導言：作為寫作愛好者，不可錯過為您精心挑選的10篇人口統(tǒng)計學變量分析，它們將為您的寫作提供全新的視角，我們衷心期待您的閱讀，并希望這些內(nèi)容能為您提供靈感和參考。

篇1

中圖分類號：G804.87 文獻標識碼：A 文章編號：1006-2076(2012)05-0068-05

職業(yè)壓力問題在國外早已成為研究的熱點，而我國關(guān)于職業(yè)壓力的研究迄今尚未成熟，還沒有形成特有的“本土化”理論體系。許多研究者對于職業(yè)壓力問題的理解仍具有一定的局限性，認為職業(yè)壓力和職業(yè)倦怠多發(fā)生于人際服務領域，因此研究對象主要集中于教師、護理、醫(yī)生和管理工作者等職業(yè)［1-2］，關(guān)于教練員職業(yè)壓力問題一直被人們所忽略，相關(guān)領域研究較少涉及。通過檢索CNKI中國期刊全文數(shù)據(jù)庫和Elsevier Science外文期刊數(shù)據(jù)庫，發(fā)現(xiàn)國內(nèi)相關(guān)文獻

甚少，國外研究也不多見。表明體育人力資源管理還未將教練員職業(yè)壓力問題正式納入研究。Maslach和Jackson(1984)［3］認為，持續(xù)的壓力會導致教練員生理和心理上的精疲力竭，最終形成職業(yè)倦怠。Dingle(2002)［4］對印地安那州田徑教練員的研究顯示，性別對其感知到的職業(yè)壓力無顯著差異。而Acosta和Carpenter(2003)［5］研究發(fā)現(xiàn)，女性教練員因職業(yè)壓力有較高離職意愿，得出工作性質(zhì)、強度在傳統(tǒng)性別角色分工影響下女性感知到更多的工作-家庭沖突壓力。但同時Burrows(2002)［6］的研究表明，籃球教練職業(yè)壓力在性別、婚姻和父母地位3變量上無顯著差異，表現(xiàn)出結(jié)論的不一致性。我國學者顧海勇（2004）［7］認為，足球職業(yè)教練員承受的壓力是多方面的,其中俱樂部方面、聯(lián)賽成績和名次、創(chuàng)新意識、知識水平和指揮能力是主要壓力源。許欣（2007）等人［8］經(jīng)調(diào)研證實收入水平高低與教練員工作-家庭沖突程度有顯著性差異，積極滲溢和補償行為對工作滿意度有較強預測力。

以上關(guān)于職業(yè)壓力的研究文獻，對于研究和認識我國教練員職業(yè)壓力問題，具有重要的啟迪意義。然而，以往零散的教練員職業(yè)壓力研究尚存在不少的缺憾及不足，具體表現(xiàn)為以下幾個方面：1)研究背景：我國與西方的文化背景有著巨大差異，造成了東西方種族價值追求、倫理取向、職業(yè)壓力等方面迥然相悖。因此，不能將國外的東西直接照抄照搬，而應該加強其“本土化”的研究，更加關(guān)注和加強職業(yè)壓力特征在我國文化背景和組織管理模式下的研究，使以往研究成果與我國實際情況相結(jié)合，以真正揭示我國教練員職業(yè)壓力的跨文化特征。2)研究方法：從依據(jù)的研究方法和理論基礎看，由于知識及能力偏于一隅，其研究成果也僅是停留于局部定性的描述，或簡單的數(shù)據(jù)羅列分析，缺乏深度及廣度的領域拓展。3)研究類型：研究類型只是研究者主觀思想觀點的闡述和經(jīng)驗總結(jié)，而系統(tǒng)的理論分析和實證研究較為匱乏。4)研究內(nèi)容：研究內(nèi)容多為現(xiàn)狀認識和觀點陳述，側(cè)重于表面層次的分析和探討，特別是研究范圍僅局限于工作組織和個體職業(yè)壓力或職業(yè)倦怠一個單獨變量上，顯得比較片面單一。本研究運用心理學、社會學、管理學的理論，通過問卷調(diào)查對山東省“優(yōu)秀運動隊后備人才訓練基地”教練員職業(yè)壓力以及人口統(tǒng)計學變量的差異特征進行實證探究，以希為今后體育領域個體或組織進行壓力管理提供理論依據(jù)。

研究對象與方法

1.1 研究對象

根據(jù)研究內(nèi)容和樣本采集的可行性，本研究主要在山東省濟南市體育運動學校、青島市體育運動學校、煙臺市體育運動學校、新泰市業(yè)余體育運動學校等59個“優(yōu)秀運動隊后備人才訓練基地”（主要考察基層和中層運動隊教練員）隨機分層抽取278名教練員為被試進行量表的測查；項目包括田徑、游泳、舉重、摔跤、柔道、跆拳道、拳擊、體操、乒乓球、排球、籃球、足球、自行車、射擊、帆船帆板、賽艇皮劃艇、武術(shù)散打、武術(shù)套路、手球、射箭、跳水共21個項目。共發(fā)放問卷400份，回收312份，經(jīng)篩查剔除其整份問卷答案成規(guī)則作答的，或一個題項選取兩個及以上答案的，以及整份問卷漏答題目≥2個的，最后得到有效問卷278份。其中，男性205人，女性73人；年齡30歲以下81人，30歲～40歲109人，41歲以上88人；已婚217人，未婚61人；具有大專學歷97人，本科及以上學歷181人。

1.2 研究方法

1.2.1 研究工具

1.2.2 數(shù)據(jù)處理

運用SPSS12.0軟件對收集的數(shù)據(jù)進行探索性因素分析、信效度檢驗、描述性分析、獨立樣本t檢驗、單因素方差分析、事后多重比較等。

2 結(jié)果與分析

2.1 競技體育教練員職業(yè)壓力總體現(xiàn)狀分析

篇2

中圖分類號：F25文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）01-055-02

1 模型的選取

離散選擇模型的研究真正興起于19世紀50年代末，屬于微觀計量經(jīng)濟學的范疇。離散選擇模型（discrete choice models），也被稱為品質(zhì)反應模型（qualitative response models），是由表示選擇項集合在連續(xù)變量和離散變量之間存在的差異而引起的。通常而言，離散選擇的主要模型有如下四種：Logit模型、GEV模型、probit模型、Mixed logit模型。本論文的研究采用Logit模型為工具。

2 數(shù)據(jù)收集與描述性統(tǒng)計分析

本論文的數(shù)據(jù)來源為國內(nèi)某公司2006年對我國全國城市家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)。本次調(diào)查共收集有效問卷998份，選取的變量有：(1)品牌；(2)受訪者性別；(3)受訪者年齡；(4)受訪者教育程度；(5)受訪者個人月收入。

其中，男性受訪者為537人（53.81%），女性受訪者為461人（46.19%）；受訪者年齡小于29歲的有355人（35.57%），受訪者年齡在30－39歲之間的有275（27.56%），受訪者年齡大于40歲的有368人（36.87%）；受訪者受教育程度為小學/初中/技校的有220人（22.04%），受教育程度為高中、中專的有312人（31.26%），受訪者教育程度為大專及以上的有466人（46.69%）；受訪者月收入在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 數(shù)據(jù)分析

將手機品牌作為因變量，其他變量作為自變量，把整理出的998份樣本輸入SPSS軟件進行多分變量Logit回歸分析。SPSS軟件通過運算可得出常數(shù)項b(b0,b1,b2,K) 的值，代入Logit模型，即得到不同人口統(tǒng)計因素對手機品牌選擇的概率。

3.1 單人口統(tǒng)計因素對手機品牌選擇的影響

(1)性別。將變量brand（品牌，0：其他，1：諾基亞，2：三星，3：摩托羅拉）作為因變量，由于樣本量中“諾基亞”、“三星”和“摩托羅拉”三種品牌在調(diào)查到的二十多個品牌中所占比重超過60%，所以筆者僅研究這三種品牌，將變量值為“其他”的作為缺損值，不進行分析。由于變量sex（性別，1：男，2：女）屬于分類變量，因此作為因素變量進行分析。

SPSS軟件進行最終方程的有效性檢驗得出的Sig值為0.033，小于0.05，因此方程有效；利用似然比統(tǒng)計量檢測每一個變量對方程的影響，sex變量的Sig值也為0.033，小于0.05，說明變量性別對方程具有重要影響。

參數(shù)估計統(tǒng)計量如表4所示。

由于男性sex值為1，女性sex值為0，因此截距簡化了女性的Logit模型。因為所有的系數(shù)為負值并且有顯著意義，所以可以看出，女性選擇諾基亞和三星的可能性都要比男性大。分析表4可以發(fā)現(xiàn)以下現(xiàn)象：對于諾基亞，男性與女性消費者的差異不顯著，其Wald的Sig值大于0.05；對于三星，男性與女性消費者間存在顯著差異，其Wald的Sig值小于0.05。根據(jù)分析，不難得出方程組：

P（諾基亞）P（摩托羅拉）=e0.364-0.104(sex)P（三星）P（摩托羅拉）=e0.492-0.502(sex)

P（諾基亞）+P（三星）P（摩托羅拉）=1

（2）年齡。由于受訪者的年齡在統(tǒng)計時被記錄為年齡段區(qū)間，因此變量年齡（年齡，1：≤29，2：30-39，3：≥40）屬于分類變量，作為因素變量進行分析。表4.10為不同年齡段區(qū)間消費者選擇三種品牌手機的人數(shù)。

最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統(tǒng)計量檢測得出的Sig值也小于0.05，說明變量age對方程具有重要影響（參數(shù)估計統(tǒng)計量從略）。

（3）教育程度。同樣，受訪者的教育程度（1：小學/初中/技校，2：高中/中專，3：大專/大學/研究生）屬于分類變量，所以作為因素變量進行分析。表4.13為不同教育程度消費者選擇三種品牌手機的人數(shù)。最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統(tǒng)計量檢測得出的Sig值也小于0.05，說明變量受教育程度對方程具有重要影響。（參數(shù)估計統(tǒng)計量從略）。

（4）個人月收入。將受訪者的個人月收入作為因素變量分析其對消費者手機品牌選擇產(chǎn)生的影響時，發(fā)現(xiàn)最終方程的有效性檢驗得出的Sig值大于0.05，因此方程無效。可以得出結(jié)論，收入因素對消費者手機品牌選擇產(chǎn)生的影響不大，不同收入水平的消費者在選擇手機品牌時存在的差異不大。

3.2 多人口統(tǒng)計因素對手機品牌選擇的影響

以上分析的結(jié)果顯示出個人月收入對手機品牌選擇的影響不顯著，因此在進行多因素分析時，將不再把收入因素考慮進去。本研究分別考慮：（1）性別與年齡；（2）性別與教育程度；（3）年齡與教育程度三種情況。假如模型不能夠通過檢驗，則說明這些變量之間可能會有較強的相關(guān)性，不適宜放到一起來考慮。

（1）性別與年齡。將性別變量sex和年齡變量age作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗和似然比統(tǒng)計量檢測得出的Sig值均小于0.05，說明方程有效，且變量sex和變量age對方程具有重要影響。其參數(shù)根據(jù)統(tǒng)計量介于篇幅所限，此處從略。表6為同時考慮性別和年齡兩個人口統(tǒng)計學變量的消費者選擇三種品牌手機的概率。（2）性別與教育程度。將性別變量sex和教育程度變量degree作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗和似然比統(tǒng)計量檢測得出的Sig值均小于0.05，說明方程有效，且變量sex和變量degree對方程具有重要影響。其參數(shù)估計統(tǒng)計量略。

（3）年齡與教育程度。將年齡變量age和教育程度變量degree作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.001，因此方程有效。年齡變量的似然比統(tǒng)計量檢測得出的Sig值為0.001，說明變量age對方程具有重要影響；教育程度變量的似然比統(tǒng)計量檢測得出的Sig值為0.098，變量degree對方程也有影響。其參數(shù)估計統(tǒng)計量從略。

3.3 多人口統(tǒng)計因素對手機品牌選擇的綜合影響

本論文利用性別、年齡、教育程度和個人月收入四個人口統(tǒng)計因素分析消費者的手機品牌選擇行為。通過分析已得知個人月收入對消費者的手機品牌選擇行為影響不大，故在進行綜合分析時，僅考慮性別、年齡、教育程度三個變量。

利用SPSS軟件進行最終方程的有效性檢驗得出的Sig值為0.000，因此方程有效；利用似然比統(tǒng)計量檢測每一個變量對方程的影響，sex變量的Sig值為0.029，age變量的Sig值為0.000，degree變量的Sig值為0.089，說明變量sex、變量age、變量degree對方程均具有影響。其參數(shù)估計統(tǒng)計量見表6。

分析表6可以發(fā)現(xiàn)以下現(xiàn)象：30至39歲的與40歲以上（含）的消費者選擇了相同品牌的手機；小學、初中和技校學歷與大專、大學和研究生學歷的消費者選擇了相同品牌的手機，Wald的Sig值全部大于0.05；對于諾基亞，男性與女性消費者存在的差異不大。

根據(jù)Logit模型，可以計算出某個消費者對每種品牌手機選擇的可能性。

例如我們可以計算具有高中學歷的24歲男性消費者選擇各品牌手機的可能性。

同理可推出，任何一類人口統(tǒng)計因素組合的消費者對每種品牌手機選擇的可能性。

4 結(jié)論

分析研究數(shù)據(jù)結(jié)果10，可以得知：（1）男性消費者選擇諾基亞的概率最大，三星的概率最??；女性消費者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最小。（2）年輕消費者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最??；中年消費者選擇三星的概率最大，諾基亞的概率最?。焕夏晗M者選擇摩托羅拉的概率較大，選擇諾基亞和三星的概率相同。（3）教育程度較低的消費者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最??；中等教育程度的消費者選擇摩托羅拉的概率最大，三星的概率最??；教育程度較高的消費者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最小。

綜合性別、年齡和教育程度三個人口統(tǒng)計因素來看，選擇諾基亞概率最大的是教育程度較高的男性年輕消費者，概率最小的是中等教育程度的女性中年消費者；選擇三星概率最大的是教育程度較低的女性中年消費者，概率最小的是中等教育程度的男性老年消費者；選擇摩托羅拉概率最大的是中等教育程度的男性老年消費者，概率最小的是教育程度較高的女性年輕消費者。

參考文獻

篇3

[中圖分類號]F59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1002－5006(2011)02－0049－09

1　引言

自20世紀80年代開始，現(xiàn)代鄉(xiāng)村旅游經(jīng)過20多年的發(fā)展已初具規(guī)模，并成為支撐我國旅游業(yè)發(fā)展的一支重要力量。鄉(xiāng)村旅游發(fā)展迅速，但也暴露出眾多問題，其中，品牌營銷觀念落后已經(jīng)成為我國鄉(xiāng)村旅游進一步發(fā)展的嚴重桎梏。目前，多數(shù)地區(qū)的鄉(xiāng)村旅游活動停留在吃農(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重。

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

2　理論基礎

2.1　品牌

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

2.2　品牌個性

一系列與某品牌有關(guān)的人格特征即為品牌個性。品牌個性是將品牌與人類特質(zhì)聯(lián)想在一起的組合，相對于產(chǎn)品所傳達的實用功能屬性，品牌個性更應傳達符號上或表達自我的功能。品牌所獨有的個性是刺激消費者品牌聯(lián)想和態(tài)度形成的關(guān)鍵要素，對于品牌資產(chǎn)管理具有重大意義。國內(nèi)外關(guān)于品牌個性的研究主要集中在品牌個性維度的測量及量表開發(fā)，研究對象主要以有形產(chǎn)品品牌為主。近年來，旅游目的地的品牌個性逐漸受到學者的關(guān)注。葉根吉(Ekinci)和豪森尼(Hosany)借鑒了阿克(Aaker)開發(fā)的品牌個性量表，將其應用于旅游目的地品牌個性研究，提出了旅游目的地品牌個性的3個維度：真誠(sincerity)、刺激(excitement)和歡樂(conviviality)。豪森尼等在問卷調(diào)查的基礎上，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性，指出兩個概念雖然相關(guān)，但有所不同，不可混用。墨菲等(Murphy，et a1.)對游覽北澳大利亞暗礁的408名游客進行問卷調(diào)查，發(fā)現(xiàn)旅游者能夠依據(jù)品牌個性區(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性的研究已取得了初步成果，但基于我國文化背景下不同類型旅游目的地品牌個性的研究尚顯匱乏。我國各類典型旅游目的地品牌個性包含哪些維度、旅游者對旅游地品牌個性維度的認知和反應又是通過何種社會心理過程來影響他們的品牌偏好和忠誠、聯(lián)結(jié)品牌個性維度和游客忠誠的中間變量是什么等問題尚未得到解決，有待于做進一步的探索性研究。

2.3　場所依賴

環(huán)境心理學指出，人在特定場所進行活動會產(chǎn)生對該空間環(huán)境的依賴感。而感情因素居于第一位，又包含人與場所之間基于感情(情緒、感覺)、認知(思想、知識、信仰)和實踐(行動、行為)的聯(lián)系就被稱作場所依賴(place attachment)。場所依賴由場所依靠(place dependence)和場所認同(placeidentity)兩個基本維度構(gòu)成。場所依靠是一種功能性依賴，包含了社會與物理資源的可用性；場所認同又被稱為心理依附，是個體對一個特定地區(qū)所持有的一種態(tài)度(attitudes)、價值(values)、思想(thoughts)、信念(beliefs)、意義(meanings)、行為意圖(behavior tendenies)及特別的歸屬感(belonging toparticular place)。作為影響游后行為傾向的重要心理前因，場所依賴是產(chǎn)生重游的主要動機，對旅游目的地忠誠具有顯著驅(qū)動作用，使得對某場所產(chǎn)生依賴的人會對該場所貢獻更多的時間和金錢。此外，游客與目的地之間的情感聯(lián)系是旅游目的地品牌發(fā)展的主要驅(qū)動力。顯然，場所依賴在品牌個性影響游客忠誠關(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研究。

2.4　游客忠誠

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

3　研究設計

3.1　研究區(qū)域

本研究結(jié)合實際研究目的需要，以鄉(xiāng)村旅游地發(fā)展較為成熟的農(nóng)家樂為研究對象，具體而言，以西安市長安區(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年撤縣設區(qū)，長安區(qū)成為西安城市新區(qū)，現(xiàn)區(qū)內(nèi)共有10個鄉(xiāng)鎮(zhèn)，總?cè)丝谶_到92.57萬人。長安區(qū)內(nèi)有6處全國重點文物保護單位、7處省級重點文物保護單位，而區(qū)(縣)級重點文物保護單位更多達20處。

近些年，長安區(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，將旅游業(yè)作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的支柱產(chǎn)業(yè)來培育，并已取得初步成效。該區(qū)2009年接待中外游客364萬人次，旅游業(yè)創(chuàng)收2億元。農(nóng)家樂項目在該區(qū)內(nèi)得到規(guī)模化發(fā)展，其中，上王村、祥峪溝村和黃峪寺村等最具特色。

3.2　問卷設計

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

3.3　數(shù)據(jù)獲取和分析方法

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

3.4　獲取樣本說明

受調(diào)查者的性別比例基本持平(男性53％，女性47％)；以漢族為主(98％)；大專及本科學歷的受調(diào)查者居多，占總量的66％；來自西安及周邊縣市地區(qū)的游客是該區(qū)農(nóng)家樂鄉(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％(見表1)。

4　研究結(jié)果與分析

4.1　研究問卷質(zhì)量分析

4.1.1　品牌個性維度量表的信度和效度

信度分析用以測定綜合評價體系的一致性、穩(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。品牌個性維度量表共包含28個測度項目，克朗巴哈(cronbach'sα)系數(shù)達0.854，表明該量表整體信度良好。

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

經(jīng)兩次因子分析，剔除因子載荷低于0.5的測度項目，得到鄉(xiāng)村旅游地品牌個性6維度，最終問卷項目為22個，整體α系數(shù)提高至0.901，KMO值上升到0.906，實惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸各維度α系數(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　場所依賴量表的信度和效度

從理論上講，對一個理論建構(gòu)合理性的驗證，采用驗證性因素分析比采用探索性因素分析更為合理。場所依賴基本由場所依靠和場所認同兩個基本維度構(gòu)成，得到眾多實證研究的支持。本研究量表包括10個項目，場所認同和場所依靠兩個基本維度，采用Amos17.0對其進行驗證性因子分析，得到擬合指數(shù)如下，絕對擬合度：X2=128.755，X2／df=3.787，GFI=0.947，RMSEA=0.079；增量擬合度：AGFI=0.914，NFI=0.927，CFI=0.945，NNFI=0.927，IFI=0.945；簡要擬合度：RMR=0.039，PNFI=0.700，PGFI=0.585。各項指數(shù)均滿足標準，說明模型與數(shù)據(jù)擬合較好。

信度分析結(jié)果表明，場所依賴量表整體α系數(shù)為0.899，場所依靠維度α系數(shù)為0.823，場所認同維度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　游客忠誠量表的信度和效度

采用Amos17.0驗證性因子分析與對包含4個觀測項目的游客忠誠量表進行驗證。結(jié)果顯示，絕對擬合度：X2=2.081，X2／df=1.040，GFI=0.998，RMSEA=0.009；增量擬合度：AGFI=0.989，NFI=0.995，CFI=1.000，NNFI=1.000，IFI=1.000；簡要擬合度：RMR=0.012，PNFI=0.332，PGFI=0.200。各項指數(shù)均達到標準，說明模型與數(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)村旅游地品牌個性維度

利用SPSS17.0對品牌個性維度量表所收集的數(shù)據(jù)進行探索性因子分析，以因子載荷0.5以上作為新因子選取標準，經(jīng)過兩次分析剔除因子載荷不及0.5的6個項目，最終得到鄉(xiāng)村旅游地品牌個性6個維度：實惠、喜悅、閑適、交互、健康和逃逸。各維度特征根值分別為8.395、2.300、1.576、1.444、1.250和1.082，方差解釋率分別為28.914％、9.650％、6.919％、5.799％、4.463％和5.384％，累計方差解釋率達61.381％。各維度α系數(shù)及整體α系數(shù)和KMO值如上文4.1.1中所述。

4.3　鄉(xiāng)村旅游地品牌個性、場所依賴和游客忠誠的關(guān)系

4.3.1　描述性統(tǒng)計與初步分析

對鄉(xiāng)村旅游地品牌個性、場所依賴和游客忠誠各維度共9個研究變量進行描述性統(tǒng)計分析，計算均值、標準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等級評分平均值在1～2.4之間表示反對，2.5～3.4之間表示中立，3.5～5之間表示贊同。從均值上看，旅游者對鄉(xiāng)村旅游地品牌個性格維度中的閑適和交互表現(xiàn)出高度的贊同(均值分別達到4.127和4.016)，實惠和健康維度也得到了贊同(均值依次為3.961和3.695)，而旅游者對喜悅和逃逸維度僅表現(xiàn)出中立態(tài)度(均值僅為2.951和2.843)；場所依靠與場所認同均值分別為3.216和3.333，差別并不明顯；游客忠誠均值為3.480，趨近于贊同水平。所有變量的標準差在0.65－0.79之間，表明各變量的離散水平相近。從相關(guān)系數(shù)上看，除品牌個性的逃逸維度外，其他8個研究變量間的相關(guān)系數(shù)均達0.3以上(p

4.3.2　鄉(xiāng)村旅游地品牌個性對場所依賴及游客忠誠的預測作用

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個人口統(tǒng)計學變量，為便于模型解釋，將它們作為連續(xù)變量進行分析。在控制以上人口統(tǒng)計學變量影響的基礎上，以6個品牌個性維度為自變量，分別以場所依賴的兩個維度場所依靠和場所認同以及游客忠誠為因變量，利用強迫進入的解釋變量篩選策略，進行分層回歸分析，結(jié)果見表2。

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

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

4.3.3　場所依賴在品牌個性與游客忠誠關(guān)系間的中介效應檢驗

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

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

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

依據(jù)以上分析，可以得出中介效應的路徑圖(圖1)。

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

5　分析和討論

5.1　品牌個性對場所依賴及游客忠誠的作用

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

并非品牌個性的所有維度對場所依賴和游客忠誠都具有顯著影響，依照影響程度和影響方式的不同，可以將其分為3類：第1類為實惠和閑適維度，它們對場所依賴和游客忠誠都有顯著的正向預測作用，實惠對兩者的影響均最為強勁，而閑適對游客忠誠的影響程度強于對場所依賴的影響；第2類包括喜悅、健康和逃逸，它們僅對場所依賴影響顯著；第3類為交互維度，該維度對場所依賴和游客忠誠均未能形成顯著性影響。

5.2　場所依賴的中介效應

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

5.3　中介效應相對大小

篇4

[中圖分類號]C81；F205 [文獻標識碼]A [文章編號]1672-2426（2017）04-0064-08

一、非倫理消費行為研究現(xiàn)狀

消費者非倫理消費行為研究開始于20世紀70年代。從文獻梳理來看，可以分為特定形態(tài)的非倫理消費行為和廣泛的非倫理消費行為兩個研究視角。

特定形態(tài)的非倫理消費行為研究主要是研究如購買仿冒品、商店行竊、使用或下載盜版軟件等消費場合中某一種非倫理消費行為，分析消費者作出非倫理消費行為的態(tài)度、意圖和原因[1]。例如，許多學者研究消費者購買仿冒品的意向，研究發(fā)現(xiàn)消費者倫理信念顯著影響消費者購買仿冒商品行為[2][3][4]；消費者購買仿冒品受到的阻礙越少越可能購買仿冒品，感知行為控制顯著影響消費者仿冒品購買意向，且影響最大。[5]企業(yè)社會責任顯著影響消費者仿冒品購買意向，即企業(yè)的社會責任履行的越好，消費者購買仿冒品的意向越低[6]。使用盜版軟件的行為也是非常普遍，而且人們相信只要盜版不涉及商業(yè)盈利就可以接受[7]。推動消費者盜版行為不是消費者固有價值觀，而是對固有價值觀的“中和”[8]。在中國情境下，否認責任等中和技術(shù)與消費者軟件盜版傾向有顯著聯(lián)系，表明消費者利用中和技術(shù)中和或抵消固有道德觀念的約束，為其盜版行為尋求合理化[9]。有些學者針對消費者對非倫理消費行為的態(tài)度進行研究，發(fā)現(xiàn)情緒穩(wěn)定性較低、外向性較高、不太贊同他人、嚴謹性較低、智商較低的人更容易接受非倫理消費行為和入店行竊[10]。翻閱相關(guān)文獻可以看出，特定形態(tài)的非倫理消費行為的研究以實證研究為主，分析影響消費者非倫理消費行為的因素，但是對變量行為作用機理的研究較少。

廣泛的非倫理消費行為研究側(cè)重于在不同的文化背景下，理論上模擬不同類型的非倫理消費行為，探討消費者面對的各種不同的倫理困境的決策過程、決策差異或影響因素。例如，Rawwas等（1996）[11]以澳大利亞消費者為研究對象、Polonsky（2001）[12]以北歐和南歐各國消費者為研究對象、Al-Khatib等（1997）[13]以美國和埃及消費者為研究對象以及Kyoko Fukukawa和Christine Ennew（2010）[14]以（大不列顛）聯(lián)合王國為研究對象，對消費者非倫理消費的決策差異或影響因素進行了研究。曾伏娥等主要運用實證研究的方法，研究影響非倫理消費行為的因素[15][16]。隨著研究的深入，學者們越來越關(guān)注其他中間變量，如感知風險[17]、文化價值觀[18]、心理契約違背[19]、直接經(jīng)驗[20]等對消費者非倫理消費行為的影響。

總體而言，目前學者們對消費者非倫理消費行為的研究多是從消費者倫理的角度，基于不同的文化背景，探討影響非倫理消費行為的因素。那么，在中國情境下消費者非倫理消費行為傾向在性別、年齡、學歷、職業(yè)、出生地等人口學變量上會呈現(xiàn)怎樣的特點？本研究以沈陽地區(qū)的消費者為研究對象，試圖通過問卷調(diào)查的方式，勾勒出基于人口統(tǒng)計學變量的消費者非倫理消費行為傾向的具體特點，以期豐富非倫理消費行為的研究成果。通過研究，可以幫助企業(yè)了解沈陽地區(qū)消費者非倫理消費行為的狀況，從而制定策略以減少由于消費者非倫理消費行為給企業(yè)帶來的損失。同時，也能夠使得消費者對自己的非倫理消費行為進行反思，引導和鼓勵規(guī)范的消費者行為，營造和諧消費文化。

二、非倫理消費行為研究方法

1.消費者非倫理消費行為研究量表。本文以Muncy-Vitell四維量表[21]為基礎，參照國內(nèi)其他學者對該量表測量條款的修訂，并結(jié)合中國情境形成用于測量消費者非倫理消費行為的29個測量條款的初始四維量表[23]。本文以沈陽市區(qū)的消M者為研究對象，先在學校周邊發(fā)放問卷，進行了小樣本前測。通過小樣本前測，本研究刪除了因子載荷小于0.5的測量條款？押 “在超市品嘗葡萄，但不買”、“用別人的而不是自己的電話打長途”、“花一個小時試穿不同衣服，卻一件也不買”和“商品試用后不喜歡就退回去”。最終形成包含25個測量條款的四維量表。問卷使用Liket-5級量表（1=完全不認同，5=完全認同），要求被調(diào)查者對每個變量的測量題項進行打分。數(shù)值越小，則表明消費者的非倫理消費行為傾向越低，而數(shù)值越大，表明消費者非倫理消費行為傾向越高。

2.非倫理消費行為研究樣本。本文以沈陽市區(qū)的消費者為研究對象，正式的數(shù)據(jù)收集選擇以網(wǎng)絡和現(xiàn)場兩種方式發(fā)放問卷?，F(xiàn)場收集問卷是在沈陽市區(qū)某一繁華的消費購物街進行，采取隨機攔截、自愿填答、匿名填答的方式，當場發(fā)放，當場回收。共發(fā)放問卷250份，回收236份，經(jīng)過對問卷結(jié)果的仔細審核，剔除掉其中的無效問卷14份，最終得到有效問卷222份，有效回收率為88.8%。樣本信息如表1所示。

3.非倫理消費行為研究量表信度與效度。本研究使用SPSS19.0分析軟件對量表進行信度分析，采用Cronbach α值作為量表信度的依據(jù)。研究結(jié)果分析顯示，非法受益、被動受益、主動受益和無傷害四個因子的Cronbach α值分別為0.871、0.888、0.881和0.864。本文所采用量表的整體信度為0.876，說明本研究所采用量表具有良好的內(nèi)部一致性。由于本文所采用的量表來自于成熟量表，并且在問卷設計的過程中多次請教、征詢本領域的專家學者的意見，并進行了小樣本前測最終修訂而成，因此問卷具有較好的內(nèi)容效度。

4.非倫理消費行為研究數(shù)據(jù)處理。本研究對調(diào)研得到的225份消費者有效問卷進行探索性因子分析，進而對沈陽地區(qū)消費者的非倫理消費行為現(xiàn)狀做出一個整體判斷。本文首先檢驗研究數(shù)據(jù)是否適合進行因子分析。對數(shù)據(jù)進行檢驗，結(jié)果顯示KMO值為0.943，大于0.7，P值為0.000，小于0.05。因此，本文的調(diào)研數(shù)據(jù)適合進行因子分析。

本問卷提取特征值均大于1的4個因子，累計方差解釋率為63.117%，表明本文所用的量表具有良好的結(jié)構(gòu)效度。由于本文所獲得的因子結(jié)構(gòu)與前期學者的研究基本一致[12][22]，因此本文沿用以往學者的因子命名。

通過探索性因子分析，本文獲得四個因子。第一個因子為“非法受益”，表示消費者從非法活動中積極受益的行為。“非法受益”因子由7個測量條款組成，這類行為由消費者主動進行，例如，入商店行竊；乘坐無人售票公交車，不投或少投硬幣。第二個因子為“被動受益”，表示由于他人的失誤，消費者被動受益的行為。“被動受益”因子由7個測量條款組成，這類行為指消費者從賣方的失誤中得到好處。例如，商品已有損害但從外觀無法看出，退換時卻不說；發(fā)現(xiàn)服務員多找了錢，不把錢退還給商家。第三個因子為“主動受益”，表示消費者主動進行的以賣方利益為代價的非法獲利行為?！爸鲃邮芤妗币蜃佑?個測量條款組成，這類行為指消費者從不違法但有問題的行動中受益。例如，使用不屬于自己的長期可用密碼來獲得電子資源；低報小孩年齡，以獲得半價優(yōu)惠。第四個因子是“無傷害”，表示消費者認為這類行為不會給任何人帶來直接傷害，即使實際上可能造成傷害的行為?！盁o傷害”因子由4個測量條款組成，這類行為指消費者認為不會損害他人利益的問題行為。例如，在超市多拿幾個塑料購物袋；購買仿冒品而不買正宗的品牌產(chǎn)品。

三、人口統(tǒng)計變量分析

1.消費者非倫理消費行為在性別上的差異。本文利用獨立樣本T檢驗來分析非倫理消費行為是否存在性別上的顯著差異。如表3和表4所示，檢驗結(jié)果表明，在被動受益因子和無傷害因子上，男性和女性消費者沒有顯著差異；但在非法受益因子和主動受益因子上，男性和女性消費者在0.05顯著水平上均存在顯著差異。同時，從每一個題項上來看，男女消費者在7個題項上存在顯著差異。雖然總體上看男女消費者在無傷害因子上沒有顯著差異，但是在選項“安裝使用不是自己購買的電腦、游戲軟件”上，男女消費者卻存在顯著差異。這可能是由于“無傷害”因子的題項太少，樣本數(shù)量不足夠多，使得在“無傷害”因子上，男女消費者沒有表現(xiàn)出顯著差異。

總體而言，消費者非倫理消費行為在性別上存在顯著差異。我們也可以看出，在所有四個因子上，男性消費者的均值都大于女性消費者，因此男性消費者比女性消費者的非倫理消費行為傾向更高。這可能是因為女性比男性更關(guān)注倫理問題[24][25][26]，女性的非倫理消費傾向更低。

2.消費者非倫理消費行為在年齡段上的差異。本研究采用單因素方差分析方法，對消費者非倫理消費行為是否存在年齡上的顯著差異進行分析。如表5所示，分析結(jié)果表明，在“無傷害”因子上，不同年齡段的消費者在0.1顯著水平上存在顯著差異，30-39歲的消費者對消費者非倫理消費行為更傾向于認同，但是在其他三個因子上，他們均沒有顯著差異。同時，在四個因子上，年齡50歲及以上的消費者的均值都是最高的，年齡在40-49歲的消費者的均值是最低的，說明50歲及以上的消費者非倫理消費傾向水平更高，40-49歲的消費者非倫理消費傾向更低。這可能是因為隨著年齡的增長，個體行為逐漸體現(xiàn)出社會一致性和公正性，倫理水平不斷提高[27]，所以相比于40歲以下的消費者，40-49歲消費者的非倫理傾向更低。但是50歲以上的消費者大多出生于20世紀70年代以前，受教育程度較低，且對自己的行為約束較少，更能容忍非倫理行為。

3.消費者非倫理消費行為在職業(yè)、學歷、出生地上的差異。運用均值分別對消費者非倫理消費行為在職業(yè)、學歷、出生地上的差異進行分析。從圖1中可以看出，企業(yè)員工在四個因子上的均值均是最高的，這可能是由于在企業(yè)中工作以創(chuàng)造利潤為首要目標，企業(yè)員工可能更注重行為的效用，因此更能夠容忍非倫理行為，企業(yè)員工的非倫理消費行為傾向水平更高。但是總體上，不同職業(yè)的消費者對待非倫理消費行為的態(tài)度的差異不是很大。從圖2中可以看出，不同學歷的消費者非倫理行為均值沒有較大差異。從圖3中可以看出，不同出生地消費者非倫理消費行為均值差別較小。

4.消費者非倫理消費傾向的總體特點。研究結(jié)果顯示，非法受益因子的總體均值最低，為1.47。說明應試者普遍對這些主動進行的非倫理消費行為是非常不認同的，認為這些活動是違法的，非倫理消費傾向很低?！氨粍邮芤妗币蜃雍汀爸鲃邮芤妗币蜃拥目傮w均值分別為2.10和2.22，這兩個維度的均值較低，應試者普遍對這些會損害賣方利益并能獲得直接利益的行為是不認同的，認為這些活動也是非倫理的。“無傷害”因子的總體均值為2.74，這個維度的均值最高，應試者普遍對這些不會給賣方帶來直接傷害的行為的態(tài)度接近中立，不認為這些行為是錯誤的，傾向于認同此類的非倫理消費行為。

四、建議與對策

本文以沈陽市消費者為研究對象，基于人口統(tǒng)計學變量視角，圍繞沈陽市消費者的非倫理行為現(xiàn)狀展開研究?；趯嵶C研究的結(jié)果，得出以下結(jié)論：一是沈陽市消費者非倫理行為具有兩面性。當倫理界限較為清晰，消費者行為會給賣方帶來傷害時（“非法受益”、“被郵芤妗焙汀爸鞫受益”情境下），沈陽市消費者可以輕易做出獨立正確的判斷；當倫理界限較為模糊，消費者認為行為不會損害賣方利益（“無傷害”情境下）時，沈陽市消費者態(tài)度模糊，無法做出正確的判斷。二是性別、年齡等人口統(tǒng)計學變量因素會對沈陽市消費者非倫理行為產(chǎn)生顯著影響。實證研究表明：在“非法受益”和“主動受益”情境下，男性消費者比女性消費者更能容忍非倫理行為，在“無傷害”情境下，消費者年齡越大越能容忍非倫理行為。

從總體上來看，沈陽地區(qū)消費者在非倫理消費量表的得分較低，且非倫理消費行為具有兩面性。這可能是因為中國人具有較強的集體主義和面子問題，在公共場合下嚴格遵循道德標準，但私底下由于丟面子的風險小，所以有可能放松執(zhí)行道德的標準[28]。

基于上述研究結(jié)論，本文提出減少消費者非倫理消費行為的一些建議。企業(yè)可以基于產(chǎn)品的目標消費群體的人口統(tǒng)計學特征，合理分配資源，制定有針對性的的營銷策略，一方面減少消費者的非倫理行為，另一方面吸引顧客留住顧客。

1.企I要提供生產(chǎn)優(yōu)質(zhì)的產(chǎn)品和優(yōu)質(zhì)的售后服務。積極地宣傳社會主流價值觀念，這些會潛移默化的影響消費者的消費觀念，面對倫理困惑時，能夠獨立做出準確地判斷。比如在景區(qū)售票處打出“爭做孩子的榜樣，文明旅游”等字樣，一方面盡量減少家長為逃票謊報孩子年齡的數(shù)量，另一方面提醒家長文明出行。

2.企業(yè)可以改善消費者的消費體驗。一方面可以在店面裝修、商品擺設和服務態(tài)度等方面營造舒適的購物環(huán)境，以提高消費者進一步了解商品的意愿；另一方面注重培養(yǎng)員工職業(yè)素養(yǎng)，提高員工的專業(yè)素質(zhì)，增加顧客滿意度。良好的購物體驗能夠使消費者約束自己的行為，降低非倫理行為傾向。

3.企業(yè)可以通過增大消費者的風險感知來降低消費者實施非倫理行為的意向。一方面，企業(yè)可以提醒消費者作出某種非倫理消費行為可能會有“受罰”的風險，另一方面，企業(yè)可以通過增加技術(shù)手段提升非倫理消費行為被發(fā)現(xiàn)的可能性，如在多處安裝監(jiān)控，或者安排員工值班等提高消費者的感知風險，避免失竊的發(fā)生。另外，企業(yè)應該學會適度地拒絕顧客的不合理要求，給予消費者善意委婉的提醒。例如，在超市內(nèi)，對于消費者多拿購物袋、隨意拆開商品包裝袋等行為，可以在這些物品旁邊貼上“溫馨提示”，提醒消費者注意。

4.傳遞積極的企業(yè)價值觀，強化消費者的倫理信念。企業(yè)價值觀包含了企業(yè)在追求經(jīng)營成功過程中所推崇的基本信念。企業(yè)員工在與顧客進行溝通交流時，會將企業(yè)的經(jīng)營理念與消費倫理觀念傳遞給顧客，使消費者了解企業(yè)為消費者提供優(yōu)質(zhì)產(chǎn)品以及優(yōu)質(zhì)服務的追求，了解企業(yè)對服務規(guī)范的態(tài)度。當消費者在購買企業(yè)產(chǎn)品和置身于企業(yè)服務的環(huán)境中，會受到企業(yè)積極價值觀的影響，其消費倫理信念也會得到喚醒和強化。這有利于消費者規(guī)范自己的消費行為，同時也有利于提高顧客忠誠度。

本研究有一些局限性。由于倫理問題是比較敏感的話題，增加了數(shù)據(jù)收集的難度，并且受到經(jīng)費的限制，樣本數(shù)量略顯不足，可能會影響樣本的代表性。另外，本研究的樣本的人口統(tǒng)計特征也還不夠?qū)挿?。本文研究對象是沈陽地區(qū)的消費者，并不能代表我國其他地方消費者的非倫理消費行為特征，對于中國消費者的非倫理消費行為在人口統(tǒng)計學變量上的特征有待進一步研究。另外，性別和年齡等人口統(tǒng)計學變量對消費者非倫理行為產(chǎn)生的影響僅僅是表面上的，對于影響消費者非倫理消費行為的深層次因素，我們還需要進一步的研究。

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篇5

旅游客源市場按消費者地理區(qū)域分布、時間分布及旅游動機類型可劃分為旅游客源市場空間結(jié)構(gòu)、時間結(jié)構(gòu)、旅游類型結(jié)構(gòu)。

美國著名旅游市場學家埃塞爾等人，按旅游者流向?qū)⒙糜问袌龇譃橐患壥袌觯从慰蛿?shù)占目的地接待總?cè)藬?shù)比例最大，一般達40%～60%的客源市場）、二級市場（即游客人數(shù)在目的地接待總?cè)藬?shù)中占相當比例的客源市場）以及目前來的人數(shù)尚少的機會市場（也叫邊緣市場）。旅游客源市場空間分布集中性可用地理集中指數(shù)來定量分析，其模型為：

G為客源地的地理集中指數(shù)；Xi為第i個客源地的游客數(shù)量；T為旅游地游客總量；n為客源地總數(shù)。G值越接近100，游客來源越集中，旅游經(jīng)營越不穩(wěn)定；G值越小，則客源越分散，客源市場越穩(wěn)定。

旅游客源市場隨季節(jié)的不同而發(fā)生變化，因為對某一旅游地來說，不同的季節(jié)，其氣候不同，加之存在一些影響客源季節(jié)性變化的社會因素（如節(jié)假日、傳統(tǒng)習俗等），因而會出現(xiàn)旅游淡、旺季。

此外，旅游客源市場按消費者人口特征還可劃分為年齡結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)、職業(yè)結(jié)構(gòu)、文化層次結(jié)構(gòu)、收入結(jié)構(gòu)等。

為了適應不斷變化的市場環(huán)境，在激烈的競爭中獲得生存與發(fā)展，各旅游地、旅游企業(yè)必須研究旅游客源市場結(jié)構(gòu)，明確自己的客源市場目標，以便對自己的旅游產(chǎn)品進行正確的定位，制定切實可行的客源市場規(guī)劃，調(diào)整旅游產(chǎn)品經(jīng)營組合，制定合理的價格政策，并集中人力、物力、財力等，選擇最佳的宣傳促銷渠道，有針對性、有秩序地開拓自己的客源市場，以提高旅游客源市場占有率和旅游經(jīng)濟效益。

本文擬以全國百強縣之首的江蘇省江陰市為例，在對調(diào)查樣本的社會人口統(tǒng)計特征和旅行特征，以及旅游者旅游動機正交旋轉(zhuǎn)因子分析研究的基礎上，對江陰旅游客源市場進行了較為深入地比較分析。

二、資料來源與研究方法

筆者于2013年6-7月，對江陰旅游者進行了當面問卷調(diào)查。發(fā)放問卷720份，回收有效問卷494份，有效回收率68.61%。

問卷包括三部分內(nèi)容：被調(diào)查者的人口統(tǒng)計特征及社會屬性、旅游行為特征、旅游動機表述。其中動機表述共21項，要求被訪者用1（非常不同意）～5（非常同意）的等級方法來回復自己對旅游動機的表述，采用SPSS軟件對調(diào)查數(shù)據(jù)進行分析處理。首先，對問卷的第一、二部分數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計分析和交互分析，考察目的地游客的人口社會統(tǒng)計學特征以及不同組別旅游者的決策等行為；然后，采用主成分分析法和其他相關(guān)數(shù)據(jù)分析方法對第三部分的動機進行歸納分析。

三、旅游者的背景特征研究

（一）客源地特征

根據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：來江陰的游客中本省的占34.4%；江蘇、上海和浙江、安徽所占比例也很大，四地之和達61.6%，這些地區(qū)距目的地較近，經(jīng)濟較為發(fā)達，居民旅游意愿較為強烈；其次是福建、河南以及山東等省也占據(jù)一定比例，這主要是由于這些地方在江陰做生意或是打工的人較多，這些人利用假期或閑暇時間到江陰旅游資源旅游的緣故。在客源調(diào)查中，江陰本地游客所占比例較高，這于江陰所有旅游景點只對本地市民免費開放有一定關(guān)系?？偟膩碚f，客源的距離衰減原理表現(xiàn)的非常明顯，出游距離較短，中短途的旅游者占絕對多數(shù)。

（二）人口統(tǒng)計學特征

如表1所示：在年齡分布上，25―44歲的游客比例最高，這主要由于調(diào)查選擇在非節(jié)假日期間進行，在旅游景區(qū)游玩的大都是本地市民和外地旅游者，45-64歲游客占25.7%，高于全國平均水平，其中很大一部分是單位組織的商務會議或獎勵旅游。15―24歲的比例達18.8%，很多是工廠里打工仔打工妹利用休息時間一起出來游玩。14歲以下的比例最小，僅占0.8%。小孩主要是部分家長帶孩子出來一起親子游。

在文化程度上，由于受調(diào)查的游客中江陰本地游客較多，而江陰由于經(jīng)濟發(fā)達，教育重視，所以，江陰本地市民的文化水平普遍較高，同時，江陰由于重視人才的引進和培養(yǎng)，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%就不足為奇了。

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當比重，達到22.5%。與之相對應的是出游者的職業(yè)構(gòu)成，企事業(yè)管理人員和文教衛(wèi)生/專業(yè)技術(shù)人員占到34.2%，其次為學生為16.3%，服務銷售商貿(mào)人員11.2%，職業(yè)構(gòu)成與學歷以及收入水平存在顯著的正相關(guān)。

四、旅游者決策與動機行為研究

（一）出游方式

江陰游客以散客為主，占46.8%；其次是參加旅行社，占27.6%；再者是單位組織的福利、獎勵旅游占16.3%，最后是因公務、出差、開會順便出游的，為9.2%。其中，散客出游方式，又以家庭和親朋結(jié)伴出游為重?？傮w來說，江陰旅游喜歡結(jié)伴出游，樂意與身邊的人分享旅游經(jīng)歷。

（二）旅游信息來源

相關(guān)群體的介紹是主要的信息渠道，包括親朋的推薦和旅行社的推介，分別占28.7%，9.3%，其中親朋的推薦的28.7%是所有信息來源渠道中比例最高的，由此可以看出口碑對于游客的旅游決策起到異常重要的作用。另外一些白領傾向于在網(wǎng)站搜索旅游信息，比例為13.4%。這個比例也較高，說明在現(xiàn)代網(wǎng)絡時代，大眾對于信息的來源已經(jīng)開始依賴于網(wǎng)絡；最后廣播電視的宣傳手段作用也比較大，達到16.4%。而報刊雜志和旅行社推薦比例是最低的，只有10.1%和9.3%。

（三）主要交通工具

受客源地的影響，到江陰旅游所選交通工具主要以汽車為主（54.7%），另外私家車所占也比例非常高，達到23.1%。在客源市場開發(fā)過程中要特別關(guān)注自駕車旅游市場的特點和需求。

（四）旅游者的出游動機研究

使用SPSS16.0對江陰市旅游者旅游動機進行因子分析，首先對21項旅游動機描述項進行KMO統(tǒng)計量分析和巴特勒球形檢驗。KMO值=0.819，大于0.7，說明作因子分析的效果較好。巴特勒球形檢驗的 概率是0.000，說明數(shù)據(jù)具有相關(guān)性，適宜做因子分析。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轉(zhuǎn)法對提取的公因子進行旋轉(zhuǎn)，以使公因子有較滿意的解釋。以特征根大于1、因子負荷大于0.4為標準，可得5個動機因子，共解釋54.9%的方差，能夠概括江陰市游客主要旅游動機：

第一個動機因子包括9個變量，如考察學習、慕名而來、體驗不同的生活風格、增長見識增加知識等，命名為“考察體驗”動機，解釋總方差的17.33%；第二個動機因子包括觀賞美麗的風景、身體心理放松休息、處于平靜的氣氛中等，命名為“游憩放松”動機，解釋總方差的16.95%，前兩個動機因子解釋方差最多，是解釋江陰市旅游者動機差異的最主要因素；第三個動機因子包括探親訪友、和家人朋友在一起、帶孩子游玩增長見識，命名為“增進親朋感情”，解釋總方差7.67%；第四個動機因子包括商務公務會議需求和建立友誼發(fā)展關(guān)系兩個變量，命名為“商務/公務關(guān)系”動機，解釋總方差6.97%；第五個動機因子只有一個變量，命名為“宗教”動機，解釋總方差6.00%。

五、江陰客源市場的開發(fā)構(gòu)想

（一）明確并選擇合理的客源市場目標層

根據(jù)對江陰旅游者客源地特征分析，江陰旅游者主要客源地應該重點鎖定在華東及華東周邊地區(qū)。

華東地區(qū)，特別是以上海為中心的長江三角洲，是我國經(jīng)濟比較發(fā)達、城市密集、人口稠密的地區(qū)，出游能力較強，加之，江陰是長三角地區(qū)的幾何中心，交通發(fā)達，在本區(qū)內(nèi)可達性較好。因此，該區(qū)應成為江陰市國內(nèi)首選市場。華東周邊地區(qū)距江陰也不遠，在現(xiàn)代交通的背景下，華東周邊的游客可以很方便的通過飛機、高鐵、高速公路直達江陰。事實上，華東周邊地區(qū)如福建、湖南、河南等地區(qū)在江陰市國內(nèi)客源市場中已占一定比例。這地地區(qū)可進行適度的宣傳促銷，以作為江陰市國內(nèi)客源市場的補充。

（二）加強區(qū)域合作

華東地區(qū)旅游資源豐富，區(qū)內(nèi)集中了35處國家級風景名勝區(qū)，還有許多著名的旅游城市，已形成一定的旅游網(wǎng)絡。南京市無論在資源開發(fā)方面，還是在促銷方面，都應該與片內(nèi)其他地區(qū)加強合作，這樣可以形成優(yōu)勢互補，還可以借助周圍旅游區(qū)，提高自己的知名度，擴大自己的客源市場。如上海是著名的國際化大都市，其國內(nèi)、境外客源市場都很大，其每年境外游客數(shù)達100多萬人次，國內(nèi)年流動人口達1億人次，江陰距離上海只有198公里，滬寧高速、沿江高速、京滬高速、京滬高鐵等多條交通線路直通上海，如能與上海方面合作，將上海的部分游客中轉(zhuǎn)過來，那將是一個可觀的數(shù)目。

（三）加大宣傳促銷力度

根據(jù)江陰旅游者的信息來源分析，江陰在客源市場的開發(fā)中一定要加大投入重點可以采取以下方式：（1）采用多種形式的廣告，如在具有標志性的江陰長江大橋兩邊設置大型廣告牌、在車站候車廳運用大屏幕廣告等；（2）編印各種介紹江陰的小冊子，并可作免費贈送嘗試；（3）拍攝江陰旅游風光錄像片，在國內(nèi)外電視臺播映；（4）運用廣播電臺向國內(nèi)外廣播宣傳；（5）建設江陰自己的旅游網(wǎng)站，并加強在網(wǎng)絡上進行江陰旅游形象的推廣；（6）與其他地區(qū)聯(lián)合宣傳。此外，江陰旅游宣傳要多走出去，多參加國內(nèi)國際旅游方面的展銷、促銷活動等等。總之，可以通過不同渠道形成全方位、多層次的海內(nèi)外促銷網(wǎng)絡。

（四）加快軟、硬件建設，塑造良好的旅游城市形象

近年來，江陰的旅游基礎設施、服務設施有了很大的改善，但還不盡如人意，尤其是市內(nèi)道理狹窄、交通擁擠狀況未能有效地改變，連接各個旅游景區(qū)的交通系統(tǒng)還未建成，市容市貌、衛(wèi)生狀況也有待進一步改觀。因此，要盡快加強基礎設施建設，改善城市旅游環(huán)境，進一步提高服務質(zhì)量，樹立良好的旅游城市形象，打造江陰在旅游者心中的良好口碑，使江陰市的旅游業(yè)再上一個臺階。

參考文獻：

篇6

    DR分期入選病例常規(guī)復方托吡卡胺滴眼液散瞳行眼底照相,依據(jù)ETDRS分級出現(xiàn)下列任意改變者則考慮患有DR:微動脈瘤、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。本實驗基于以上分期將DR分為3級:輕度DR(包括輕度NPDR),中度DR(包括中度NPDR),威脅視力的DR(包括重度NPDR和增生性DR)。危險因素評估所有入選病例均記錄:吸煙史、高血壓病史、腦血管病史、血脂(總膽固醇、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白)、糖化血紅蛋白(HbA1c)、肌酐、尿微量白蛋白,高血壓病、高脂血癥、慢性腎病均以內(nèi)科診斷標準。裂隙燈(蘇州六六視覺YZ5F1裂隙燈顯微鏡)行眼前節(jié)檢查,并依據(jù)LOCSⅢ對白內(nèi)障進行分級[14,15]。統(tǒng)計學分析應用SPSS13.0統(tǒng)計軟件,多變量logistic回歸模型分析各期DR與屈光度、眼軸長的相關(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)計學意義。

    人口統(tǒng)計學和系統(tǒng)特點各屈光不正組標注了年齡、吸煙的顯著趨勢,近視人群相對來說更年輕(P<0.01),吸煙的比例更小(P<0.01)。校正年齡、性別后患者曲光狀態(tài)、服軸長度與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來說患以上三種DR的危險性越低(P=0.021,0.005,0.003)。盡管沒有統(tǒng)計學意義,但是可以觀察到眼軸長度越長相對來說患以上三種DR的危險性越低的趨勢。見表2。2.3校正多變量后患者屈光狀態(tài)、眼軸長度與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)報道了近視可能是DR發(fā)病的保護性因素[7,8,11,16],但是結(jié)果不盡相同。Dogru等[16]在1個19例(38眼)雙眼不對稱性DR非胰島素依賴糖尿病小樣本臨床回顧性研究中發(fā)現(xiàn)高度近視眼(<-6D)沒有出現(xiàn)增殖性DR(PDR),并提出高度近視可能是PDR的保護性因素,但是同時也指出小樣本研究不足以得出可靠的統(tǒng)計學結(jié)果。而在大樣本臨床試驗WESDR中,Moss等[11]在單變量分析中,指出近視(≤-2D)和DR的發(fā)生、發(fā)展以及PDR沒有相關(guān)性,而在logistic回歸通過控制共同變量,發(fā)現(xiàn)在年輕時起病的糖尿病患者中(起病年齡<30歲并應用胰島素)近視是DR發(fā)展為PDR的保護性因素。Pierro等[17]還提出DR患者的眼軸較非糖尿病患者及未發(fā)生DR的糖尿患者的眼軸短,為研究眼軸對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的保護性因素,而并沒有提及低度近視、中度近視對各期DR的影響如何。Lim等[12]在以人群為基礎的一項橫斷面研究中,指出近視、眼軸長是各期DR的保護性因素,與本試驗的臨床研究結(jié)果一致,支持并驗證了臨床長期觀察,但其保護性機制有待進一步討論。盡管近視是DR發(fā)病的保護因素的機制還不清晰,但是大多數(shù)理論將焦點放在近視發(fā)展過程中眼軸增長所引起的眼球的病理性改變。

    隨著近視的發(fā)展眼軸增長、鞏膜壁延伸、眼后極部變形,眼睛灌注壓下降、視網(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)所引起的巨噬細胞聚集減少,從而減弱了巨噬細胞所引起的視網(wǎng)膜增殖性病變[20]。此外,高度近視中脈絡膜視網(wǎng)膜萎縮,視網(wǎng)膜代謝率下降,氧更易于透過視網(wǎng)膜,彌散阻力減弱均對DR的發(fā)病起保護性作用[21]。完全玻璃體后脫離(PVD)及玻璃體液化在近視中更常見,已有報道稱完全PVD能夠減慢向新生血管及PDR的進程[22-24],分析可能的原因是完全性PVD后玻璃體中缺少了新生血管增殖需要的纖維支架,以及氧更易于通過液化的玻璃體擴散[21]。上述三項因素中任何一項都不足以獨立解釋近視對于DR的保護性作用,而其他可能的保護性機制有待進一步研究。本試驗雖然收集了大量臨床資料,并對每一個入選病例進行規(guī)范驗光、評估測量眼軸長度、眼底照相、并排除白內(nèi)障對屈光度的影響,但是因入選病例均為住院患者,因此在人群選擇上仍有偏差。綜上所述,本實驗為臨床所觀察到的近視眼不易患DR,尤其是增殖期DR提供了理論依據(jù),從而有助于臨床醫(yī)生評估糖尿病患者患DR的風險性。

篇7

【摘　要】生命表技術(shù)是人口學定量分析的源頭，也是人口學的分析方法之一。它主要是根據(jù)年齡別死亡數(shù)據(jù)編制的、反映一代人從出生到死亡、陸續(xù)減少直至全部消失過程的一種以特殊“統(tǒng)計表”形式存在的人口模型。在綜合國內(nèi)外主要學者研究成果的基礎上，重點對單遞減生命表的編制方法與步驟給予綜述，以期待對2015年河北省1%人口抽樣調(diào)查工作的數(shù)據(jù)開發(fā)與利用有所幫助。

關(guān)鍵詞 生命表；假想隊列；時期分析；隊列分析

作者簡介：付晨光（1983—），男，河北順平人，碩士，中級統(tǒng)計師，研究方向為人口經(jīng)濟學。

王穎（1983—），女，碩士，河北保定人，講師，研究方向為城鄉(xiāng)規(guī)劃與設計。

1　生命表基本思想

生命表是人口統(tǒng)計中最基本的思想，它在死亡分析、生育分析、遷移分析和人口預測中是必不可少的。生命表思想就是用假設在某一時期（通常為1年）、某一地區(qū)來自不同時期經(jīng)歷同一“人口事件”（例如出生、遷移、死亡等）的不同隊列（也可以說是一個假想隊列）表示為縱向跟蹤某一隊列（某一時期共同經(jīng)歷了某一人口事件的“一批人”）按觀察到的時期“假想隊列”所經(jīng)歷的人口事件完全退出為止，即用時期分析來代替隊列分析的一種假設模型。[1]這樣，更能生動地反映該時期人口過程水平與特征的綜合指標。

1.1　生命表的定義

人口學中，通常把同時出生的一批人(也就是同齡人)隨著年齡增長而陸續(xù)死亡的人數(shù)列成一種表格形式稱為死亡表。由于它同時也從另一方面反映著這一批人的整個生命過程，所以也叫做生命表。[2]又因為在此表中可以計算人口的平均預期壽命，有人也叫它壽命表。

1.2　“一批人”的概念

在人口學中，把在同一時期內(nèi)發(fā)生某種同樣人口事件的人稱為“一批人”，又叫一個隊列。

生命表最基本的用途是死亡研究（當然還可用于婚姻、生育、遷移等），是跟蹤同年出生的一批人從出生到死亡的全過程，它是一個動態(tài)時期指標。[3]在現(xiàn)實生活中，追蹤這批人從出生到死亡的全過程大約需要上百年時間，而且也不可能跟蹤到每一個人，于是人們想出了“假想隊列”。人們根據(jù)在某一年當中不同年份出生的不同年齡的多個隊列編制成一張表，這張表只需從0歲到最高年齡中各個年齡中詳細的平均人口、死亡人口，據(jù)此可以計算出mx,qx,lx,dx…各個指標。我們將其看成同年出生的一個隊列從出生到死亡的全過程，這樣我們無需去跟蹤，而只需找出某一年（如普查年和抽樣調(diào)查年）份的較準確的分年齡、分性別人口和死亡人口數(shù)據(jù)即可。這就是“假想隊列”的人口學含義。

2　生命表的應用

生命表技術(shù)是人口學、經(jīng)濟學乃至其它研究變量的社會科學中一種重要的研究工具。

在不同時期、不同地區(qū)，衛(wèi)生部門可以根據(jù)去死因生命表所反映的各種不同類型的疾病占年齡別死亡率的比重差異來決定醫(yī)療衛(wèi)生投資動向；教育主管部門根據(jù)教育生命表預測未來幾十年內(nèi)不同階段適齡教育人口的變動趨勢來決定對不同階段、類型的教育投資；在保險市場，生命表經(jīng)常被用來進行壽險分析，以供保險公司和參保人研發(fā)制定和選擇符合自身實際的生命保險方案和產(chǎn)品；國家稅收和其它主管部門可以根據(jù)不同行業(yè)企業(yè)生命表來制定稅收方案和其它宏觀經(jīng)濟政策。

筆者相信，隨著生命表技術(shù)研究的不斷成熟，該技術(shù)還會在更廣泛的學科領域不斷發(fā)揮其應有的作用。

3　生命表的基本編制步驟

生命表按從簡單到復雜分為單遞減生命表、“多遞減”生命表、多增—減生命表、去死因生命表和模型生命表；根據(jù)數(shù)據(jù)的獲得性又分為完全生命表和簡略生命表。筆者在此將單遞減生命表中的完全生命表的編制步驟和主要指標的推導公式加以介紹。簡略生命表的編制方法和步驟與此類似，限于篇幅本文不再重復。

如前所述，所有生命表需要的已知數(shù)據(jù)為一定時期（通常為1年）、一定地區(qū)分年齡（組）、分性別的人口總數(shù)和死亡人口。[4]假設生命表中的初始0歲（組）人口為100000人。據(jù)此，其它各指標的推導公式如下：（1）

式中：mx為x歲人口的死亡率；dx為x歲的死亡人口；Px為某時期、某地區(qū)x歲的平均人口。

我們根據(jù)年齡別死亡率推導年齡別死亡概率（具體推導過程略），公式為： （2）

0歲組的死亡概率就是死亡率：q0=m0（3）

x歲的死亡概率：（4）

最高歲組M+地死亡概率為1，即這一隊列全部人口都退出生命過程。

式中：ax為某年某地區(qū)x歲死亡的人口在這一年內(nèi)平均存活的期間。據(jù)經(jīng)驗，a0取0.09,1~4歲組中的a1，a2，a3，a4取0.3，5歲及以上到aM-1取0.5[5]，當ax取0.5時，公式（4）式等同于（2）式。

留存人數(shù)，0歲組根據(jù)慣例假設為100000人。這樣，死亡人口和下一歲的留存人口計算公式為：dx=lx×qx?。?），lx=lx-1-dx-1（6）

式中：x取除了最高歲組以外的所有值，最高歲組的留存人口等于死亡人口。留存人年的計算公式：Lx=lx+1×l+ax×dx（7）

式中：Lx為x歲的留存人年；ax的人口學意義和取值同qx公式中的ax。最高歲組的留存人年LM+的計算公式如下：（8）

從公式（8）可知LM+是最高歲組死亡率的倒數(shù)與最高歲組的留存人口的乘積。（由于篇幅所限，略去具體推導過程） 累計留存人年Tx的計算公式：

（9）

式中：x的取值從0歲到M-1歲。最高歲組的累計留存人年就是最高歲組的留存人年，即TM+=LM+。平均（預期）壽命的計算公式：

（10）

式中：x的取值從0歲到M+歲。最高歲組是最高歲組死亡率的倒數(shù)，即

（11）

留存率的計算公式：（12）

式中：x的取值從0歲到M-1歲。定義最高歲組為0。

至此，筆者已經(jīng)完成單遞減生命表編制方法與步驟的介紹，這也是對目前學術(shù)界單遞減生命表編制方法簡潔而實用的總結(jié)。以后，筆者將陸續(xù)總結(jié)多遞減生命表、去特定死因生命表和模型生命表的編制方法與步驟。不同類型生命表的編制將對2015年河北省1%人口抽樣調(diào)查的數(shù)據(jù)評估、開發(fā)與利用產(chǎn)生促進作用。

參考文獻

［1］曾毅.人口分析方法與應用[M].北京:北京大學出版社,1993(02).

［2］劉錚,鄔滄萍,査瑞傳.人口統(tǒng)計學[M].北京:中國人民大學出版社,1983.

［3］A.Coale and P.Demency.Reginal Model Life and Stable Population[M].Princeton University Press，1996.

篇8

中國老齡化程度嚴重，是全球唯一的老年人口過億的國家，據(jù)聯(lián)合國統(tǒng)計，到本世紀中期，中國將有近5億人口超過60歲。為應對人口老齡化現(xiàn)狀，中國有望于2017年正式出臺實行延遲退休方案，為落實好延遲退休政策。珠海市作為經(jīng)濟特區(qū)，政策優(yōu)勢、地緣優(yōu)勢、人才優(yōu)勢、經(jīng)濟優(yōu)勢明顯，探討珠海市作為試點城市的可行性具有重要意義。

一、有關(guān)延遲退休政策研究文獻綜述

1.國內(nèi)文獻綜述

通過查閱資料，雷勇和蒲勇健發(fā)表的《基于給付確定制的最優(yōu)退休年齡經(jīng)濟模型分析》為員工選擇最優(yōu)退休時機提供了參考依據(jù)； 2012年，張文學和任彥霏發(fā)表題為《人口年齡結(jié)構(gòu)變動下的最優(yōu)退休年齡動態(tài)模型構(gòu)建與應用――以陜西省為例》，探究實現(xiàn)社會福利最大化O最優(yōu)退休年齡模型；到2013年，李含偉和汪泓基發(fā)表《基于個人幸福最大化的最優(yōu)退休年齡分析與柔性退休制度仿真》，該論文考慮了個人獲得的物質(zhì)享受與個人對社會的奉獻價值。

2.國外文獻綜述

國外學者探究最優(yōu)退休年齡文獻較早，其中較為重要的研究有： 1984年Gary? S? Fields運用勞動力供給模型，對國民收入結(jié)構(gòu)、養(yǎng)老保障等因素進行實證分析，證明其會影響退休行為；2008年，Jonathan?Barry ?Forman探討退休年齡與人口統(tǒng)計學的關(guān)系，初步擬出養(yǎng)老金法案，為公共政策制定參考依據(jù)。2009年，Michael Tucker和Juan A.Lacomba兩位學者定量分析分別給出在正常市場和消極市場下最優(yōu)退休年齡應該在62q，且法定退休年齡也受到政治與經(jīng)濟因素影響的結(jié)論。

綜上所述，中國對延遲退休年齡問題爭論已久，但與國外成熟國家的退休年齡相比，中國學者研究最優(yōu)退休年齡著重考察個別因素進行定性分析，定量分析文獻較少。本文在前人驗證延遲退休年齡合理性的基礎上，建立logistic回歸模型，側(cè)重對相關(guān)數(shù)據(jù)進行定量的實證分析，進一步論證了珠海市延遲退休的可行性。

二、珠海延遲退休可行性探究

中國社會科學院社會保障實驗室特約研究員孫永勇等學者認為最佳退休年齡與參加工作年齡、退休年齡、死亡年齡、名義利率、退休前死亡概率、個人效用之間可建立數(shù)據(jù)模型，根據(jù)歷史數(shù)據(jù)測算得出城鎮(zhèn)就業(yè)人員最有退休年齡達64.14歲。中國人力資源和社會保障部表明將制定出臺漸進式延遲退休年齡政策，城鎮(zhèn)就業(yè)人口法定標準退休年齡有望達到男性65周歲，女性60周歲。

1.珠海市延遲退休政策定性分析評價體系

為探究珠海市就業(yè)人口退休年齡，充分利用評價模型和預測模型，定性分析4個關(guān)鍵因素：人口平均預期壽命、人口老齡化、勞動力供求關(guān)系、市民受教育程度，得出“延遲退休”科學可行的制度設計。

假設：

（1）4個國情指標對于延遲退休影響等值。

（2）假設研究延遲退休對某一指標的影響，其他指標值忽略不計。

（3）影響珠海市與影響中國退休年齡的因素基本一致。

根據(jù)珠海市統(tǒng)計局數(shù)據(jù)可知，第一，隨著珠海經(jīng)濟的發(fā)展和人民生活水平的不斷提高，人均預期壽命不斷延長，珠海市的人口老齡化呈增長趨勢，2010年珠海全市人口的平均預期壽命為80.2歲，而珠海市2015年全國1%人口抽樣調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報顯示珠海全市人均預期壽命提高到82.5歲，居廣東省之首；第二，退休年齡與受教育年限延長不相適應，受教育程度與受教育年限成正比，維持原來的退休年齡規(guī)定，勞動力可能處于人力資本高峰期退休，造成人力資本的浪費；第三，退休年齡與人口老齡化趨勢不相適應，社會保障壓力增大。

珠海市延遲退休政策定性分析，延遲退休年齡政策在珠海市同樣具有可行性。

2.Logistic回歸模型進行定量分析

通過調(diào)查問卷的方式，以調(diào)查者愿意頻率來反映延遲退休年齡政策是否可行的概率。Logistic回歸分析方法是對定性變量的回歸分析。在實際問題中，是否實施延遲退休政策，確定延遲與不延遲兩個變量。

設因變量y是0-1型，自變量為j x （j=1，2，3）。設y=1時的概率為p，則Logistic回歸方程為

根據(jù)職業(yè)類型的劃分，從事業(yè)單位、企業(yè)單位和體力勞動者三個角度對P值進行計算。P1代表事業(yè)單位中愿意退休的頻率，P2代表企業(yè)單位中愿意退休的頻率，P3代表體力勞動者中愿意退休的頻率。

模型估計的結(jié)果可以寫為：

綜上，通過建立logistic模型，顯示出中國人均GDP與人均公共管理、社會保障和社會組織固定資產(chǎn)投資額對退休年齡有顯著影響，人均GDP的增加有助于延遲退休政策的實施。

三、研究結(jié)論和建議

1.將珠海市作為延遲退休試點城市具有可行性

本文對珠海市延遲退休政策定性分析評價體系，得出延遲退休政策χ楹J芯濟發(fā)展、勞動力市場優(yōu)化、教育可持續(xù)發(fā)展和珠海整體戰(zhàn)略布局這四方面都有積極意義。

結(jié)合中國與珠海的數(shù)據(jù)進行定量的實證分析，建立logistic回歸模型法，得出人均GDP與人均公共管理、社會保障和社會組織固定資產(chǎn)投資額系數(shù)的t統(tǒng)計量都高度顯著相關(guān)，且所有系數(shù)都具有正確的符號，表明人均GDP與人均公共管理、社會保障和社會組織固定資產(chǎn)投資額系數(shù)這兩個變量共同對愿意延遲退休有顯著的影響，延遲退休方案在珠海市實施具有可行性。

2.建議推行彈性退休制，完善養(yǎng)老金給付機制

實行彈性退休制，意味著城鎮(zhèn)人員可以根據(jù)自身健康狀況和工作意愿在55歲到65歲之間選擇合適的時間來辦理退休手續(xù)。養(yǎng)老金與退休年齡相掛鉤，可提高參保人員的繳費積極性、減輕社會養(yǎng)老壓力，還可有效避免富有勞動力人員提前退休。能夠積極引導勞動力市場，充分發(fā)揮市場機制在退休決策中的作用，使得個人在退休決策時選擇的方案可以達到最優(yōu)化。

政府應當制定退休年齡的指導性政策，制度設計與利益激勵相符，鼓勵各地區(qū)因地制宜，實行彈性退休制。政策制定與實施過程動態(tài)監(jiān)管，避免養(yǎng)老金缺口影響社會保障制度的可持續(xù)性，建立完善的養(yǎng)老制度也有利于社會公平與效率的實現(xiàn)，將養(yǎng)老金的給付水平與退休時間緊密聯(lián)系起來，可以根據(jù)不同的退休時間調(diào)節(jié)養(yǎng)老金的給付，從而體現(xiàn)養(yǎng)老金收繳及發(fā)放的公平與效率結(jié)合。

四、結(jié)語

珠海市作為經(jīng)濟特區(qū)，具有經(jīng)濟創(chuàng)新創(chuàng)優(yōu)的政策優(yōu)勢；地處珠江口西岸，與香港隔海相望，與澳門陸地相連，具有獨特的地緣優(yōu)勢；以“藍色珠海高層次人才計劃”為核心的戰(zhàn)略布局，具有人才優(yōu)勢；建設發(fā)展建立在中國改革開放30多年的有益成果基礎上，經(jīng)濟增長保持中高速，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)邁向中高端，開拓“生態(tài)文明新特區(qū)、科學發(fā)展示范市”建設新局面，具有顯著的經(jīng)濟優(yōu)勢。有作為退休政策試點城市的優(yōu)勢。

緊隨國家改革，發(fā)揮優(yōu)勢，通過試點城市效用帶動作用，將對珠海市的發(fā)展產(chǎn)生深遠的影響。對延遲退休政策的探究，契合社會需求，有利于提高廣大人民群眾對延遲退休問題的重視程度，有利于社會發(fā)展進步。中國學者研究最優(yōu)退休年齡著重考察個別因素進行定性分析，定量分析文獻較少。本文在前人驗證延遲退休年齡合理性的基礎上，側(cè)重對相關(guān)數(shù)據(jù)進行定量的實證分析，進一步論證了延遲退休政策的合理性，得出珠海市作為延遲退休政策試點城市的可行性，并提出推行彈性退休制，完善養(yǎng)老金給付機制的建議。日后，研究會繼續(xù)數(shù)據(jù)收集、社會調(diào)查工作，在模型中增加要素研究，持續(xù)關(guān)注延遲退休政策的出臺及影響。

參考文獻：

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[2] 汪海菊，高廣闊，張騰化.中國最優(yōu)退休年齡測度方法研究綜述[J].改革與開放，2015，（7）.

篇9

中圖分類號：F590．7文獻標志碼：A文章編號：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，以游客觀賞和互動參與為主，以當?shù)厣贁?shù)民族群眾為主體，由文化演藝公司策劃設計和投資運營，表演節(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，包括舞臺表演、民俗活動和民族節(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，具有一個很大的發(fā)展空間和發(fā)展?jié)摿Γ畯V西桂林依托獨具獨特的山水景觀和民族文化，通過提煉，整合地脈、文脈，將自然、人文、藝術(shù)、科技完美結(jié)合，設計開發(fā)了“印象劉三姐”實景演出，成為民族文化旅游演藝產(chǎn)品開發(fā)的經(jīng)典作品．“印象劉三姐”實景演出迎合和引領了現(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”的時間模式，實現(xiàn)了“桂林旅游，陽朔住宿”的空間消費模式的成功轉(zhuǎn)型．“印象劉三姐”實景演出的舞臺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、民風民俗、傳統(tǒng)服飾、歌舞文化和民族藝術(shù)．“印象劉三姐”實景演出借助現(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．時代性既體現(xiàn)了愛情自有歌唱的時代故事，又是適應傳統(tǒng)文化的現(xiàn)代表現(xiàn)手段．在開發(fā)過程中，如何綜合利用旅游資源，正確處理與旅游目的地居民的關(guān)系，使“印象劉三姐”實景演出取得良好的社會效益，是值得考慮的問題．基于此，文中以“印象劉三姐”實景演出作為民族文化旅游演藝產(chǎn)品開發(fā)的典型案例，開展實證研究．

1研究述評

李永紅等最早提出了旅游演藝的概念［1］．與其他旅游形式的研究相比，旅游演藝研究還處于探索階段．目前，學術(shù)界對于旅游演藝的研究主要集中于旅游演藝的文化內(nèi)涵、資源價值、經(jīng)濟效應、產(chǎn)品策劃等理論和實證研究［2－7］；旅游演藝產(chǎn)品的開發(fā)設計及營銷推廣方面的研究［8－11］；也不乏對旅游演藝產(chǎn)業(yè)化發(fā)展的探索［12－13］；還有旅游人類學在研究民族文化旅游時對旅游演藝的文化內(nèi)涵和民族文化“舞臺化”問題的研究［14－16］．總體來說，現(xiàn)有研究對于旅游主體———游客的研究缺乏深度．文中從游客感知視角，探究游客對民族文化旅游演藝的感知與評價，進一步加深旅游演藝相關(guān)研究．

2指標體系構(gòu)建

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

3研究方法與數(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)計分析法［22］．針對旅游者的感知，影響因素眾多，因子分析法能夠在眾多因素中提煉主要因素，簡化問題．因此，文中采用因子分析法中的主成分分析方法，探究民族文化旅游演藝產(chǎn)品游客感知的主要影響因素．與此同時，研究還采用統(tǒng)計學分析方法t檢驗和單因子變異系數(shù)分析，針對不同類型的旅游者的特征與游客感知評價因子進行差異化分析，探究不同類型旅游者民族文化旅游演藝產(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價指標均為軟指標，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行實地調(diào)研，在調(diào)研基礎之上設計評價指標體系，采用統(tǒng)計學問卷調(diào)查方法對評價指標進行賦值．2011年9月30日—10月5日，以“印象劉三姐”實景演出為樣本，開展實地調(diào)查和問卷調(diào)查．發(fā)放問卷400份，其中有效問卷占91％．

4研究結(jié)果

4．1游客感知影響因素

使用SPSS15．0統(tǒng)計軟件，對問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進行主成分分析，測度量表信度的Cronbachα系數(shù)，表明問卷調(diào)查數(shù)據(jù)可靠性高，KMO統(tǒng)計量、巴特勒球形檢驗值均適合采用因子分析方法（表2）．對24項描述項進行共同度檢驗，剔除共同度小于0．4的描述項．然后，進行方差最大化旋轉(zhuǎn)，公因子提取按照特征值大于1提取的原則，共提取出5個公因子，累計解釋方差為61．784％，公因子分別命名為“魅力性”、“知識性”、“傳統(tǒng)性”、“娛樂性”和“真實性”．

4．2不同人口統(tǒng)計學特征游客偏好

對不同人口統(tǒng)計學特征游客的偏好進行比較分析（表3.在性別方面，女性游客對“印象劉三姐”實景演出的評價高于男性游客；在魅力性因子（P＝0．042）、娛樂性因子（P＝0．031）上，男女游客存在顯著性差異．從旅游心理學的角度可以發(fā)現(xiàn)，女性在外部刺激發(fā)生時在思想感情方面比男性更加易于受到影響和感染．女性游客在觀賞“印象劉三姐”實景演出時，比男性游客受到更加強烈的感染，而男性游客相對于女性游客更加理性一些，更加容易控制感情，更加客觀地做出評價．t檢驗分析結(jié)果顯示，男性游客均值均低于女性游客，這一分析結(jié)果與實際情況比較接近．對年齡、受教育程度、職業(yè)變量進行單因子變異系數(shù)分析（One－wayANOVA）與Sheffe事后差異性檢驗分析，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“印象劉三姐”實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，均值逐漸降低，50歲以上旅游群體的均值較低．青年旅游者在觀賞演出時更加注重場景的設計，注重演出的舞臺效果，表演的美觀性．這一旅游群體的好奇心比中老年游客要強，對新事物的興趣濃厚，因此在“印象劉三姐”實景演出的魅力性上有較高的認同值．36歲以上中老年人在傳統(tǒng)性因子上的認同度高于36歲以下的青年人，主要原因是中老年游客更加注重民族文化的傳統(tǒng)性，“印象劉三姐”實景演出所蘊含的深厚民族文化積淀對中老年人有著更大的吸引力．在受教育程度變量中，知識性因子（P＝0．004）、傳統(tǒng)性因子（P＝0．000）存在顯著性差異．本科學歷的旅游者對知識性、傳統(tǒng)性的認可程度比研究生和本科以下學歷的旅游者要高一些．主要原因是旅游者的受教育程度差異，導致旅游者對民族文化旅游演藝產(chǎn)品的認知和評判水平存在差別．本科以下學歷的旅游者，由于其知識儲量有限，對“印象劉三姐”實景演出的理解與接受都有一定限制，因此，他們對“印象劉三姐”實景演出知識性和傳統(tǒng)性的認同低于本科學歷的游客．而像研究生這樣一個高學歷的旅游者群體中一些游客見多識廣，在不同的地區(qū)觀賞過各類文化表演活動，具有民族文化旅游方面的淵博知識，比其他學歷的游客對民族文化旅游演藝產(chǎn)品認識更加深刻，評價能力也比較強，因此，這一旅游群體對“印象劉三姐”實景演出的態(tài)度會更加理性化，評價也具有一定的深度．由于知識儲備較大，對旅游的評判標準比較高，對文化旅游產(chǎn)品的要求也較高，所以，這一旅游群體對“印象劉三姐”實景演出知識性和傳統(tǒng)性的認同感要低于大專及本科學歷的游客．職業(yè)變量中，傳統(tǒng)性因子（P＝0．026）、知識性因子（P＝0．013）均存在顯著性差異．公務員、企事業(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、知識性因子的認可度高于私營企業(yè)人員、學生和其他職業(yè)者，主要原因是職業(yè)差異．在我國行政事業(yè)單位工作的公務人員和專業(yè)技術(shù)人員的文化層次較高，更加注重“印象劉三姐”實景演出的傳統(tǒng)性，他們在閱歷、知識和對文化的認識水平要比私營企業(yè)人員、學生和其他職業(yè)者更高，對民族文化的傳統(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、知識性、傳統(tǒng)性、娛樂性、真實性5個主要因素的影響．在民族文化旅游演藝產(chǎn)品策劃、設計和市場推廣中，應當選取優(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)品開發(fā)的靈魂，抓住旅游市場需求和游客求新探奇的心理需求，轉(zhuǎn)變傳統(tǒng)的“閉門造車”的產(chǎn)品開發(fā)設計觀念，深入探察旅游市場需求和游客的旅游心理需求，理論與實際緊密結(jié)合，傳統(tǒng)與現(xiàn)代有機結(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，應當在民族傳統(tǒng)文化向民族文化旅游演藝產(chǎn)品轉(zhuǎn)化的過程中，在民族文化的表現(xiàn)形式上適當加入一些現(xiàn)代文化元素，用現(xiàn)代化的表現(xiàn)手法去創(chuàng)作并刻畫民族文化．創(chuàng)作的基礎必須是傳統(tǒng)的民族文化，應當表現(xiàn)民族傳統(tǒng)文化的真實內(nèi)涵，不能憑空設想和自由創(chuàng)造．另外，從游客感知評價的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，真實性對民族文化旅游演藝產(chǎn)品的影響不及魅力性、知識性、傳統(tǒng)性和娛樂性突出．究其原因，是在新的時代背景下，我國城市化和現(xiàn)代化的步伐不斷加快，特別是西部少數(shù)民族地區(qū)在西部大開發(fā)、大發(fā)展的過程中，生活生產(chǎn)方式和傳統(tǒng)的民風民俗都在悄然演變，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，應當認識到保護和傳承民族傳統(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)傳承人是當務之急．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)實生活之間的距離不斷拉大，民族文化旅游演藝的真實性也很成問題．2）在觀賞“印象劉三姐”實景演出的游客中，不同人口統(tǒng)計學特征的游客對“印象劉三姐”實景演出的評價存在顯著的差異．在性別方面，女性游客對“印象劉三姐”實景演出的評價高于男性游客，說明女性旅游市場的潛力巨大．在今后民族文化旅游演藝市場的開發(fā)和推廣中，應當加大女性旅游市場的宣傳和推介，針對女性旅游市場開發(fā)適銷對路的民族文化旅游演藝產(chǎn)品．年齡方面，青年游客對演出的魅力性評價比中老年游客高，而中老年游客則對演出的傳統(tǒng)性有較高的評價．所以，在今后的民族文化旅游演藝開發(fā)與設計中，針對青年旅游市場要更加注重魅力性方面的開發(fā)與設計，對于中老年旅游市場要更加突出其文化品味的提升．在學歷方面，本科學歷的游客比其他學歷的游客對演出的知識性和傳統(tǒng)性有著更高的認同度，本科學歷的旅游者應當為民族文化旅游演藝產(chǎn)品追逐的重要目標．隨著我國經(jīng)濟社會的快速發(fā)展，公民的受教育水平逐步提升，這一細分市場的規(guī)模會越來越大，與此同時，這一旅游群體的收入水平也比較高，旅游消費的潛力巨大，這一旅游群體將是未來民族文化旅游演藝產(chǎn)品的最大客戶群．這一旅游群體的文化水平較高，對文化的鑒賞能力較強，對旅游產(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，公務員、企事業(yè)單位人員、專業(yè)技術(shù)人員和離退休人員對民族文化旅游演藝產(chǎn)品的傳統(tǒng)性比較熱衷，同時他們對民族文化旅游演藝的知識性要求也比較高，所以針對這一細分市場要注重民族文化旅游演藝知識性和傳統(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)品的開發(fā)設計和營銷推廣要緊扣旅游細分市場的需求，特別是要針對不同人口統(tǒng)計學特征的游客，開發(fā)更具針對性的適銷對路的旅游產(chǎn)品．

6討論與展望

6．1討論

國內(nèi)學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，研究方法多以定性描述為主，較少采用數(shù)理分析方法，對民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)、營銷推廣、經(jīng)營管理等研究缺乏直觀性和說服力．文中從游客感知的視角，分析民族文化旅游演藝產(chǎn)品的主要影響因素，并借助“印象劉三姐”實景演出案例構(gòu)建民族文化旅游演藝產(chǎn)品游客感知評價體系，并將主成分分析、單因子變異系數(shù)分析和Sheffe事后差異性檢驗分析方法運用于民族文化旅游游客感知方面的研究，為今后民族文化旅游產(chǎn)品游客感知評價體系和產(chǎn)品開發(fā)提供了思路．

6．2展望

1）通過“印象劉三姐”實景演出創(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)品開發(fā)應當注重創(chuàng)意開發(fā)．民族文化旅游資源的內(nèi)容豐富，開發(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)文化真實性的同時加入一些現(xiàn)代元素，將是民族文化旅游創(chuàng)意開發(fā)的發(fā)展方向．2）通過“印象劉三姐”實景演出創(chuàng)意旅游產(chǎn)品的游客感知調(diào)查進一步明確，民族文化旅游產(chǎn)品的策劃、設計的終極目標就是最大限度滿足游客的旅游需求．民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)要在保護民族傳統(tǒng)文化的前提條件下，把握旅游市場需求．要深入了解不同性別、不同收入、不同年齡、不同學歷、不同職業(yè)游客的旅游消費偏好，在準確定位游客群的情況下確定民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)方向．3）民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)要把握好民族文化的真實性和傳統(tǒng)性．任何脫離實際的文化創(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)民族群眾真實生活環(huán)境的民族文化創(chuàng)意旅游產(chǎn)品才會閃爍出奪目的光彩．因此，民族文化旅游產(chǎn)品的開發(fā)一定要接地氣，不能憑空設想，真實性和傳統(tǒng)性是民族文化旅游產(chǎn)品開發(fā)永恒不變的主題，也是民族文化旅游產(chǎn)品創(chuàng)意開發(fā)的基礎．

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篇10

[中圖分類號]F323.89 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2013）06-0048-03

一、問題的提出

醫(yī)療衛(wèi)生建設是確保人民群眾安居樂業(yè)的重要因素之一，中國政府向來重視醫(yī)療衛(wèi)生建設，每年都不斷加強醫(yī)療衛(wèi)生投入力度。從1990年到2011年，中國衛(wèi)生總費用由747.39億元增加到了24，268.78億元，增加了32.47倍；衛(wèi)生總費用占GDP的比重也由4.00%上升到了5.15%；人均衛(wèi)生費用由65.40元增加到了1，806.95元，增長了27.63倍。國家的大力投入，目的就是為了提高全國醫(yī)療衛(wèi)生整體水平，讓每一位人民群眾生病有地方看，享受全國范圍的醫(yī)療衛(wèi)生體系保障，切實提升生活質(zhì)量，共享社會主義發(fā)展建設成果。但事與愿違，伴隨著醫(yī)療衛(wèi)生投入力度的不斷增加，農(nóng)村居民醫(yī)療支出費用不但沒有下降，反而越來越高，農(nóng)村居民“看病難、看病貴”的呼聲越喊越響。據(jù)統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，1990年到2011年，農(nóng)村居民家庭人均醫(yī)療保健支出由19.02元上漲到436.75元，上漲了22.96倍。而農(nóng)村居民的人均純收入由686.31元上漲到了6，977.29元，上漲了10.17倍。衛(wèi)生消費總費用和人均衛(wèi)生費用的增長倍數(shù)都大于農(nóng)村居民家庭人均醫(yī)療保健支出增長的倍數(shù)，但農(nóng)村居民家庭人均醫(yī)療保健支出增長的倍數(shù)卻遠遠大于農(nóng)村居民的人均純收入增長倍數(shù)。是什么因素影響了農(nóng)村居民醫(yī)療衛(wèi)生費用的支出呢？下面本文就針對這個問題進行定量分析研究。

二、Grossman健康資本需求理論

美國紐約州立大學的Michael. Grossman教授將人力資本觀念應用于醫(yī)療健康領域，創(chuàng)建了完整的醫(yī)療需求理論。在醫(yī)療資源有限而醫(yī)療需求無限的矛盾關(guān)系下，Grossman健康資本需求理論認為健康是一種耐用資本存量，能夠產(chǎn)生工作時間而增加收益，能夠讓人身體舒適而感到心情愉悅。當人體健康不能保證時，就需要消費醫(yī)療服務來進行健康恢復。但醫(yī)療服務不僅僅是一種消費品，還是一種投資品。作為消費品，通過醫(yī)療服務消費能夠重新獲取健康，從而身體舒適心情愉快；而作為投資品，通過醫(yī)療服務人們可以獲得更多的工作時間，進而增加收益。

健康資本存量是一個動態(tài)變量，受到年齡、收入、教育水平、衛(wèi)生服務價格和社會醫(yī)療保險等因素的影響。隨著年齡的增長，健康資本會自然減少，身體不會再如年輕時舒適愉快，可用于工作的時間也會越來越少。收入對健康資本存量有正向影響，收入越高人們往往越具有購買醫(yī)療服務的意愿。教育水平對健康資本存量有負向影響，教育水平越高獲取的收入越多，人們的生活質(zhì)量也會隨之提升，醫(yī)療服務需求就會減少。衛(wèi)生服務價格對健康資本存量有負向影響，衛(wèi)生服務價格提高后，不健康時的損失將會加大，人們會注意維持健康水平或?qū)で笃渌娲諟p少衛(wèi)生服務消費。社會醫(yī)療保險的存在將會有效保持健康資本存量水平，人們就醫(yī)時大大降低了消費壓力，增加了衛(wèi)生服務需求，衛(wèi)生服務需求曲線變得沒有彈性。

三、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

農(nóng)村居民患病就醫(yī)的支出費用是一個連續(xù)的經(jīng)濟變量，可以用以下對數(shù)線性模型進行估計：

ln（Y）=aiXi+？著 ε～N（0，1）

其中，Y表示農(nóng)村居民患病就醫(yī)的支出費用；Xi表示影響農(nóng)村居民患病就醫(yī)支出費用的因素；ai表示各個影響因素的影響程度；ε表示隨機誤差項，即未被考慮因素的影響，服從標準正態(tài)分布。

參考美國紐約州立大學Michael. Grossman教授創(chuàng)立的Grossman健康資本需求理論，最終確立個人影響因素和地區(qū)影響因素兩大類影響因素，具體情況如表1所示。

本文使用2009年CHNS數(shù)據(jù)進行分析研究。CHNS是北卡羅來納大學人口研究中心和中國疾病控制與預防中心合作開展的“中國健康與營養(yǎng)調(diào)查”項目（China Health and Nutrition Survey，簡稱CHNS）。這個項目是一個包括營養(yǎng)學、公共衛(wèi)生、經(jīng)濟學、社會學、中國研究和人口統(tǒng)計學方面的專家團隊，采用多階段隨機分層抽樣方法，在中國的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖南、湖北、廣西、貴州，共計9個省份，開展的針對城鄉(xiāng)居民的人口、生產(chǎn)、生活、收入、消費、營養(yǎng)健康以及醫(yī)療保健等特征的統(tǒng)計調(diào)查，是目前中國居民醫(yī)療微觀調(diào)查中比較權(quán)威的數(shù)據(jù)。

四、影響因素定量分析

1. 空模型檢驗

CHNS數(shù)據(jù)是在中國的黑龍江、遼寧、山東、河南、江蘇、湖南、湖北、廣西、貴州，共計9個省份開展的調(diào)查數(shù)據(jù)，可能存在層次結(jié)構(gòu)特征，因此對其進行空模型檢驗，結(jié)果如表2所示。

對數(shù)據(jù)進行二分類離散數(shù)據(jù)空模型擬合，得到截距項U0的P

2. 多層線性回歸分析

由于農(nóng)村居民患病就醫(yī)的支出費用是一個連續(xù)的經(jīng)濟變量，因此采用多層線性回歸模型進行分析。通過模型擬合和變量篩選，最終結(jié)果如表3所示?？梢钥吹剑趥€人層次影響因素中，低年齡、高年齡、小學、家庭人均收入和保險對農(nóng)村居民醫(yī)療支出沒有顯著影響，男性、高中、未工作、非農(nóng)工作和患病嚴重對農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著正向影響，單身、患病不嚴重和家庭規(guī)模對農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著負向影響。在地區(qū)層次影響因素中，農(nóng)村每千人醫(yī)生衛(wèi)生員數(shù)對農(nóng)村居民醫(yī)療支出沒有顯著影響，農(nóng)村醫(yī)療價格水平對農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著正向影響，農(nóng)村人均純收入對農(nóng)村居民醫(yī)療支出有顯著負向影響。

四、結(jié) 論

根據(jù)上述定量分析，可以得到以下結(jié)論：

1. 個人影響因素

年齡、家庭人均收入和保險對農(nóng)村居民醫(yī)療支出沒有顯著影響。

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

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

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

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

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

2. 地區(qū)影響因素