(zhǔn)和方法來(lái)診斷齲病[2]。臨床檢查由一位檢查者在人工光源下采用可棄置平面口鏡和CPI探針在每個(gè)幼兒園進(jìn)行。

臨床檢查之后進(jìn)行了問(wèn)卷調(diào)查，以《第三次全國(guó)口腔健康檢查表》和《第三次全國(guó)口腔健康調(diào)查問(wèn)卷》[1]為標(biāo)準(zhǔn)，進(jìn)行口腔健康檢查和問(wèn)卷調(diào)查。問(wèn)卷內(nèi)容包括基本的社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)指標(biāo)、口腔健康相關(guān)的行為、口腔健康相關(guān)的知識(shí)和態(tài)度（表1），問(wèn)卷由兒童的父母或者監(jiān)護(hù)人填寫(xiě)。

1.3 質(zhì)量控制

口腔健康檢查人員均為從事臨床工作5年以上的口腔醫(yī)生，檢查前經(jīng)過(guò)統(tǒng)一培訓(xùn)，并通過(guò)標(biāo)準(zhǔn)一致性檢驗(yàn)，Kappa值均在0.85以上。在檢查過(guò)程中，對(duì)10%的調(diào)查對(duì)象進(jìn)行復(fù)查以便監(jiān)測(cè)檢查者本身的可信度。

1.4 統(tǒng)計(jì)學(xué)處理

采用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件。對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)采用x2檢驗(yàn)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。通過(guò)Logisitc回歸來(lái)研究與齲病狀況相關(guān)的影響因素。在雙變量分析中選擇P

篇（9）

中圖分類號(hào)：F590．7文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1001－988Ⅹ（2016）01－0124－06

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

1研究述評(píng)

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

2指標(biāo)體系構(gòu)建

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

3研究方法與數(shù)據(jù)采集

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

4研究結(jié)果

4．1游客感知影響因素

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

4．2不同人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征游客偏好

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

5游客感知分析

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

6討論與展望

6．1討論

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

6．2展望

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

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篇（10）

【中圖分類號(hào)】R749 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A 【文章編號(hào)】2095-3089（2013）11-0233-02

抑郁癥作為一種病因不明的慢性疾病，主要表現(xiàn)為持續(xù)的心境低落或興趣減退，具有行為動(dòng)力不足、精神運(yùn)動(dòng)性遲緩或激越、認(rèn)知功能障礙、過(guò)分自責(zé)、食欲或睡眠異常等癥狀，常伴有沖動(dòng)行為。[1]

巴瑞特沖動(dòng)量表中文版（BIS-11）自評(píng)量表用來(lái)評(píng)估個(gè)體的沖動(dòng)性人格特征的情況。而目前的研究中此量表只有中學(xué)生[2]及大三學(xué)生[3]人群的信效度分析。因此，將巴瑞特沖動(dòng)量表中文版（BIS-11）用于篩查抑郁癥患者的重要行為特征――沖動(dòng)性，評(píng)價(jià)在抑郁癥患者中應(yīng)用的適用性，以提高抑郁癥患者沖動(dòng)行為的可預(yù)測(cè)性有著重要的臨床意義。

1.研究對(duì)象與方法

1.1 研究對(duì)象

抑郁癥患者來(lái)源于2010年4月-9月期間就診于山西某醫(yī)院的門(mén)診首發(fā)患者。

納入標(biāo)準(zhǔn)：①年齡15-60歲；②符合美國(guó)精神障礙診斷與統(tǒng)計(jì)手冊(cè)第四版（DSM-Ⅳ）抑郁障礙的診斷標(biāo)準(zhǔn)；③首次發(fā)病未用藥，或停藥半月以上；④漢密爾頓抑郁量表（24項(xiàng)，HAMD評(píng)分≥8分）；⑤知情同意。

排除標(biāo)準(zhǔn)：①器質(zhì)性精神障礙；②精神發(fā)育遲滯；③酒精或藥物所致精神障礙；④目前患有嚴(yán)重軀體疾病。

1.2 研究方法

對(duì)符合研究納入標(biāo)準(zhǔn)的被試進(jìn)行施測(cè)。他評(píng)量表由經(jīng)過(guò)一致性評(píng)定的兩位專業(yè)心理測(cè)評(píng)人員完成，即保證量表評(píng)定的一致性和客觀性，也對(duì)評(píng)定標(biāo)準(zhǔn)做詳細(xì)的制定。自評(píng)量表由被試按照每個(gè)量表提示的指導(dǎo)語(yǔ)獨(dú)立完成，完成時(shí)間不受限制，被試根據(jù)自己的實(shí)際情況如實(shí)作答，基本完成時(shí)間為30-40分鐘。除個(gè)別特殊情況外，調(diào)查者給予幫助，但不做主觀性的提示。整個(gè)調(diào)查過(guò)程均在不妨礙被試就診且被試、主治醫(yī)生知情同意的前提下完成。采用SPSS16.0和LISREL8.7進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。主要的統(tǒng)計(jì)方法有描述性分析、相關(guān)分析、及結(jié)構(gòu)方程模型的運(yùn)用[4-5]。

1.3 研究工具

1.3.1巴瑞特沖動(dòng)量表中文版（BIS-11）[6]

本研究所用的Barratt Impulsiveness Scale（BIS-11）中文版問(wèn)卷由北京心理危機(jī)研究與干預(yù)中心翻譯修訂。用來(lái)評(píng)估個(gè)體的沖動(dòng)性人格特征的情況。包含30個(gè)條目，計(jì)劃分量表、行動(dòng)分量表和認(rèn)知分量表3個(gè)分量表。計(jì)劃和認(rèn)知分量表的條目均為反相條目。驗(yàn)證性因素分析發(fā)現(xiàn) BIS-ll具有較好的信度和效度，符合心理測(cè)量學(xué)的要求，可以在我國(guó)用于沖動(dòng)性的研究[7]。

1.3.2漢密爾頓抑郁量表（HAMD）[8]

由Hamilton于1960年編制，是臨床上評(píng)定抑郁狀態(tài)應(yīng)用最為普遍的量表，共24項(xiàng)，采用0―4分的5級(jí)評(píng)分法。包括7個(gè)因子，即焦慮/軀體化因子、體重因子、認(rèn)識(shí)障礙因子、日夜變化因子、阻滯因子、睡眠障礙因子、絕望感因子。

1.3.3一般人口學(xué)資料及病史情況

根據(jù)臨床工作要求選擇相關(guān)信息。包括基本人口學(xué)資料和病史資料。

2.結(jié)果

2.1被試人口統(tǒng)計(jì)學(xué)資料

本研究共收集病例資料352例，刪除胡亂作答、漏答的問(wèn)卷，實(shí)際回收有效問(wèn)卷334例，有效回收率為94.9%。被試人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征顯示性別上女性被試多于男性被試。被試年齡主要集中在20-40歲，符合抑郁障礙發(fā)病率在年齡上的分布。被試的學(xué)歷主要集中在初高中文化，本科次之；職業(yè)以學(xué)生為主，符合抑郁障礙多發(fā)于文化層次高群體的狀況。從被試的婚姻狀態(tài)來(lái)看，已婚多于未婚?？傮w上，被試特征的分布于抑郁障礙發(fā)病的特征相一致，因此具有一定的群體代表性。

2.2 BIS-11信效度分析[9]

2.2.1 BIS-11內(nèi)部一致性信度

內(nèi)部一致性是指量表所測(cè)量?jī)?nèi)容的相同程度或特質(zhì)程度，即量表內(nèi)部各條目之間的相關(guān)性，用Cronbach’s α系數(shù)對(duì)BIS-11進(jìn)行內(nèi)部一致性信度檢驗(yàn)，運(yùn)動(dòng)沖動(dòng)性0.825，認(rèn)知沖動(dòng)性0.807，無(wú)計(jì)劃沖動(dòng)性0.860，總分0.898，量表各維度的系數(shù)達(dá)到了可接受的標(biāo)準(zhǔn)，具有較好的內(nèi)部一致性信度。

2.2.2 BIS-11分半信度

分半信度測(cè)量的是兩半項(xiàng)目間的一致性，用分半信度系數(shù)來(lái)反映量表的分半信度。首先將量表內(nèi)反向計(jì)分條目作逆向處理，以保證各題項(xiàng)得分方向的一致性，而后依次按公式R=2Rh/（1+Rh）計(jì)算，BIS-11分半信度為0.816，具有較好的分半信度。

2.2.3 BIS-11結(jié)構(gòu)效度

因量表中包含有多個(gè)無(wú)法直接準(zhǔn)確測(cè)量的變量（潛變量），而結(jié)構(gòu)方程模型具有同時(shí)分析多個(gè)外生潛變量和內(nèi)生潛變量的優(yōu)勢(shì)，因此采用結(jié)構(gòu)方程模型中的驗(yàn)證性因子分析方法對(duì)量表的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行分析。結(jié)構(gòu)方程模型既可分析問(wèn)卷中各條目與維度的從屬關(guān)系是否正確，也可分析各條目對(duì)其從屬維度的貢獻(xiàn)程度[10]。

根據(jù)量表已有結(jié)構(gòu)對(duì)其進(jìn)行驗(yàn) 證性因子分析，量表各題目作為顯變量，量表各維度作為潛變量。根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型原理構(gòu)建模型，使用LISREL 8.7進(jìn)行模型擬合分析，結(jié)果見(jiàn)表1，圖1：

由表1可知，量表的各項(xiàng)擬合指標(biāo)達(dá)理想標(biāo)準(zhǔn)，其結(jié)構(gòu)模型符合理論構(gòu)想。由圖1可知，個(gè)條目的因子載荷均大于0.5，認(rèn)為模型尚可接受。

3.討論

沖動(dòng)性的測(cè)量工具是量表，其性能（信度、效度）直接影響篩查情況，BIS用于評(píng)價(jià)不同人群的沖動(dòng)性時(shí)，其性能有可能發(fā)生變化。因此，將一個(gè)量表用于一個(gè)特定人群的測(cè)量時(shí)，對(duì)其在該人群中信度和效度的驗(yàn)證評(píng)價(jià)具有重要的作用[11]。

3.1 BIS-11信度評(píng)價(jià)

信度即可靠性或精確度，指根據(jù)測(cè)驗(yàn)工具所得到的結(jié)果的一致性或穩(wěn)定性[12]。信度分析可以為效度評(píng)估提供基礎(chǔ)。量表的信度分析常采用基于真分?jǐn)?shù)理論的內(nèi)部一致性α系數(shù)[13]、分半信度來(lái)進(jìn)行評(píng)價(jià)。

一般認(rèn)為Cronbach α系數(shù)在0.7之上表示信度較好，在0.8之上表示內(nèi)部一致性信度很好，分半信度系數(shù)>0.7表示分半信度非常好。表明BIS-11信度較高，能夠穩(wěn)定可靠地評(píng)價(jià)抑郁癥患者的沖動(dòng)性。

3.2 BIS-11效度評(píng)價(jià)

效度即準(zhǔn)確度，指一個(gè)測(cè)驗(yàn)或量表實(shí)際能測(cè)出其所要測(cè)的心理特質(zhì)的程度。利用結(jié)構(gòu)方程模型對(duì)BIS-11的結(jié)構(gòu)效度進(jìn)行驗(yàn)證性因子分析。一般認(rèn)為，各條目標(biāo)準(zhǔn)化負(fù)荷系數(shù)>0.5時(shí)，對(duì)量表貢獻(xiàn)度較高。模型擬合指標(biāo)RMSEA0.90、CFI>0.90時(shí)，模型擬合結(jié)果較好[14]。結(jié)果顯示，除第6、12題的因子載荷為0.32、0.42，分量表的貢獻(xiàn)過(guò)低；其余題目的因子載荷均在0.5以上。表明該量表的理論假設(shè)合理，各分量表都得到了較好的專業(yè)解釋?？梢哉J(rèn)為BIS-11具有良好的結(jié)構(gòu)效度。

4.結(jié)論

巴瑞特沖動(dòng)量表中文版具有較好的信度和效度，可較好的評(píng)價(jià)抑郁癥患者的沖動(dòng)性。

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