人口统计学变量分析精选(十四篇)

序言：作为思想的载体和知识的探索者，写作是一种独特的艺术，我们为您准备了不同风格的14篇人口统计学变量分析，期待它们能激发您的灵感。

篇1

管理者绩效评价方法研究”（项目编号：11YJA630033）、吉林省社科基

金项目“吉林省发展战略新兴产业的人才支撑环境研究”（项目编号：

2012B292）、东北电力大学博士科研启动基金项目“推动战略性新兴产

业发展的人力资源开发研究”（项目编号：BSJXM-201114）、吉林市科

技局软科学项目“吉林市创新型城市建设研究”（项目编号：201243206）

的阶段性成果

中图分类号：F272.92 文献标识码：A

内容摘要：本文介绍了人-组织匹配的三种形式及测量量表，并通过问卷调查的方式对不同城市的553名企业员工进行了调查，从性别、年龄、学历、职位和工作年限等五个人口统计学变量来探讨员工对以上三种匹配是否存在显著差异，最后对结果进行了分析，提出了有益的管理建议。

关键词：人-组织匹配 性别 年龄 学历 职位 工作年限

人-组织匹配的概念与测量

（一）人-组织匹配的概念

匹配，又称契合，指的是一种相称、适应或胜任的状态。人-组织匹配，是指个体特质与组织整体之间协调一致的状态（Gregory等，2010），它从系统的角度看待人与组织之间的关系，因此受到了国内外学者和管理者的广泛关注，目前已成为人力资源管理领域的重要课题。

Chatman（1989）认为人-组织匹配是人与组织在规范、价值观方面的高度契合和一致。Muchinsky和Monahan（1987）认为匹配包含两种类型：一致性匹配和互补性匹配。一致性匹配是指个体在目标、价值观以及态度等方面与组织中的其他成员或组织文化具有相似性，互补性匹配是指个体拥有的独特资源可以满足组织的需要。Caplan（1987）则从人与组织互相满足对方需要的角度，将人-组织匹配分成个人需求与组织供给相匹配以及工作要求与个人能力相匹配。需求-供给匹配是指当组织满足个体的需要和偏好时，才能出现人与组织的匹配；要求-能力匹配是指当个体拥有组织所要求的能力时，才能出现人与组织的匹配。

Kristof（1996）在前人研究的基础上，对人-组织匹配的不同类型进行了整合，提出了人-组织匹配的整合模型，指出人-组织匹配包括一致性匹配和互补性匹配，一致性匹配指价值观匹配，互补性匹配则进一步分成需求-供给匹配和要求-能力匹配。Cable 和 DeRue（2002）以及Hinkle和Choi（2009）的研究也表明人与环境匹配是三维度的。由此，可以看出，人-组织匹配的完整涵义包括人与组织在三个方面的匹配，即价值观匹配、需求-供给匹配和要求-能力匹配。

（二）人-组织匹配的测量

对于人-组织匹配的测量，本文选用的是Cable 和 DeRue（2002）的英文测量量表，并采用“双向翻译”的方法将其转化为中文量表。具体做法是：首先请一位在国内获得博士学位并已在美国工作8年的专业人士将量表翻译成中文，然后再请英文专业的老师将其回译成英文，最后由专门研究组织行为学和人力资源管理领域的专家将其与原文进行了对比，来确保量表具有良好的内容效度，从而形成了中文版量表。具体内容如表1所示。

人口统计学变量的人-组织匹配差异分析

（一）样本的描述性统计分析

本研究以企业员工为调查对象，通过问卷调查的方式获取数据，调查范围涉及吉林、长春、成都、上海、北京、广州、深圳、沈阳、石家庄等多个城市，行业涉及化纤、电信、汽车制造、IT等多个行业，共收回553份有效问卷。研究样本的详细信息如表2所示。

（二）样本的T检验与方差分析

独立样本T检验是利用来自两个正态总体的独立样本数据，来推断两个总体的均值是否存在显著差异的一种统计推断方法。给定显著性水平α后，首先需要利用F检验来判断两总体方差是否相等。如果F统计量的p值大于给定的显著性水平α，则可认为两总体方差并无显著性差异，此时可进一步观察方差相等条件下的t检验结果，如果t统计量的p值小于或等于给定的显著性水平α，则可认为两总体均值之间存在显著性差异。相反，如果p值大于给定的显著性水平α，则可认为两总体均值之间不存在显著性差异。如果进行F检验时，F统计量的p值小于给定的显著性水平α，则认为两总体方差有显著性差异，此时需观察方差不相等条件下的t检验结果。

独立样本T检验是对两组数据均值是否存在显著差异的统计检验，如果组别在三组以上，则需要采用方差分析。方差分析所研究的是分类型自变量对数值型因变量的影响。当只涉及一个分类型自变量时，该分析称为单因素方差分析；涉及两个或两个以上的分类型自变量时，则称为多因素方差分析。本研究中主要采用了单因素方差分析的方法来推断总体均值之间是否存在显著差异，如果存在显著差异，接下来就要确定自变量的不同水平对因变量的影响程度如何，哪些水平的作用明显区别于其他水平，哪些水平的作用不显著。这就要用到多重比较的分析方法，多重比较是利用样本数据，对各个水平下的总体均值逐一进行两两之间的比较检验。由于所采用的统计量不同，多重比较有许多具体方法。方差相等时常采用LSD法比较，方差不相等时常采用Tamhane法比较。

本文采用独立样本T检验和单因素方差分析对研究样本的性别、年龄、学历、职位和工作年限进行统计分析。其中，对于员工的性别采用独立样本T检验，对于员工的年龄、学历、工作年限和职位采用单因素方差分析并进行两两比较，具体检验结果如表3、表4、表5、表6、表7、表8、表9、表10、表11所示。置信度水平为95%，两两比较只列出在统计上有显著差异的结果。

结果与分析

（一）性别的独立样本T检验

独立样本T检验结果表明（见表3），性别对价值观匹配、需求-供给匹配是有显著差异的，要求-能力匹配则无显著差异。男性与组织匹配程度更高，这可能与中国文化中男性占主导地位有关，长期以来人们形成了“男主外、女主内”的传统观念，导致了男性更注重工作和事业，女性更注重家庭。因此，组织给男性赋予了更多的权力和报酬，男性也更认同组织给自我带来的成就感和满足感。虽然随着女性受教育水平的提高，女性的工作能力与男性一样，都能满足组织工作的要求，但“性别歧视”现象仍然存在，使得女性在企业中总体地位不高，影响力小于男性，从而表现出了对企业价值观和企业回报的不认同。

（二）年龄的单因素方差分析

单因素方差分析表明（见表4），年龄对所有测量变量产生了显著的影响。也就是说，不同年龄的人在认同组织价值观、组织供给与个体需求、个体能力与工作要求等方面的匹配程度是不同的。从表5中可以看出，26-30岁的员工比较特殊，他们在所有测量变量上都与其他年龄组的员工有显著差异，与40岁左右或者年龄更大的员工差异最为显著，这可能是因为26-30岁的员工是80后，大部分为独生子女，个性强，习惯以自我为中心，经济转型及就业、住房等巨大压力使其处在不稳定的生活状态，价值观有了巨大改变，这些可能都是造成80后员工不同于老员工的原因。

（三）学历的单因素方差分析

单因素方差分析表明（见表6），学历对价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配等因素均产生了显著影响。从表7中可以看出，本科以下的员工在价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配方面要显著高于本科以上的员工。这可能是因为过去教育资源匮乏，年龄较大员工接受的学校教育较少，因而导致学历层次较低，但是这些员工通过多年的工作，积累了丰富的职业技能，在组织中可能也从事管理者的工作，因此对组织的整体认同感更高。

（四）职位的单因素方差分析

单因素方差分析表明（见表8），不同职位的员工在价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配等方面有显著不同。从表9中可以看出，基层技术工人在三种匹配程度上均与其他职位员工差异较大。这可能与目前工人的地位较低、待遇较差有关，在调查中得知，东北地区的一些大型国有企业，很多工人的收入低于2000元，因而他们组织认同感低，工作积极性不高。

（五）工作年限的单因素方差分析

单因素方差分析表明（见表10），不同工作年限的员工在价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配的感知是不同的。从表11中可以看出，工作10年以上的员工在价值观匹配、需求-供给匹配、要求-能力匹配等方面的感知都显著高于工作10年以下的员工。这可能是因为在一个组织中工作时间越长，对组织的情感越深厚，认同感也更高的关系。同时，工作年限越长，工作能力越能得到提高，员工从组织得到的回报也越高，这与我们的认知是相同的。

管理建议

通过以上分析，在进行企业管理时应该注意以下问题：

一是人-组织匹配的性别差异反映的可能是公平问题。因此，管理者应避免戴“有色眼镜”，消除“性别歧视”。随着教育程度的提高，女性也可以“委以重任”，发挥潜力。二是80后员工在人-组织匹配方面呈现出不同的特征，如何对新生代员工进行有效管理，应引起管理者的高度重视。三是制造性企业的产品质量往往与基层技术工人关系很大。基层技术工人与其他层次人员在人-组织匹配程度上差异较大，可能在某种程度上反映了他们对于工作报酬和工作内容的不满。因此，提高基层技术工人的报酬，增加教育和培训的机会，增强他们与组织的匹配度。四是员工在一个组织工作时间越长，与组织的匹配程度越高。如何提高员工的忠诚度、降低离职率是企业管理者着重考虑的问题。五是人-组织匹配程度因为采用主观填答的方式，在某种程度上反映了人们对组织的认同感。如何增强员工对组织的认同，可能人性关怀更为重要，“海底捞”的做法值得借鉴。

参考文献：

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

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

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

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

5.Kristof A L. Person-organization fit： An integrative review of its conceptualizations， measurement， and implications. Personnel Psychology. 1996， 49（1）

篇2

关键词 国有石油企业 员工敬业度 人口统计学变量 差异分析

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.

[3] Greenhalgh L，Rosenblatt Z . Job security：toward conceptual clarity[J]. Academy of Management Review，1984，9（3）.

篇3

关键词：离散选择模型；Logit模型；手机；品牌选择

中图分类号：F25文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）01-055-02

1 模型的选取

离散选择模型的研究真正兴起于19世纪50年代末，属于微观计量经济学的范畴。离散选择模型（discrete choice models），也被称为品质反应模型（qualitative response models），是由表示选择项集合在连续变量和离散变量之间存在的差异而引起的。通常而言，离散选择的主要模型有如下四种：Logit模型、GEV模型、probit模型、Mixed logit模型。本论文的研究采用Logit模型为工具。

2 数据收集与描述性统计分析

本论文的数据来源为国内某公司2006年对我国全国城市家庭的调查数据。本次调查共收集有效问卷998份，选取的变量有：(1)品牌；(2)受访者性别；(3)受访者年龄；(4)受访者教育程度；(5)受访者个人月收入。

其中，男性受访者为537人（53.81%），女性受访者为461人（46.19%）；受访者年龄小于29岁的有355人（35.57%），受访者年龄在30－39岁之间的有275（27.56%），受访者年龄大于40岁的有368人（36.87%）；受访者受教育程度为小学/初中/技校的有220人（22.04%），受教育程度为高中、中专的有312人（31.26%），受访者教育程度为大专及以上的有466人（46.69%）；受访者月收入在1000元以下的有317人（31.7%），1000-2000元的有363人(36.37%)，2000－3000元的有159人（15.93%），3000元以上的有159人（15.93%）。

3 数据分析

将手机品牌作为因变量，其他变量作为自变量，把整理出的998份样本输入SPSS软件进行多分变量Logit回归分析。SPSS软件通过运算可得出常数项b(b0,b1,b2,K) 的值，代入Logit模型，即得到不同人口统计因素对手机品牌选择的概率。

3.1 单人口统计因素对手机品牌选择的影响

(1)性别。将变量brand（品牌，0：其他，1：诺基亚，2：三星，3：摩托罗拉）作为因变量，由于样本量中“诺基亚”、“三星”和“摩托罗拉”三种品牌在调查到的二十多个品牌中所占比重超过60%，所以笔者仅研究这三种品牌，将变量值为“其他”的作为缺损值，不进行分析。由于变量sex（性别，1：男，2：女）属于分类变量，因此作为因素变量进行分析。

SPSS软件进行最终方程的有效性检验得出的Sig值为0.033，小于0.05，因此方程有效；利用似然比统计量检测每一个变量对方程的影响，sex变量的Sig值也为0.033，小于0.05，说明变量性别对方程具有重要影响。

参数估计统计量如表4所示。

由于男性sex值为1，女性sex值为0，因此截距简化了女性的Logit模型。因为所有的系数为负值并且有显著意义，所以可以看出，女性选择诺基亚和三星的可能性都要比男性大。分析表4可以发现以下现象：对于诺基亚，男性与女性消费者的差异不显著，其Wald的Sig值大于0.05；对于三星，男性与女性消费者间存在显著差异，其Wald的Sig值小于0.05。根据分析，不难得出方程组：

P（诺基亚）P（摩托罗拉）=e0.364-0.104(sex)P（三星）P（摩托罗拉）=e0.492-0.502(sex)

P（诺基亚）+P（三星）P（摩托罗拉）=1

（2）年龄。由于受访者的年龄在统计时被记录为年龄段区间，因此变量年龄（年龄，1：≤29，2：30-39，3：≥40）属于分类变量，作为因素变量进行分析。表4.10为不同年龄段区间消费者选择三种品牌手机的人数。

最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比统计量检测得出的Sig值也小于0.05，说明变量age对方程具有重要影响（参数估计统计量从略）。

（3）教育程度。同样，受访者的教育程度（1：小学/初中/技校，2：高中/中专，3：大专/大学/研究生）属于分类变量，所以作为因素变量进行分析。表4.13为不同教育程度消费者选择三种品牌手机的人数。最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比统计量检测得出的Sig值也小于0.05，说明变量受教育程度对方程具有重要影响。（参数估计统计量从略）。

（4）个人月收入。将受访者的个人月收入作为因素变量分析其对消费者手机品牌选择产生的影响时，发现最终方程的有效性检验得出的Sig值大于0.05，因此方程无效。可以得出结论，收入因素对消费者手机品牌选择产生的影响不大，不同收入水平的消费者在选择手机品牌时存在的差异不大。

3.2 多人口统计因素对手机品牌选择的影响

以上分析的结果显示出个人月收入对手机品牌选择的影响不显著，因此在进行多因素分析时，将不再把收入因素考虑进去。本研究分别考虑：（1）性别与年龄；（2）性别与教育程度；（3）年龄与教育程度三种情况。假如模型不能够通过检验，则说明这些变量之间可能会有较强的相关性，不适宜放到一起来考虑。

（1）性别与年龄。将性别变量sex和年龄变量age作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验和似然比统计量检测得出的Sig值均小于0.05，说明方程有效，且变量sex和变量age对方程具有重要影响。其参数根据统计量介于篇幅所限，此处从略。表6为同时考虑性别和年龄两个人口统计学变量的消费者选择三种品牌手机的概率。（2）性别与教育程度。将性别变量sex和教育程度变量degree作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验和似然比统计量检测得出的Sig值均小于0.05，说明方程有效，且变量sex和变量degree对方程具有重要影响。其参数估计统计量略。

（3）年龄与教育程度。将年龄变量age和教育程度变量degree作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.001，因此方程有效。年龄变量的似然比统计量检测得出的Sig值为0.001，说明变量age对方程具有重要影响；教育程度变量的似然比统计量检测得出的Sig值为0.098，变量degree对方程也有影响。其参数估计统计量从略。

3.3 多人口统计因素对手机品牌选择的综合影响

本论文利用性别、年龄、教育程度和个人月收入四个人口统计因素分析消费者的手机品牌选择行为。通过分析已得知个人月收入对消费者的手机品牌选择行为影响不大，故在进行综合分析时，仅考虑性别、年龄、教育程度三个变量。

利用SPSS软件进行最终方程的有效性检验得出的Sig值为0.000，因此方程有效；利用似然比统计量检测每一个变量对方程的影响，sex变量的Sig值为0.029，age变量的Sig值为0.000，degree变量的Sig值为0.089，说明变量sex、变量age、变量degree对方程均具有影响。其参数估计统计量见表6。

分析表6可以发现以下现象：30至39岁的与40岁以上（含）的消费者选择了相同品牌的手机；小学、初中和技校学历与大专、大学和研究生学历的消费者选择了相同品牌的手机，Wald的Sig值全部大于0.05；对于诺基亚，男性与女性消费者存在的差异不大。

根据Logit模型，可以计算出某个消费者对每种品牌手机选择的可能性。

例如我们可以计算具有高中学历的24岁男性消费者选择各品牌手机的可能性。

同理可推出，任何一类人口统计因素组合的消费者对每种品牌手机选择的可能性。

4 结论

分析研究数据结果10，可以得知：（1）男性消费者选择诺基亚的概率最大，三星的概率最小；女性消费者选择三星的概率最大，摩托罗拉的概率最小。（2）年轻消费者选择诺基亚的概率最大，摩托罗拉的概率最小；中年消费者选择三星的概率最大，诺基亚的概率最小；老年消费者选择摩托罗拉的概率较大，选择诺基亚和三星的概率相同。（3）教育程度较低的消费者选择三星的概率最大，摩托罗拉的概率最小；中等教育程度的消费者选择摩托罗拉的概率最大，三星的概率最小；教育程度较高的消费者选择诺基亚的概率最大，摩托罗拉的概率最小。

综合性别、年龄和教育程度三个人口统计因素来看，选择诺基亚概率最大的是教育程度较高的男性年轻消费者，概率最小的是中等教育程度的女性中年消费者；选择三星概率最大的是教育程度较低的女性中年消费者，概率最小的是中等教育程度的男性老年消费者；选择摩托罗拉概率最大的是中等教育程度的男性老年消费者，概率最小的是教育程度较高的女性年轻消费者。

参考文献

［1］P.E.Green, F.J.Carmone, D.P.Wachspress. On the Analysis of Qualitative Data in Marketing Research［J］. Journal of Marketing Research, 1977, 14 (2): 52 - 91.

篇4

关键词：职工；离职因素

中图分类号：F24文献标识码：A文章编号：1672-3198（2009）01-0183-01

1 员工离职的类型

员工离职可以分为两种类型：员工主动离职，是指离职的决策主要是由员工做出，包括所有员工主动辞职的形式；员工被动离职，是指离职的决策主要由组织做出，包括员工被组织解雇、裁员、退休或死亡。不同类型的离职给组织造成的影响不同。相对于被动离职来说，主动离职中有大部分是组织不愿意发生的。一般认为，组织中存在过高的主动离职对组织是不利的，例如组织中的人力资源规划工作会变的很难进行。因此，相对于被动离职而言，主动离职得到了研究者更多的关注。本文主要探讨的也是员工的主动离职。

2 员工离职意向的含义

员工离职意向是指公司员工想离开本公司或自身岗位，转向其他公司或其他岗位的倾向。 Price在其离职意向路径模型中将离职意图定义为：员工想离开本单位的程度。Mobley指出离职意向是离职行为中最具有预测力的变量，会影响真正的离职，认为探讨离职的最直接指标是离职意向，只针对离职意向的测试，便可预知影响未来离职的可能因素，并可借以改善措施，从而减少离职行为的产生。同样，离职意向在许多的研究发现中，也都指出其是离职行为的前因变量，是一个重要的预测指标。

3 员工离职上级因素相关问题研究

在大量关于员工离职倾向的学术研究中，上级因素往往是作为工作满意度或者是组织承诺中的某个因素来进行研究。如卢嘉与时勘经过大量的实证分析后认为，工作满意度主要由以下五个要素组成：对领导行为的满意度；对管理措施的满意度；对工作回报的满意度；对团体合作的满意度；对工作激励的满意度。俞文钊对 128名合资企业的员工工作满意度进行了研究，发现影响合资企业员工整体工作满意度的因素主要有个人特征、领导水平、工作特性、工作条件、福利待遇、工资报酬和同事关系。在我国的领导行为与工作满意度的相关研究中发现，领导对下属的体恤与下属的工作满意度呈正相关。此外，Nadim Jahangir在对孟加拉国电信业的实证研究中发现，员工对上级权利来源的感知将会显著影响员工的离职意向。笔者通过使用SPSS13.0对60份有效问卷进行了相关的人口统计学变量分析、描述性统计分析以及上级因素与员工离职意向的相关分析，得到如下结果：

从人口统计变量分析中，我们对零售行业的整体人力资源特点有了大体的了解，年龄上较年轻，学历水平并不高，收入水平也是居于行业的中低水平。

从对上级变量与离职倾向的描述性统计分析中，我们看到受访者对上级变量四个维度的总体评价都较高。其中评价最高的是工作激励，其次是工作分享，再其次是认同价值，最低的是关心利益。可以看出，零售行业高科技、高服务、高管理的特点使得人力资源政策上更注重激励与沟通。因为薪酬无法成为留人的主要因素，上级更倾向于通过激励员工，帮助员工进行职涯规划来留住员工。另外，员工对上级关心利益的评价最低，如上级是否会关心我的薪水问题，当我因生活上的特殊问题而影响工作时上级是否会因此惩罚我等等。这一方面反映了在私营企业，对工作和生活冲突的处理上欠缺人情味，往往更注重原则和责任。另外一方面也反映了外资零售业并不是实行彻底的本土化，许多政策都是由总部决定，本土的管理人员在某种程度上并没有太大的发言权，比如该不该加薪以及多大比例的调薪等。

篇5

[关键词] 产业集群 人才集聚 组织吸引力

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

[4]倪鹏飞:中国城市竞争力理论研究与实证分析[M].北京:中国经济出版社, 2001

篇6

一、旅游客源市场结构理论

旅游客源市场按消费者地理区域分布、时间分布及旅游动机类型可划分为旅游客源市场空间结构、时间结构、旅游类型结构。

美国著名旅游市场学家埃塞尔等人，按旅游者流向将旅游市场分为一级市场（即游客数占目的地接待总人数比例最大，一般达40%～60%的客源市场）、二级市场（即游客人数在目的地接待总人数中占相当比例的客源市场）以及目前来的人数尚少的机会市场（也叫边缘市场）。旅游客源市场空间分布集中性可用地理集中指数来定量分析，其模型为：

G为客源地的地理集中指数；Xi为第i个客源地的游客数量；T为旅游地游客总量；n为客源地总数。G值越接近100，游客来源越集中，旅游经营越不稳定；G值越小，则客源越分散，客源市场越稳定。

旅游客源市场随季节的不同而发生变化，因为对某一旅游地来说，不同的季节，其气候不同，加之存在一些影响客源季节性变化的社会因素（如节假日、传统习俗等），因而会出现旅游淡、旺季。

此外，旅游客源市场按消费者人口特征还可划分为年龄结构、性别结构、职业结构、文化层次结构、收入结构等。

为了适应不断变化的市场环境，在激烈的竞争中获得生存与发展，各旅游地、旅游企业必须研究旅游客源市场结构，明确自己的客源市场目标，以便对自己的旅游产品进行正确的定位，制定切实可行的客源市场规划，调整旅游产品经营组合，制定合理的价格政策，并集中人力、物力、财力等，选择最佳的宣传促销渠道，有针对性、有秩序地开拓自己的客源市场，以提高旅游客源市场占有率和旅游经济效益。

本文拟以全国百强县之首的江苏省江阴市为例，在对调查样本的社会人口统计特征和旅行特征，以及旅游者旅游动机正交旋转因子分析研究的基础上，对江阴旅游客源市场进行了较为深入地比较分析。

二、资料来源与研究方法

笔者于2013年6-7月，对江阴旅游者进行了当面问卷调查。发放问卷720份，回收有效问卷494份，有效回收率68.61%。

问卷包括三部分内容：被调查者的人口统计特征及社会属性、旅游行为特征、旅游动机表述。其中动机表述共21项，要求被访者用1（非常不同意）～5（非常同意）的等级方法来回复自己对旅游动机的表述，采用SPSS软件对调查数据进行分析处理。首先，对问卷的第一、二部分数据进行描述性统计分析和交互分析，考察目的地游客的人口社会统计学特征以及不同组别旅游者的决策等行为；然后，采用主成分分析法和其他相关数据分析方法对第三部分的动机进行归纳分析。

三、旅游者的背景特征研究

（一）客源地特征

根据数据分析结果发现：来江阴的游客中本省的占34.4%；江苏、上海和浙江、安徽所占比例也很大，四地之和达61.6%，这些地区距目的地较近，经济较为发达，居民旅游意愿较为强烈；其次是福建、河南以及山东等省也占据一定比例，这主要是由于这些地方在江阴做生意或是打工的人较多，这些人利用假期或闲暇时间到江阴旅游资源旅游的缘故。在客源调查中，江阴本地游客所占比例较高，这于江阴所有旅游景点只对本地市民免费开放有一定关系。总的来说，客源的距离衰减原理表现的非常明显，出游距离较短，中短途的旅游者占绝对多数。

（二）人口统计学特征

如表1所示：在年龄分布上，25―44岁的游客比例最高，这主要由于调查选择在非节假日期间进行，在旅游景区游玩的大都是本地市民和外地旅游者，45-64岁游客占25.7%，高于全国平均水平，其中很大一部分是单位组织的商务会议或奖励旅游。15―24岁的比例达18.8%，很多是工厂里打工仔打工妹利用休息时间一起出来游玩。14岁以下的比例最小，仅占0.8%。小孩主要是部分家长带孩子出来一起亲子游。

在文化程度上，由于受调查的游客中江阴本地游客较多，而江阴由于经济发达，教育重视，所以，江阴本地市民的文化水平普遍较高，同时，江阴由于重视人才的引进和培养，因此在以本地游客居多的旅游者中，高中以上的旅游者占90.5%就不足为奇了。

在月收入水平上，500元以下的占20.4%；500―2000元的中等收入人群居多，占37.8%；2000元以上的高收入也占相当比重，达到22.5%。与之相对应的是出游者的职业构成，企事业管理人员和文教卫生/专业技术人员占到34.2%，其次为学生为16.3%，服务销售商贸人员11.2%，职业构成与学历以及收入水平存在显著的正相关。

四、旅游者决策与动机行为研究

（一）出游方式

江阴游客以散客为主，占46.8%；其次是参加旅行社，占27.6%；再者是单位组织的福利、奖励旅游占16.3%，最后是因公务、出差、开会顺便出游的，为9.2%。其中，散客出游方式，又以家庭和亲朋结伴出游为重。总体来说，江阴旅游喜欢结伴出游，乐意与身边的人分享旅游经历。

（二）旅游信息来源

相关群体的介绍是主要的信息渠道，包括亲朋的推荐和旅行社的推介，分别占28.7%，9.3%，其中亲朋的推荐的28.7%是所有信息来源渠道中比例最高的，由此可以看出口碑对于游客的旅游决策起到异常重要的作用。另外一些白领倾向于在网站搜索旅游信息，比例为13.4%。这个比例也较高，说明在现代网络时代，大众对于信息的来源已经开始依赖于网络；最后广播电视的宣传手段作用也比较大，达到16.4%。而报刊杂志和旅行社推荐比例是最低的，只有10.1%和9.3%。

（三）主要交通工具

受客源地的影响，到江阴旅游所选交通工具主要以汽车为主（54.7%），另外私家车所占也比例非常高，达到23.1%。在客源市场开发过程中要特别关注自驾车旅游市场的特点和需求。

（四）旅游者的出游动机研究

使用SPSS16.0对江阴市旅游者旅游动机进行因子分析，首先对21项旅游动机描述项进行KMO统计量分析和巴特勒球形检验。KMO值=0.819，大于0.7，说明作因子分析的效果较好。巴特勒球形检验的 概率是0.000，说明数据具有相关性，适宜做因子分析。采用主成分萃取方法提取公因子，并使用方差最大化正交旋转法对提取的公因子进行旋转，以使公因子有较满意的解释。以特征根大于1、因子负荷大于0.4为标准，可得5个动机因子，共解释54.9%的方差，能够概括江阴市游客主要旅游动机：

第一个动机因子包括9个变量，如考察学习、慕名而来、体验不同的生活风格、增长见识增加知识等，命名为“考察体验”动机，解释总方差的17.33%；第二个动机因子包括观赏美丽的风景、身体心理放松休息、处于平静的气氛中等，命名为“游憩放松”动机，解释总方差的16.95%，前两个动机因子解释方差最多，是解释江阴市旅游者动机差异的最主要因素；第三个动机因子包括探亲访友、和家人朋友在一起、带孩子游玩增长见识，命名为“增进亲朋感情”，解释总方差7.67%；第四个动机因子包括商务公务会议需求和建立友谊发展关系两个变量，命名为“商务/公务关系”动机，解释总方差6.97%；第五个动机因子只有一个变量，命名为“宗教”动机，解释总方差6.00%。

五、江阴客源市场的开发构想

（一）明确并选择合理的客源市场目标层

根据对江阴旅游者客源地特征分析，江阴旅游者主要客源地应该重点锁定在华东及华东周边地区。

华东地区，特别是以上海为中心的长江三角洲，是我国经济比较发达、城市密集、人口稠密的地区，出游能力较强，加之，江阴是长三角地区的几何中心，交通发达，在本区内可达性较好。因此，该区应成为江阴市国内首选市场。华东周边地区距江阴也不远，在现代交通的背景下，华东周边的游客可以很方便的通过飞机、高铁、高速公路直达江阴。事实上，华东周边地区如福建、湖南、河南等地区在江阴市国内客源市场中已占一定比例。这地地区可进行适度的宣传促销，以作为江阴市国内客源市场的补充。

（二）加强区域合作

华东地区旅游资源丰富，区内集中了35处国家级风景名胜区，还有许多著名的旅游城市，已形成一定的旅游网络。南京市无论在资源开发方面，还是在促销方面，都应该与片内其他地区加强合作，这样可以形成优势互补，还可以借助周围旅游区，提高自己的知名度，扩大自己的客源市场。如上海是著名的国际化大都市，其国内、境外客源市场都很大，其每年境外游客数达100多万人次，国内年流动人口达1亿人次，江阴距离上海只有198公里，沪宁高速、沿江高速、京沪高速、京沪高铁等多条交通线路直通上海，如能与上海方面合作，将上海的部分游客中转过来，那将是一个可观的数目。

（三）加大宣传促销力度

根据江阴旅游者的信息来源分析，江阴在客源市场的开发中一定要加大投入重点可以采取以下方式：（1）采用多种形式的广告，如在具有标志性的江阴长江大桥两边设置大型广告牌、在车站候车厅运用大屏幕广告等；（2）编印各种介绍江阴的小册子，并可作免费赠送尝试；（3）拍摄江阴旅游风光录像片，在国内外电视台播映；（4）运用广播电台向国内外广播宣传；（5）建设江阴自己的旅游网站，并加强在网络上进行江阴旅游形象的推广；（6）与其他地区联合宣传。此外，江阴旅游宣传要多走出去，多参加国内国际旅游方面的展销、促销活动等等。总之，可以通过不同渠道形成全方位、多层次的海内外促销网络。

（四）加快软、硬件建设，塑造良好的旅游城市形象

近年来，江阴的旅游基础设施、服务设施有了很大的改善，但还不尽如人意，尤其是市内道理狭窄、交通拥挤状况未能有效地改变，连接各个旅游景区的交通系统还未建成，市容市貌、卫生状况也有待进一步改观。因此，要尽快加强基础设施建设，改善城市旅游环境，进一步提高服务质量，树立良好的旅游城市形象，打造江阴在旅游者心中的良好口碑，使江阴市的旅游业再上一个台阶。

参考文献：

[1]保继刚，楚义芳.旅游地理学[M].北京：高等教育出版社，1999.

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关键词：离职；影响因素；工作满意度

我国正处在经济社会转型阶段，复杂的全球经济形势和我国经济体制的改革给企业的发展带来诸多的困境。企业要谋求发展就必须依托人才，然而如今企业员工的离职现象普遍，这给企业管理者带来了巨大的挑战。我国学者对员工离职的研究开展的较晚，但也取得了一定的成果，特别是对于离职影响因素做了许多深入的研究。本文主要从学术角度关注近几年我国关于员工离职影响因素的研究现状，希望能对有关员工离职的研究做出一些帮助。

1.离职概念的界定

员工的离职离职指的是从组织中获取物质利益的个体终止其组织一成员关系的过程[1]。离职倾向是员工在一个组织工作一段时间，经过思考后蓄意要离开组织，也就是员工产生离开组织的想法。员工的离职倾向与最终的离职行为有着极其紧密的联系，国外的研究（Carsten&Spector，1987）认为它是员工离职行为产生的最重要的前因变量，能够极好的预测员工的离职行为。本文关于离职影响因素的相关研究也着重关注离职倾向影响因素的相关研究。

2.样本选取

为了研究资料的完整性，能够更好地从总体上把握我国有关离职影响因素的研究现状，本文以中国知网数据库为载体对有关文献进行搜索。本文选取学术期刊为研究对象，而且为了期刊的权威性本文将文献的来源设置为来源于CSSCI，以确保期刊文献的质量。由于采用篇名对检索词进行搜索可以较为完整和有针对性的获得所要的文献，因此本文在期刊的搜索过程中以篇名为“离职”、“人员流失”、“人才流失”、“员工流失”、“流失率”进行文献的搜索。本文的搜素范围选取2004至2014年，截止的搜索时间为2014年12月26日，因数据库的更新较文章发表晚，因此可能有截止日期前发表的文章未出现在搜索的文章中。以上述检索词进行的篇名搜索共搜集到期刊469篇。本着规范的学术期刊的原则，本文对上述469篇文献又进行人工筛选，将短评性文章与介绍性的文章剔除，留下与本文研究主题相关的科学性论文，剔除后留下本文主要研究对象的期刊有182篇。

3.研究现状分析

3.1文章年度分布

根据所搜集到的文献的情况，统计2004至2014年份的文章发表数量情况如图1所示：

3.2离职影响因素的归类分析

有关离职影响因素的分析，国内学者的成果主要可以归类为三类：个体因素、组织因素、社会环境因素。各个类别相关研究变量的情况如下表所示：

3.3主要研究观点

3.3.1 个体因素

（1）重要的人口统计变量分析

国外学者关于影响离职的人口统计学变量研究进行得比较早，我国学者也研究了中国背景相关人口统计变量对企业员工离职的影响，发现如年龄、是否已婚、学历、性别等变量与离职有着较大的关联度。

关于年龄对离职的影响，国外有研究认为年龄与离职有着重大的关系，而且其与离职为负相关即年龄越大，其离职的可能性越低（Manlove & Guzell，1997）。对于婚姻状况与离职的影响，国外研究表明已婚的员工比未婚的员工离职率更低（Garrison & Muchinsky，1981；Watson，1981）。学历的高低对于离职而言也具有很大的影响，一般研究认为受教育程度与离职的关系呈正相关关系，即受教育程度越高离职的概率越高（Cotton & Tuttle， 1986；Berg，1991）。性别对于离职的影响，目前存在较大的争议，有的研究认为女性的离职率比男性更高（Cotton & Tuttle， 1986），有的学者认为男性更容易离职（Chen & Francesco，2000）。

我国学者关于年龄、婚姻状况的研究结论基本与国外的研究相同，如孙海法等（2004）通过对MBA学员的离职研究发现MBA学员的离职意向随着年龄增长而降低，未婚学员的离职意向高于已婚学员。关于受教育程度对离职的影响我国学者的观点与国外研究有所不同，如学者徐芳和夏瑛（2012）通过对酒店从业人员的数据进行研究发现本科及以上学历的从业人员相对比较稳定，高中以下及大专层次的从业人员的离职倾向相对严重，这与国外的研究结论受教育程度越高，离职意向越高有所不同，可能的原因是此次调查的是酒店员工，服务业的工作性质可能对员工的离职有所影响。性别对于离职的影响也引起了我国学者极大的关注，在对酒店从业人员的研究中学者徐芳和夏瑛（2012）发现男性的离职倾向大于女性，他们还研究了一旦离职，男性继续从事酒店业的概率小于女性。

（2）重要心理变量：工作满意度与组织承诺

通过对所搜寻到的有关个体层面的离职影响因素文章的分析发现我国学者对于工作满意度、组织承诺这两个个体态度变量的研究较多，而且国外的许多研究也表明工作满意度与组织承诺是研究员工离职的重要心理变量[2]。

时勘（2001）认为工作满意度是指员工对工作以及工作有关的活动的一种情绪体验。国外大多数学者的研究认为工作满意度与离职行为有着负向影响关系，如Mowday（1982）通过研究证实了工作满意度与离职呈负影响。我国学者（王玉梅等，2008；叶仁荪等，2005；沈伟晔等，2012）在中国情境下也验证了工作满意度对离职的负向影响。然而有些研究也给出了不同的结论，如舒小兵等（2011）通过对家族企业的员工做调查时发现工作满意度对离职的影响在家族内部员工身上不明显，这可能是与员工的身份有关系[3]。

组织承诺最早由Becker提出，他认为组织承诺是员工随着对组织投入的不断的增加而不得不留在组织的一种心理现象。我国学者对组织承诺与离职影响的研究也基本从整体上验证了国外学者得出的相互之间负向影响的结论，只是在某些组织承诺维度上的结论有所不同。有的学者从Meyer与Allen（1991）提出的情感承诺、持续承诺、规范承诺三个维度进行研究，如田辉（2014）认为三个维度均对离职有显著影响，而情感与持续承诺对离职的作用明显大于规范承诺。基于中国情境，我国许多学者参照了凌文辁等（2001）提出了组织承诺五维度的划分，将组织承诺分为感情承诺、规范承诺、理想承诺、经济承诺、机会承诺[4]。如黄昱方等（2009）研究认为五个组织承诺维度都对离职有显著的影响，其中理想承诺与经济承诺的影响作用较大。

3.3.2 组织因素

（1）工作相关变量研究

我国学者学者关于影响离职的工作相关变量的研究主要集中在工作特性、工作环境、工作时间三个方面。如王振源等（2006）通过以一家通信设备公司的员工为研究样本得出结论：工作负荷与工作单调性对离职有正向影响，工作自主性越高员工的离职意图越低。张利（2009）通过高校图书馆工作人员的研究验证了工作本身挑战性对离职有着显著的影响关系。张升飞（2011）基于829份来自全职员工的有效问卷研究分析认为员工的期望工作时间与实际工作时间有落差者对离职的倾向最高。徐荣等（2009）对知识员工的离职倾向关键因素做研究时发现在薪酬、可选择工作机会的主观感知、工作环境、连续性承诺四个关键影响因素中工作环境对于员工的离职有最大的影响作用。

（2）薪酬与职业发展

薪酬一直是研究离职问题关注的重要影响因素，而关于薪酬对离职的影响主要关注的是薪酬外部竞争性与薪酬内部公平性对于离职的影响。我国学者罗旭华（2004）对饭店知识员工的离职研究时发现由于饭店的薪酬相对其他行业而言较低，这对员工的离职造成了影响，合理、高薪的薪酬制度仍是吸引知识员工的主要因素之一。对于薪酬内部公平性对离职的影响，观点比较一致，学者的研究结论也基本都表明薪酬的分配公平对离职有显著负向作用。如夏春等（2007）、谭春平等（2013）均对组织薪酬的分配公平与离职的显著负向作用做了验证。

职业发展主要包括员工的培训与职位的晋升，员工对于自身职业发展往往比较关注。大多数研究都认为职业发展对于员工的离职有着较大的负向影响关系，如侯慧清（2007）与魏江茹（2009）通过相关数据的研究验证了组织提供学习培训的机会与晋升空间大会降低员工的离职行为。而一些学者也发现职业成长对离职的影响作用会受某些因素削弱，如袁庆宏等（2014）通过对200多名企业知识员工的调查发现组织认同会在职业成长与离职的影响中起调节作用，在高组织认同的情况下，职业成长对离职的影响作用会比较小。

4.研究评价

本文对近十年的员工离职影响研究进行了归类分析，将影响因素归类为：个人因素、组织因素、环境因素。许多的研究都主要讨论个体与组织的影响因素，而关于环境对离职的影响研究较少。在个体因素研究方面，一些人口统计变量对于离职的影响还存在争议，需要对这些不一致的原因进行进一步的分析。员工的离职也受所在组织的自身质量影响，组织质量是指组织各种满足规定或潜在需求的特性总和。而现有的研究只是零散的分析了组织质量的相关因素，因此在今后的研究中有必要系统全面的研究组织质量对员工离职的影响因素。（作者单位：福州大学经济与管理学院）

参考文献：

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

[2] Arnold H.J，Feldman.A Multivariate Analysis of Determinants of Job Turnover Journal of Applied Psychology，1982，（67）：350-360.

篇8

1. 被试

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。

课题组将进一步学习国内外有关职业生涯规划的相关理论，理清思路，提出问题。尝试创新高中生职业生涯规划的途径，构建符合本校实际情况的高中生职业生涯规划的指导模式，促进学校特色发展。

篇9

【关键词】延迟退休政策；珠海市；回归模型

中国老龄化程度严重，是全球唯一的老年人口过亿的国家，据联合国统计，到本世纪中期，中国将有近5亿人口超过60岁。为应对人口老龄化现状，中国有望于2017年正式出台实行延迟退休方案，为落实好延迟退休政策。珠海市作为经济特区，政策优势、地缘优势、人才优势、经济优势明显，探讨珠海市作为试点城市的可行性具有重要意义。

一、有关延迟退休政策研究文献综述

1.国内文献综述

通过查阅资料，雷勇和蒲勇健发表的《基于给付确定制的最优退休年龄经济模型分析》为员工选择最优退休时机提供了参考依据； 2012年，张文学和任彦霏发表题为《人口年龄结构变动下的最优退休年龄动态模型构建与应用――以陕西省为例》，探究实现社会福利最大化O最优退休年龄模型；到2013年，李含伟和汪泓基发表《基于个人幸福最大化的最优退休年龄分析与柔性退休制度仿真》，该论文考虑了个人获得的物质享受与个人对社会的奉献价值。

2.国外文献综述

国外学者探究最优退休年龄文献较早，其中较为重要的研究有： 1984年Gary・ S・ Fields运用劳动力供给模型，对国民收入结构、养老保障等因素进行实证分析，证明其会影响退休行为；2008年，Jonathan・Barry ・Forman探讨退休年龄与人口统计学的关系，初步拟出养老金法案，为公共政策制定参考依据。2009年，Michael Tucker和Juan A.Lacomba两位学者定量分析分别给出在正常市场和消极市场下最优退休年龄应该在62q，且法定退休年龄也受到政治与经济因素影响的结论。

综上所述，中国对延迟退休年龄问题争论已久，但与国外成熟国家的退休年龄相比，中国学者研究最优退休年龄着重考察个别因素进行定性分析，定量分析文献较少。本文在前人验证延迟退休年龄合理性的基础上，建立logistic回归模型，侧重对相关数据进行定量的实证分析，进一步论证了珠海市延迟退休的可行性。

二、珠海延迟退休可行性探究

中国社会科学院社会保障实验室特约研究员孙永勇等学者认为最佳退休年龄与参加工作年龄、退休年龄、死亡年龄、名义利率、退休前死亡概率、个人效用之间可建立数据模型，根据历史数据测算得出城镇就业人员最有退休年龄达64.14岁。中国人力资源和社会保障部表明将制定出台渐进式延迟退休年龄政策，城镇就业人口法定标准退休年龄有望达到男性65周岁，女性60周岁。

1.珠海市延迟退休政策定性分析评价体系

为探究珠海市就业人口退休年龄，充分利用评价模型和预测模型，定性分析4个关键因素：人口平均预期寿命、人口老龄化、劳动力供求关系、市民受教育程度，得出“延迟退休”科学可行的制度设计。

假设：

（1）4个国情指标对于延迟退休影响等值。

（2）假设研究延迟退休对某一指标的影响，其他指标值忽略不计。

（3）影响珠海市与影响中国退休年龄的因素基本一致。

根据珠海市统计局数据可知，第一，随着珠海经济的发展和人民生活水平的不断提高，人均预期寿命不断延长，珠海市的人口老龄化呈增长趋势，2010年珠海全市人口的平均预期寿命为80.2岁，而珠海市2015年全国1%人口抽样调查主要数据公报显示珠海全市人均预期寿命提高到82.5岁，居广东省之首；第二，退休年龄与受教育年限延长不相适应，受教育程度与受教育年限成正比，维持原来的退休年龄规定，劳动力可能处于人力资本高峰期退休，造成人力资本的浪费；第三，退休年龄与人口老龄化趋势不相适应，社会保障压力增大。

珠海市延迟退休政策定性分析，延迟退休年龄政策在珠海市同样具有可行性。

2.Logistic回归模型进行定量分析

通过调查问卷的方式，以调查者愿意频率来反映延迟退休年龄政策是否可行的概率。Logistic回归分析方法是对定性变量的回归分析。在实际问题中，是否实施延迟退休政策，确定延迟与不延迟两个变量。

设因变量y是0-1型，自变量为j x （j=1，2，3）。设y=1时的概率为p，则Logistic回归方程为

根据职业类型的划分，从事业单位、企业单位和体力劳动者三个角度对P值进行计算。P1代表事业单位中愿意退休的频率，P2代表企业单位中愿意退休的频率，P3代表体力劳动者中愿意退休的频率。

模型估计的结果可以写为：

综上，通过建立logistic模型，显示出中国人均GDP与人均公共管理、社会保障和社会组织固定资产投资额对退休年龄有显著影响，人均GDP的增加有助于延迟退休政策的实施。

三、研究结论和建议

1.将珠海市作为延迟退休试点城市具有可行性

本文对珠海市延迟退休政策定性分析评价体系，得出延迟退休政策χ楹J芯济发展、劳动力市场优化、教育可持续发展和珠海整体战略布局这四方面都有积极意义。

结合中国与珠海的数据进行定量的实证分析，建立logistic回归模型法，得出人均GDP与人均公共管理、社会保障和社会组织固定资产投资额系数的t统计量都高度显著相关，且所有系数都具有正确的符号，表明人均GDP与人均公共管理、社会保障和社会组织固定资产投资额系数这两个变量共同对愿意延迟退休有显著的影响，延迟退休方案在珠海市实施具有可行性。

2.建议推行弹性退休制，完善养老金给付机制

实行弹性退休制，意味着城镇人员可以根据自身健康状况和工作意愿在55岁到65岁之间选择合适的时间来办理退休手续。养老金与退休年龄相挂钩，可提高参保人员的缴费积极性、减轻社会养老压力，还可有效避免富有劳动力人员提前退休。能够积极引导劳动力市场，充分发挥市场机制在退休决策中的作用，使得个人在退休决策时选择的方案可以达到最优化。

政府应当制定退休年龄的指导性政策，制度设计与利益激励相符，鼓励各地区因地制宜，实行弹性退休制。政策制定与实施过程动态监管，避免养老金缺口影响社会保障制度的可持续性，建立完善的养老制度也有利于社会公平与效率的实现，将养老金的给付水平与退休时间紧密联系起来，可以根据不同的退休时间调节养老金的给付，从而体现养老金收缴及发放的公平与效率结合。

四、结语

珠海市作为经济特区，具有经济创新创优的政策优势；地处珠江口西岸，与香港隔海相望，与澳门陆地相连，具有独特的地缘优势；以“蓝色珠海高层次人才计划”为核心的战略布局，具有人才优势；建设发展建立在中国改革开放30多年的有益成果基础上，经济增长保持中高速，产业结构迈向中高端，开拓“生态文明新特区、科学发展示范市”建设新局面，具有显著的经济优势。有作为退休政策试点城市的优势。

紧随国家改革，发挥优势，通过试点城市效用带动作用，将对珠海市的发展产生深远的影响。对延迟退休政策的探究，契合社会需求，有利于提高广大人民群众对延迟退休问题的重视程度，有利于社会发展进步。中国学者研究最优退休年龄着重考察个别因素进行定性分析，定量分析文献较少。本文在前人验证延迟退休年龄合理性的基础上，侧重对相关数据进行定量的实证分析，进一步论证了延迟退休政策的合理性，得出珠海市作为延迟退休政策试点城市的可行性，并提出推行弹性退休制，完善养老金给付机制的建议。日后，研究会继续数据收集、社会调查工作，在模型中增加要素研究，持续关注延迟退休政策的出台及影响。

参考文献：

[1]王甜.我国最佳法定退休年龄的趋势分析与数学建模[D].江西理工大学，2012.

[2] 汪海菊，高广阔，张腾化.中国最优退休年龄测度方法研究综述[J].改革与开放，2015，（7）.

[3] 李含伟，汪泓. 基于个人幸福最大化的最优退休年龄分析与柔性退休制度仿真[J]. 上海经济研究. 2013（08）

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[关键词]人口素质 经济发展 主成分分析法 实证分析SPSS软件

一、引言

改革开放至今，中国就业人口素质发生了极大的变化，并深深地影响着中国经济的发展。本文立足于对就业人口素质和经济增长关系的研究得出其间有较强的正相关性。因此，政府在加快经济建设过程的同时要加大对教育的投入，使社会进入人口素质促进经济发展，经济发展提升人口素质的良性循环中。

二、研究现状

国内外对人口素质与经济增长关系的研究主要有两大方向。

第一，对人口素质定量分析的研究。屈云龙和许燕(2010)在借鉴“人口素质指数”（PQLI）三大指标的基础上，将人口素质划分为身体素质、文化素质和劳动技能素质三大方面，并在每个方面中给出了具体的统计指标。然后用主成因分析法计算和分析了江苏省的人口素质，结果发现各省辖市人口素质发展状况存在明显差异。肖周燕(2007)将人口素质分为身体素质水平、文化素质水平、劳动技能素质水平和道德素质水平四个方面，并确定了各个方面的具体指标。在此基础上，用AHP（层次分析法）评价人口素质水平。张强和钱建明(1993)选用标准化总死亡率、婴儿死亡率、12岁以上人口的识字率及人均工农业总产值四个指标，用多维标度法评价了我国10个少数民族的人口素质。钱金平(2001)选取了平均寿命、维尔威克指数、智商、非残疾比重，6岁及以上人员大学、中学、非文盲比重等7个指标及其权值分配方案，运用灰色系统理论方法，综合定量评价了人口素质。张强，张霜红，钱建明和张菊英(2003)选取了出生时预期寿命、人均工农业产值、婴儿死亡率、生育率、15岁以上人口识字率等5个指标，利用灰关联聚类法对我国14个主要少数民族的人口素质进行了聚类分析和评价，并探讨了此方法的特点和效果。

第二，对人口素质与经济增长关系的研究。沈百福和杜晓利从人均受教育年限与经济发展的关系、各级教育的人口比例与经济发展水平两个角度考查了人口素质与经济发展的关系。张邦辉,谭伟和邓淼从人力资本角度，运用人均受教育年限法度量了中国各地区不同年份的劳动力受教育状况，并用聚类和线性回归法分析了近20多年来中国各地区人均受教育年限与经济增长的关系。宋光辉[通过关注研究教育与经济增长作用的重要文献,发现对教育与经济增长关系的认识经历了四个阶段，20世纪60年代的重视阶段，70年代的争论和置疑阶段，80年代的理性回归阶段和90年代以来的重拾信心阶段。程前昌依据1994年~2006年经济发展水平与人口文化素质的统计资料，选取人均GDP和接受过不同教育程度的人口比重作为经济发展水平和人口文化素质的衡量指标，对经济发展水平与人口文化素质进行相关分析。黄春燕运用SPSS软件对人口素质指数EDI和GDP进行相关分析和回归分析，求得GDP增长的预测模型。

三、我国人口素质的实证分析

1.人口素质评价指标体系的构建。在本文中，笔者把人口素质划分为身体素质、文化素质与劳动技能素质三个方面，在每个方面中，选取了具体的统计指标，最终构建了我国人口素质的综合评价体系，如图1所示。

(1)身体素质评价指标体系。身体素质是人口素质的最基本方面，它严重影响着其他各方面素质的提高。在对人口身体素质的衡量中，笔者选取了婴儿死亡率（‰）（x1）、5岁以下儿童死亡率（‰）（x2）、劳动年龄人口比例（%）（x3）、传染病发病率（甲乙类法定报告传染病发病率）（1/10万）（x4）、患病死亡率（甲乙类法定报告传染病病死率）（%）（x5）这五个指标构建了身体素质评价指标体系。这5个指标的数据都来自于《中国卫生统计年鉴》。

(2)文化素质评价指标体系。笔者选取了大学毛入学率（%）（x6）、未上过小学的人数占总人口的百分比（%）（x7）、每十万人在校大学生人数（x8）和人均受教育年限（x9）这四个具体指标来综合评价人口文化素质。其中，x6的数据来自于《中国教育统计年鉴》，x7和x8的具体数据来自于《中国统计年鉴》，x9的数据由《中国统计年鉴》和《中国人口统计年鉴》的数据计算而得。

(3)劳动技能素质评价指标体系。劳动技能素质的高低决定了一个国家生产效率的高低，严重影响着这个国家的技术水平和综合竞争力。本文选取了每千人从事研究与发展的科学家和工程师数（单位：万人年）（x10）、每万人专利批准申请量（国内专利申请授权数）（x11）和从业中大中专及以上人口比例（%）（x12）来综合评价我国的劳动技能素质水平。其中，x10和x11的数据来源于《中国科技统计年鉴》，x12的数据来源于《中国人口统计年鉴》。

2.我国人口素质水平的主成分分析。本文选取的一些数据不是比率数据，首先利用SPSS17.0对数据进行标准化处理。接着对标准化的数据进行主成分分析，经过KMO与巴特利特球形检验得到，KMO为0.629，Bartlett球形检验统计值为386.465，自由度为66，p值为0.000，这说明数据适合做因子分析。

运用SPSS17.0进行主成分分析，得到各主成分的方差贡献率和累计贡献率如表1所示。在此，根据以下两个标准提取公共因子：第一，特征值大于1；第二，累计方差贡献率大于80%。由表1可以看出，第一个公共因子的特征值为10.705，远大于1，且它的累计方差贡献率为89.212%，大于80%的标准。据此，可以认为第一个公共因子基本描述了所有变量的变化，因此提取的公共因子为1个。

表2为因子载荷矩阵，它能够说明提取的公共因子在各变量上的载荷。从表中可以看出，提取的公共因子对所有变量都有载荷，且载荷绝对值大多数都大于0.9，这说明提取的主成分从各个方面综合衡量了我国的人口素质，代表了我国的人口素质状况，因此将提取的主成分命名为“人口素质综合因子”。

因为提取的主成分只有一个，所以这个主成分的因子得分就是综合得分，综合得分如表3所示。

四、我国经济发展水平的实证分析

1.经济发展水平评价指标体系的构建

在本文中，选取人均GDP（y1）、货币供给量（y2）、中国历年人均收入水平（美元）（y3）、财政收入（万元）（y4）、进出口差额（亿美元）（y5）和全社会固定资产投资（亿元）（y6）来综合衡量我国的经济发展水平。其中，y1、y2、y4、y5和y6的数据来源于《中国统计年鉴》，y3的数据来源于《世界银行统计年鉴》。

2.我国经济发展水平的主成分分析

首先用SPSS17.0对原始数据进行标准化处理。接着对标准化后的数据进行主成分分析，经过KMO与巴特利特球形检验得到，KMO为0.659，Bartlett球形检验统计值为260.088，自由度为15，p值为0.000，这说明数据适合做因子分析。

运用SPSS17.0进行主成分分析，以特征值大于1和累计方差贡献率大于80%为标准提取公共因子。得到各主成分的方差贡献率和累计贡献率如表4所示。从表中可以看出，第一个公共因子的特征值为5.784，远大于1，且它的累计方差贡献率为96.407%。据此，可以认为第一个公共因子基本描述了所有变量的变化，因此提取的公共因子为1个。

从表5的因子载荷矩阵中可以看出，提取的公共因子对所有变量都有载荷，且在六个变量上的载荷值都大于0.9，这说明提取的主成分综合反映了我国的经济发展水平，因此将提取的主成分命名为“经济发展水平综合因子”。

注：Zscore(人均GDP)表示人均GDP的标准化值，其余类似。

同样，因为提取的主成分只有一个，所以这个主成分的因子得分就是综合得分，综合得分如表3所示。

五、我国人口素质水平与经济发展水平关系的实证分析

现在分析我国人口素质水平与经济发展水平的关系。从上面的分析可知，在对人口素质和经济发展水平的主成分分析中，我们都分别提取了一个主成分，且这个主成分综合评价了我国的人口素质水平和经济发展水平，因此在这里用“人口素质综合因子”和“经济发展水平综合因子”来代表我国的人口素质水平和经济发展水平。作出人口素质水平综合因子得分与经济发展水平综合因子得分的走势图，发现二者都具有明显的上升趋势。

运用SPSS17.0对人口素质综合因子和经济发展水平综合因子进行相关性分析，得出两者的Pearson系数为0.956，双侧显著性水平为0.000，在时通过检验，具有统计学意义。因此可知，二者具有高度相关性，可以进行回归分析。

做出人口素质综合因子和经济发展水平综合因子的散点图，如图3所示。从图上可以看出，二者具有明显的线性关系，因此要对它们作线性回归分析。为了简便起见，用ECOD表示经济发展水平综合因子，用PQL表示人口素质综合因子。设二者的回归方程为

用EVIEWS6.0进行回归分析，得出二者的回归方程式为

Std. （0.0888） （0.0853）

在此回归方程中，， ，这说明回归方程的拟合程度较好，此回归模型是可信的。

通过分析以上回归模型可以得知，我国人口素质水平对国家经济发展水平起着非常重要的作用。其中，人口素质综合因子每增加一个单位，国家经济发展水平综合因子增加0.9557个单位。因此，我国应该大力提高人口素质，以促进国民经济又好又快发展。

六、政策建议

根据以上分析，我们可以得出人口素质的提高对经济增长有很大的促进作用。而人口素质又由身体素质、文化素质以及劳动技能素质构成，因此，我们可以从这三个方面为中国经济更好的发展提供以下几条政策建议。

1.身体素质方面。身体素质的提高依赖于两个方面，一是提高国家医疗水平，二是加强国民体育锻炼。因此政府应该从这两个方面着手，在医疗方面积极鼓励新药研发，改革医院现存的各种弊制，让人民群众都能“看得上病、看得起病、看得好病”；在国民体育锻炼方面，政府应该加大对居民区体育设施的投资建设，深入促进国家体育事业的发展，并以提升国民整体身体素质为最终目的。

2.文化素质方面。文化素质的提高依赖于教育的继续深入扩展，因此，政府应该继续坚持中国教育的扩展政策，促进教育事业的进一步发展。同时重视教育分配问题，一是合理调整三级教育投入比，二是缩小城乡、地区、群体之间的受教育程度差距，重点在于调整城乡二元结构背景下教育政策的偏向。

3.劳动技能素质方面。劳动技能素质的提高依赖于受高程度教育者的产出提高。因此，政府应该用政策鼓励科研活动，在科研环境方面，支持学者潜心钻研学术，调整科研经费分配体制，着重培养思想活跃的年轻人；在科研体制方面，引入以支持人为主的科研支持方式，为科研者特别是青年科研者提供良好的科研条件，同时逐步完善《专利法》、《知识产权法》等法律。

参考文献：

[1]屈云龙,许燕.主成分分析法在人口素质评价中的应用——以江苏省为例[J].南京人口管理干部学院学报,2010(2):56-61

[2]肖周燕.AHP法在人口素质评价中的应用研究[J].西北人口,2007(1):7-10

[3]张强,钱建明.用多维标度法评价中国少数民族人口素质[J].中国卫生统计,1993(6):1-4

[4]钱金平.人口素质灰色综合评价方法的研究[J].中国人口科学,2001(3):66-69

[5]张强,张霜红,钱建明,张菊英.用灰关联聚类法评价中国少数民族人口素质[J].现代预防医学,2003(5)

[6]沈百福,杜晓利.人口文化素质与经济发展水平的相关分析[J].北京大学教育评论,2004,2(1):57-62

[7]张邦辉,谭伟,邓淼.从人力资本角度看人均受教育年限对区域收入差异的影响[J].石家庄经济学院学报,2007,30(3):126-129

[8]宋光辉.关于教育对经济增长作用的简要述评[J].人口与经济,2005(6):61-65

[9]程前昌.人口文化素质与经济发展水平的互动关系[J].资源环境与发展,2009(1):15-21

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【关键词】巴瑞特冲动量表中文版 信度 效度 冲动性 抑郁症

【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。

参考文献：

[1]World Health Organization. The World Health Report 1999 [EB/OL]. who.int， 2007-09-30.

[2]杨会芹，姚树桥，Auerbach RP. Barratt冲动量表中文版在209名大学生中的使用[J].中国心理卫生杂志，2007，21（4）：223-225.

[3]杨会芹，姚树桥，Randy P. Barratt冲动量表中文版用于中学生信度、效度分析[J].中国临床心理学杂志，2007，15（1）：4-7.

[4]侯杰泰，温忠麟，成子娟.结构方程模型及其应用[M].教育科学出版社，2004：14-15.

[5]赵臣，颜菲菲.结构方程模型在心理问卷结构效度分析中的应用[J].浙江体育科学， 2008，30（3）：49-51.

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篇12

关键词：城镇化 影响因素 空间面板模型 溢出效应

引言

随着中国经济快速增长，目前城镇化已经是中国正在经历的一个最重要的结构性变化。“十五”规划中首次提出城镇化这一词，此后党的十六大到十的政治报告中都有提及城镇化，十明确提出要工业化、信息化、城镇化、农业现代化良性互动、同步发展。在《国务院关于城镇化建设工作情况的报告》中首次明确城镇化路径，小城市将全面放开落户限制，可见，针对如何合理推进中国的城镇化进程的研究已是相当紧迫。

近年来，已有大量文献在对中国城镇化方面进行了研究，包括城镇化的历史、现状、特点以及影响因素等进行理论研究与实证分析，并取得了丰硕的成果。其中蒋伟（2009）利用2005 年的数据对中国省域城市化水平影响因素进行了实证分析，得出区域城市化之间存在相关，即城市化水平的提高将通过空间溢出促进周边地区的城市化发展，第三产业的发展是影响地区城市化水平的主要因素。秦佳（2013）利用六普的数据实证了人口城镇化水平空间差异的影响因素，并提出第三产业就业水平的提升对中西部地区人口城镇化的促进作用大于其在东部的作用。上述文献，是以截面数据为研究对象，分别分析各变量对城镇化的影响。姜磊（2011）研究了城市化进程与城乡收入差距的影响路径识别，实证结果表明：城市化进程对缩减城乡收入差距的作用是积极影响和消极影响并存，关键取决于城市化进程的政策路径选择；省际间存在空间溢出效应的城市化进程。该文主要是针对城市化进程与城乡收入差距的影响研究，而较少考虑其他因素对城市化进程的影响。

本文主要是研究中国在城镇化水平上是否存在显著的空间相关性，及影响城镇化水平的因素是什么？相邻区域的城镇化水平对本地区的扩散程度是多大？以及邻近地区的影响因素对本地区的城镇化水平是否存在溢出效应？溢出效应多大？本文的创新之处在于利用面板模型与空间面板模型进行对比，实证了空间面板模型的优势以及确定影响城镇化水平的因素，并计算出各自的溢出效应。

研究方法

（一）Moran's I指数

在空间统计学中常常使用空间自相关指数Moran's I指数来检验变量是否存在空间相关性，因此本文利用Moran's I指数研究人口城镇化的全局空间相关性。Moran's I指数定义为：

（1）

当Moran’s I指数为正时，表明存在明显的正空间自相关，也就是说相似的观测值（高值或低值）趋于空间集聚，表明不同地区数据在空间上有相似的属性；当Moran’s I指数为负时，表明存在负的空间自相关，相似的观测值趋于分散分布，表明不同地区数据在空间上有不相似的属性；当Moran’s I指数为零时，观测值呈现独立地随机分布。Moran’s I指数绝对值反映了空间相关程度的大小，绝对值越大，空间相关程度越大，反之亦然。

（二）空间面板模型和模型选择

近年来，随着空间面板计量模型的设定和估计的方法逐渐完善，空间面板计量模型被越来越广泛的用于分析空间和区域问题。空间面板模型可以依滞后项存在于因变量和误差项中分为两类：空间滞后模型和空间误差模型，又依据样本个体之间的差异存在是确定的和随机性，有分为固定效应和随机效应。

空间滞后模型固定效应的基本结构如下：

（2）

空间误差面板固定效应模型 ：

（3）

（4）

ρ是度量相邻地区综合城镇化水平对本地区城镇化水平的影响程度。空间误差系数 λ 则反映了邻近地区城镇化水平的误差冲击之和对本地区城镇化水平的影响程度。空间滞后模型和空间误差模型是空间依赖性的不同体现。

在模型包含空间滞后误差项的情况下， 最小二乘法不适合用来估计空间计量经济模型，因为OLS估计量不再有效。所以，一般使用极大似然法（ML）来估计空间计量经济模型。Elhorst给出了Matlab软件包，给出了一般空间面板模型的极大似然估计（MLE）函数。

（三）直接影响与溢出效应

LeSage和Pace（2009）提出采用求解偏微分的方法来解释不同模型在设定情况下变量的变化所产生的冲击，为检验空间溢出效应提供了有效的基础。SLM模型可以被改写为如下矩阵形式 ：

（5）

其中，Y关于第1至第N个区域的内生变量X中第k个变量的偏微分矩阵较为容易获得：

（6）

其中， LeSage和Pace将上式最右端矩阵的对角线元素的均值定义直接影响，而每行或者列中非对角元素之和的均值定义为间接影响，也被称为溢出效应。

实证分析及估计结果

（一）指标选择和数据来源

段瑞君和安虎森（2009）运用向量自回归模型实证了城市化与经济增长的相互关系。郭军华（2009）运用面板协整检验实证了我国东、中、西部城市化与城乡收入差距之间具有长期均衡关系。江易华（2012）利用2009年统计年鉴数据对县域人口城镇化的影响因素进行分析，实证了生产总值、农林牧渔业人员、城乡收入比和人口发展功能区划是影响县域人口城镇化的主要因素。蒋伟（2009）将各省的人均 GDP、第二产业产值占 GDP 的比重、第三产业产值占 GDP 的比重、文盲半文盲占 15 岁及以上人口的比重、按美元与人民币中间价折算的进出口总额占 GDP 的比重、城乡收入差距等因素对城镇化的影响进行研究。秦佳和李建民（2013）利用空间模型实证了地区之间土地城镇化水平、第二三产业就业水平和产值水平，以及人均 GDP 的差距是造成人口城镇化平空间差异的主要原因。

根据以往文献对城镇化影响因素的分析以及数据的可得性。本文研究文盲率、城乡收入差距、第二产业产值比、第三产业产值比、人均财政预算支出、人均进出口额、人均地区生产总值对人口城镇化率的影响。

本文对所有数据取对数，是为数据之间的可比性和减少异方差，其中Y表示城镇化率，国内学者已基本达成对人口城镇化率指标的共识，即采用各地区非农人口数比各地区总人口数， I表示文盲率，即文盲半文盲占15岁及以上人口比例，Ur表示城乡收入差距，各地区城镇居民平均每人可支配收入比各地区农村居民平均每人纯收入，S表示第二产业产值比，即第二产业产值占生产总产值的比重，T表示第三产业产值比，即第三产业产值占生产总产值的比重，D人均财政预算支出，各地区一般财政预算支出比上各地区人口数， Exit人均进出口额，即各地区按经营单位所在地分商品进出口总额除以各地区人口数，Rgdp为人均地区生产总值。本文以中国31个省为研究对象，根据数据的可得性采用1998～2011年的年度数据，即进行实证分析的样本数据为1998～2011年中国31个省份的面板数据。数据来源于1999 ～2012年中国统计年鉴和1999～2006年中国人口统计年鉴，2007～2012年中国人口和就业统计年鉴。

（二）实证分析

空间自相关性检验。本文采用Rook邻接矩阵，首先利用Anselin编写的geoda软件计算城镇化率的全局自相关Moran's I指数值如图1所示。其中Moran's I值在0.26～0.4的正值区域内，且总体呈现递增增长趋势，各地区城镇化率有显著的正向空间依赖性。从总体变动趋势来看，中国各地区城镇化率Moran's I值呈现递增趋势则说明空间集聚现象越来越稳定，空间依赖性在不断增强，溢出效应在逐渐增大。

全局空间 Moran's I指数描述我国区域城镇化率的总体空间自相关模式，但不能确定各地区具体的空间依赖情况，局部Moran散点图可以为分析具体各地区城镇化率聚集情况提供信息。其中局部Moran's I指数如图2。

在Moran's 散点图中第一象限（HH）主要是东部沿海以及华北地区，包括上海、浙江、福建、江苏、北京、天津及东北三省等地，表示这些省份及其周围省份都有较高的城镇化率，及其地区城镇化率之间差异不大，存在较强的正空间自相关性。第二象限（LH）主要是河北、海南、安徽、江西四省，其中河北周边有高城镇化率的北京、天津等地，这些地区在高城镇化率区域范围内，如果充分利用周围的高城镇化率地区的扩散效应，这些地区也会在城镇化率水平上得到较好的提高。因此，这一象限成为过渡区。第三象限（LL）主要是西部地区，以及部分中南省份，这些区域是连同周围地区都是低城镇化率城市，例如，四川、贵州等高原地区，另外，经济的发展水平也是一个很重要的因素，这些区域普遍表现为不发达省份。第四象限（HL）是广东、内蒙古和重庆，这些省份应该发挥典范作用，带领周围区域共同发展，从而形成相辅相成的良性发展模式。

模型估计结果。空间相关分析Moran's I指数定量证明了各地区城镇化率之间存在显著的空间相关性，因此有必要采用空间面板回归模型来描述城镇化率的影响因素及其影响因素之间的关系。本文根据理论分析选择空间面板滞后模型固定效应模型，因为根据固定效应与随机效应的选择理论，随机效应主要是以样本为估计母体的。本文分别对面板数据的OLS估计以及空间面板滞后模型对无固定效应、地区固定效应、时间固定效应和地区与时间固定效应这四种情况分别进行估计进行对比。采用 Matlab2010B 软件和Elhorst、LeSage等人编写的Spatial econometric 模块，计算结果如表1所示。表2为模型的LM检验结果。表3为各内生变量的直接影响和溢出效应检验。

从R2、σ2、LogL等统计量综合来看，空间面板滞后模型比普通模型效果更好，其中地区固定效应模型R2比普通面板模型R2高出10%以上，故认为区域城镇化率模型中存在空间效应。然而，在模型中从统计量来看地区和时间固定效应模型是具有最好的拟合度，但是从模型参数估计的结果看，该模型存在部分变量的不显著性。综合比较之后，笔者认为时间固定效应模型能更贴切地描述我国各地区城镇化率的影响因素以及相互之间的关系，在时间固定效应模型中参数大多数都通过了1%显著性水平检验，同时综合统计量指标也相对较合理，故本文将选择时间固定效应空间面板滞后模型进行分析。

在空间面板滞后地区固定效应模型中，空间相关系数ρ表示与该地区相连接的省份在城镇化率水平对本地区的综合影响为0.15，该值通过了 1%的显著性水平检验，因此可以充分地证明各地区城镇化率之间存在显著的正向空间效应，即在某种程度上本地区的城镇化率是依赖于相近地区的城镇化率对其的影响，因此，在面板模型中将空间影响因素考虑进来研究中国地区城镇化更为合理。

通过表1到表3的估计结果，本文可得到以下结论：

首先，城镇化率与文盲率之间存在显著的负相关关系，即各地区的文盲率越高，相对应的城镇化水平则会越低。城乡收入差距与城镇化率是存在系数为-0.423的显著性负相关的，城乡收入差距对城镇化的影响是最大的。即减少城镇收入差距可以最有效促进我国城镇化水平的提高。这与蒋伟（2009）研究结论是一致的。此外，人均进出口额与城镇化水平之间也存在负的相关性的，但是影响程度不大，这与秦佳（2013）和蒋伟（2009）的研究结果均不一样。笔者认为可能是样本差异，蒋伟和秦佳都是以截面数据来做分析，没有考虑时间因素的影响，本文使用空间面板模型来分析变量之间的关系。

其次，第三产业产值占总产值的比值对城镇化率的影响是最大正向的。即在其他条件不变的情况下，第三产业产值占总产值的比值提高1%，则平均来说，城镇化水平提高0.403%。与第二产业对城镇化率的0.32%相比，第三产业对城镇化率的促进作用远远高于第二产业的作用。加大服务业的发展是引领我国城镇化水平进一步提升的关键因素。

最后，从各个变量的直接影响和溢出效应可以进一步了解不同变量对城镇化影响因素的具体效应，结果发现，所有的解释变量对城镇化率都存在显著的区域间的溢出效应，各个变量的溢出效应对城镇化率的影响方向与直接影响是一致的。城乡收入差距的溢出效应是最大的，也只是当相邻地区的城乡收入差距减少1%，本地的城镇化率平均上升0.074%。即各变量对城镇化率存在显著的溢出效应。

结论及政策建议

本文得出结论：中国城镇化率存在空间自相关性。同时各变量对城镇化率均存在显著的影响，同时实证也发现各变量对邻近省域的城镇化率存在具有显著的溢出效应。由此本文提出以下建议：

第一，充分利用地理优势。根据上文的分析，区域城镇化率间存在空间相关性，空间相关系数为0.15以及各自变量对本地区城镇化存在溢出效应。故应充分引导东部沿海发达地区的扩散效应，带动周围城市步入高城镇化水平阶段，同时也促进自己步入更好层次。

第二，降低文盲率缩小城乡收入差距。教育水平的落后以及城乡收入差距的扩大对城镇化发展有着显著的负面影响。增加各地区的受教育机会，特别应增加农村基础教育的投入，降低文盲率，进而提高劳动力的文化素质。缩小城乡收入差距是提高城镇化水平最有效的途径。可以通过以下方式缩小城乡收入差距：合理定价农产品价格，减少中间各种费用；畅通农产品销售渠道，提供供销平台；引导农产品的合理耕种，多种渠道提高农村居民的纯收入，进而可以扩大居民对工业产品和服务的消费，从而推动城市化的发展。

第三，加大第三产业的发展。在影响省域城镇化水平的诸多因素中，其中第三产业是推动城镇化率水平提高的主要力量，第三产业的发展和城镇化率水平的提高关系最密切。因此，在遵循市场经济规律的前提下，进一步优化产业结构，发展第三产业，合理预算财政支出，进而促进城市化进程的良性可持续渐进式发展。

参考文献：

1.Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht：Kluwer Academic Publishers，1988

2.蒋伟.中国省域城市化水平影响因素的空间计量分析[J].经济地理，2009，4

3.秦佳，李建民.中国人口城镇化的空间差异与影响因素[J].人口研究，2013，3

篇13

徐斌

论文关键词：非智力因素 护理专业 学习成绩

论文摘要：为研究非智力因素对护理专业学生学习成绩的影响，对170名护理本科学生进行调查，结果表明，学习成绩与学生家庭户口状况、体育活动时间有显著相关；而与谈恋爱、缺课无显著关系。

一般情况而言，决定学生学习效果的因素主要有两方面：智力因素与非智力因素。而对于同一所学校的大学生，由于经过严格的统一考试进入大学，智力水平差异不大，不能成为影响学习成绩的主要因素，所以非智力因素就成为了主要原因。非智力因素是指在智力以外，对智力活动起直接制约作用的心理因素，对认识过程起动因、定向、引导、调节和强化作用。本课题是专门研究非智力因素对护理专业学生学习成绩的影响，为此专业学生的学习改革，提高学习效果提供依据。

一、研究对象、内容和方法

调查对象。吉林医药学院2005级护理学本科班170人。其中男生8名，女生162名；学生平均年龄20.94±1.09，最小19岁，最大23岁。

方法。采用整群抽样方法，以书面问卷方式进行调查，内容主要包括一般人口统计学资料，家庭环境、爱好及行为因素。学习成绩是大学一、二年级所有考试科目的成绩，共16门。发出问卷170份，收回170份，有效问卷166份，有效率97.6％。

统计分析。各学期成绩作为预测变量，非智力因素作为自变量，将自变量各定性变量数量化，即定义哑变量(DummyVariable)，采用SPSS14.0统计分析软件，由于预测变量与自变量存在相关性，故对其进行因子分析，提取主要因子进行逐步回归分析。

1.主成分分析

简介：在对某一事物进行实证研究中，为了更全面、准确地反映事物的特征及其发展规律，人们为了避免遗漏重要的信息往往要考虑与其有关的多个指标，这些指标在多元统计中也称为变量。这样随着指标的增多就增加了问题的复杂性，同时由于各指标是对同一事物的反映，不可避免地造成信息的大量重叠，有时甚至会抹杀事物的真正特征与内在规律。基于上述问题，人们就希望在定量研究中涉及的变量较少，而得到的信息量又较全面。主成分分析方法正是研究如何通过原始变量的少数几个线性组合来解释原始变量绝大多数的信息的一种多元统计方法。它可以有效利用大量统计数据进行定量分析，提示变量之间的内在关系，得到对事物特征及其发展规律的一些深层次的启发，把研究工作引向深入。

结论：依据特征值大于1的原则，提取三个主要因子y1、y2、y3，累计贡献率为95.65％，其中y1为68.43％，且成分矩阵载荷很高，意味着它们与因子y1的相关程度很高，故y1因子比较重要。

2.逐步回归分析

并不是所有自变量都对预测变量都有显著的影响，挑选出对预测变量有显著影响的自变量的最常用方法是逐步回归法。具体做法是将自变量逐个引入，对选入的变量进行逐个检验，当原引入的变量由于后面变量的引入而变得不再显著时，要将其删除。引入一个变量或从回归方程中剔除一个变量，为逐步回归的一步，每一步都要进行F检验，以确保每次引入新的变量之前回归方程中只包含显著的变量。这个过程反复进行，直到既无显著的自变量选入回归方程，也无不显著自变量从回归方程中剔除为止。逐步回归目的确定哪些因素对因变量影响最大，从而获得最佳预测模型。

选取预测变量y1，自变量非智力因素进行逐步回归。结果见表2。回归方程的显著性p值均为0.000，回归方程有统计意义。

二、结果分析

回归结果：

y1=0.335-0.705(城镇)+0.563(体育活动少)

1.城镇户口学生比农村户口学生平均标准化成绩低0.705分(P＜0.01)

2.很少参加体育活动的学生比经常参加或参加体育活动的学生平均标准化成绩高0.563分(P＜

三、讨论

调查结果显示：

1.农村户口的学生学习成绩高于城镇户口的学生的学习成绩，同时通过座谈了解到，由于当前大学生就业前景不乐观，就业压力很大，尤其是对那些农村家庭的学生，部分学生上大学是要脱离农村环境，到城市就业；但绝大部分农村学生是要依靠个人努力来改变个人的命运，改变家庭现状，改善家乡落后面貌，这样就会被迫努力学习。我们也认为，家庭条件好，在某种程度上给予孩子的投入的教育资源更充裕，学生在学习成绩应该更好些，但也可能会削弱人的斗志，降低人的拼搏精神。

篇14

关键词：中小学校长；工作压力；社会支持；心理健康

中图分类好：G715　文献标志码：A　文章编号：1009－4156(2011)11－110－03

中小学校长作为学校的核心人物和特殊的教师群体，不但承担着教育教学工作，同时还担负着学校管理工作，面临着较高的社会期望和职业压力。研究表明，中小学校长具有较高的工作压力，但其身心健康状况良好，高于教师的心理健康水平。这与中小学校长的人格特征、社会支持、应对方式和成就动机等因素有一定关系。社会支持作为个体从社会中所获得的来自他人的各种支持，可以帮助个体应对生活中的问题和危机。社会支持对心理健康具有积极的作用，个体所获得的社会支持越多，心理障碍的症状就越少。大量研究表明，社会支持与身心健康存在显著正相关。

一、对象与方法

1.对象

以贵州省某地区中小学校长培训班的培训学员为研究对象，利用培训学员上课时间，采取整群取样的方式进行问卷调查。共发放调查问卷180份，回收有效问卷160份。其中男性校长156人，女性校长4人；正校长86人，副校长74人；专科学历122人，本科学历36人，2人学历不详；小学校长110人，初中校长42人，完中(初中和高中)校长7人；1人不详；乡镇和农村学校校长152人，城市学校校长8人；35岁以下校长96人，36 45岁校长54人，46岁以上校长10人。

2.工具

(1)中小学校长工作压力问卷。共9个条目，分别反映校长的总体压力及考试升学、工作负荷、社会监督、人际关系、主管领导、问题学生、生涯发展和社会地位等多方面的工作压力。采用5级计分(没有压力、有点压力、中等压力、较大压力和压力很大，分别记1－5分)，分数越高表明压力越大。本研究中问卷内部一致性为0.87。

(2)社会支持评定量表。共10个条目，包括主观支持、客观支持和支持利用度等三个维度，分别反映被试主观感受到支持、实际得到的支持和对社会支持的利用度，以总分反映被试社会支持的总体状况。本研究中问卷内部一致性为0.61。

(3)自测健康评定量表。由于总量表条目过多，因而选取该量表白测心理健康子量表正向情绪和心理症状与负性情绪2个维度，共12个条目。其中正向情绪正向评分.心理症状与负性情绪反向评分，每个条目从0到10共11级计分。分数越高表明心理健康水平越好。本研究中问卷内部一致性为0.80。

(4)调查同时获取被试的人口统计学变量，主要包括性别、年龄、学历、职务、学校性质和学校所在地等被试一般情况。

3.统计方法

数据运用SPSS11.5软件进行录入，进行相关分析、独立样本t检验、方差分析和回归分析。

二、结果

1.中小学校长工作压力和心理健康的整体状况

中小学校长总体工作压力平均分为3.14±0.96(理论范围1 5分)，在考试升学、工作负荷、社会监督、人际关系、主管领导、问题学生、生涯发展和社会地位等方面，考试升学的压力最大，平均分为3.03±1.00，人际关系的压力最小，平均分为1.99±0.89，排在压力前3位的分别是考试升学、问题学生和工作负荷压力。由于工作压力各方面得分在中间值3分左右，因此，从结果来看，中小学校长工作压力处于中等水平。中小学校长心理健康平均分为84.29±14.28(理论范围0－120分)，从结果来看，中小学校长的心理健康水平处于中等偏上水平。

2.中小学校长总体工作压力和心理健康状况的人口统计学变量分析

对中小学校长的总体工作压力和心理健康水平进行的独立样本t检验发现，中小学校长在总体工作压力和心理健康水平上不存在显著性差异(P>0.05)。在学历方面，本科学历中小学校长的总体工作压力显著高于专科学历中小学校长的总体工作压力(P0.05)。在学校性质方面，由于完中校长人数较少，故将完中校长并人中学校长类别进行独立样本t检验，结果发现，中学校长的总体工作压力显著高于小学校长的总体工作压力(P0.05)。对不同年龄阶段中小学校长的总体工作压力和心理健康水平进行的方差分析表明，不同年龄阶段中小学校长的总体工作压力不存在显著性差异(P>0.05)，但在心理健康方面，36－45岁校长的心理健康水平显著高于35岁以下和46岁以上校长(P

3.中小学校长工作压力、社会支持和心理健康的相关分析

对中小学校长工作压力、社会支持和心理健康所作的相关分析发现，总体工作压力、考试升学压力、工作负荷压力、人际关系压力、生涯发展压力与心理健康水平具有显著性负相关(P

4.中小学校长工作压力、社会支持对心理健康的回归分析

以中小学校长工作压力各方面、社会支持各维度为自变量，以中小学校长心理健康水平为因变量进行线性逐步回归分析。结果发现，只有生涯发展压力、总体工作压力和主观支持进入回归方程，可以预测中小学校长的心理健康水平。具体结果见表3。

5.中小学校长社会支持在工作压力与心理健康间的调节作用分析

根据温忠麟等人的观点，我们利用分层回归分析方法检验了社会支持在工作压力和心理健康之间的调节作用。按照以下步骤进行：(1)将总体工作压力、社会支持总分和心理健康第三个变量的总分标准化。(2)生成乘积项“工作压力×社会支持”。(3)将心理健康总分作为因变量进行分层回归分析。在第一步引入主效应项，第二步引入乘积项，通过新增解释量(R2)或乘积项的回归系数是否显著来判断主观支持的调节效应是否显著。从表4看，社会支持的调节效应显著(RX2的变化为0.04，社会支持×工作压力乘积项Bela=0.16.P=0.04)。结果表明，社会支持在工作压力和心理健康的关系中存在调节作用。

三、讨论

本研究以贵州省中小学校长为对象，通过问卷调查方法，

对中小学校长工作压力、社会支持和心理健康的关系进行实证研究。结果发现，中小学校长总体工作压力处于中等水平，心理健康水平处于中等偏上水平，这与廖传景等人的研究结论比较一致。这种结果应该与中小学校长自身心理素质较好有着密切的关系。中小学校长在多年的个人奋斗中培养了良好的性格，同时也善于利用来自于社会、家庭和同事的社会支持调整自己的工作压力，间接地提升了他们的心理健康水平。在工作压力的具体方面，本研究考察了中小学校长在考试升学、工作负荷、社会监督、人际关系、主管领导、问题学生、生涯发展和社会地位等八个方面的压力情况。结果显示，考试升学的压力最大，而人际关系的压力最小。在我国，社会评价学校、校长和教师工作成绩的最主要标准就是学生的升学和考试成绩，很多教育主管部门也将学生考试升学的成绩和校长的任命、晋级直接挂钩，考试和升学成绩直接影响到校长的生存发展，关系到其荣誉和地位。同时，人际关系的压力最小也反映出，在我国西部地区中小学校人际关系的氛围比较和谐。此外，从本次工作压力的调查结果来看，地处西部地区的贵州省中小学校长工作压力水平普遍低于地处中东部地区的湖北省中小学校长的工作压力水平，这一结果反映出不同地域的中小学校长的工作压力存在一定差异。

本研究发现，中小学校长总体工作压力、考试升学压力、工作负荷压力、人际关系压力、生涯发展压力与心理健康水平具有显著性负相关，社会支持总分、主观支持与心理健康水平具有显著性正相关。也就是说工作压力越大，个体心理健康水平越低；社会支持水平越高，其心理健康水平也越高。回归分析结果也表明，中小学校长总体工作压力和主观支持可以预测中小学校长的心理健康水平，验证了以上结论。心理学一般认为，适度的工作压力可以提高工作绩效，过高的工作压力会使人焦虑、紧张，产生生理和心理的失调反应，导致产生心理疾病。而社会支持作为一种支持性资源，可以帮助个体应对工作和生活中的问题与危机，提高个体身心健康水平。个体主观感受到的社会支持尤为重要。因为虽然感受到的支持并不是客观现实，但是“被感知到的现实却是心理的现实，而正是心理的现实作为实际的(中介)的变量影响人的行为和发展”。本研究结果验证了此观点。

社会支持对身心健康的影响模式目前主要有四种。缓冲效应模型认为，良好的社会支持可以调节和缓冲压力事件对个体的消极影响；中介效应模型认为，社会支持是介于压力和心理健康之间的媒介；主效应模型认为，社会支持独立于压力之外对个体的心理健康产生影响，具有普遍的增益作用；动态效应模型则统合了主效应模型和缓冲效应模型。本研究通过分层回归分析检验了社会支持在工作压力和心理健康之间的调节作用。结果发现，社会支持在中小学校长的工作压力和心理健康之间起调节作用，这一结果与邓远平和罗晓对中小学教师的研究结论比较一致。也就是说，当面临相同工作压力时，高社会支持的校长能够获得更多的信息、物质和精神支持，从而避免负性情绪和心理问题的产生；低社会支持的校长孤立无助，负面情绪难以宣泄和释放，容易产生各种心理障碍和问题。因此，提高中小学校长的社会支持系统，可以有效地降低工作压力对他们身心健康的负面影响。

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