序論：寫作是一種深度的自我表達。它要求我們深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隱藏在內心深處的真相，好投稿為您帶來了七篇人口統計學變量分析范文，愿它們成為您寫作過程中的靈感催化劑，助力您的創(chuàng)作。

篇(1)

關鍵詞　青少年 網絡暴力游戲　青少年暴力行為

中圖分類號　G206　文獻標識碼　A

一、研究背景

互聯網的迅速發(fā)展和以網絡游戲為代表之一的網絡文化的繁榮，使人們的目光注目于網絡這一新的生存空間。德弗勒在《大眾傳播理論》一書中曾提出“不同的傳媒以不同方式被指控負有五種責任”，其中就有一項為“提高青少年的犯罪率”。那么，作為人際互動性、情節(jié)開放性、以及刺激性強的網絡暴力游戲是否也像德弗勒所說的那樣，提高了青少年的犯罪率呢?

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

美國從人口統計學、醫(yī)藥學、心理學等角度來分析網絡暴力游戲與玩家攻擊的關系，為進一步研究網絡暴力游戲提供基礎。20世紀60年代格伯納對美國社會的暴力和犯罪問題研究發(fā)現，電視暴力內容對青少年犯罪具有“誘發(fā)效果”，并且發(fā)現暴力內容增大了人們對于現實社會環(huán)境的危險程度的判斷。多尼克與格林伯美研究兒童對暴力的態(tài)度，發(fā)現小學生在接觸電視暴力節(jié)目后，其對暴力行為的贊同程度顯著提高，遇到困擾的情況時也較容易采取暴力手段來解決。國內也有這方面的研究但不多，陳美芬等通過實驗考察了網絡暴力游戲對內隱攻擊性的影響；鄭宏明等分析暴力電子游戲對攻擊行為影響的心理機制和特點。國內外研究發(fā)現暴力內容對青少年暴力認知有影響，但網絡暴力游戲對青少年暴力行為是否有影響尚有深入研究的空間，而網絡暴力游戲對社會的發(fā)展所造成的危害又迫切需要這種研究。

二、相關理論與定義

社會學習理論認為。人的行為不是一種被動地受影響的過程，相反，人的學習具有主動觀察與模仿性。人們的攻擊是從個人引以為楷模的人物中學習而來的，如果該人物及其行動被視為“真實”，或與個人及心理情境有相似之處，則較容易產生注意、記憶及表現。許多犯罪的行為并不是天生的，而是人在環(huán)境中觀察后模仿的。傳媒所營造的符號環(huán)境的示范作用，效果可能更大。

美國學者喬治?格伯納在對美國社會的暴力和犯罪問題研究后建立了“涵化理論”，他認為，為電視暴力內容對青少年犯罪具有“誘發(fā)效果”但無必然聯系。而且，這種影響不是短期的。而是一個長期的、潛移默化的、“培養(yǎng)”的過程。這給我們提供了一個研究思路和基礎理論，可以探尋網絡暴力游戲對青少年影響的機制。

本文將“網絡暴力游戲”作為操作性概念定義為：網絡暴力游戲是通過互聯網進行的電腦游戲；是多個游戲者參與其中的互動游戲；是以刺激、暴力和打斗為主要內容的并帶有描繪游戲人物試圖對其他游戲人物造成傷害的電子游戲。網絡暴力游戲可以分為：1，不運用武器的單人攻擊(攻擊性為“低”)。2，不運用武器團體性攻擊(攻擊性為“中”)，3，運用武器進行單人攻擊(攻擊性為“高”)，4，運用武器的團體性攻擊(攻擊性為“最高”)。本文主要研究后三種游戲對青少年的影響。

目前的網絡暴力游戲可分為角色扮演類如《反恐精英cs》、《征途》、《奇跡》、《千年》等，策略類或戰(zhàn)略類如《魔獸世界》系列、《帝國時代Online》系列等。其中《反恐精英》，《魔獸爭霸》和《奇跡》是青少年最喜愛的網絡暴力游戲。這些網絡暴力游戲都表現了射擊或者武打，充滿了暴力、血腥、破壞性和攻擊性的內容。

三、研究方法與假設

本論文以中學生為調查對象，由于經費及人力的限制，依隨機抽樣的原則僅從重慶市秀山、山西壽陽縣、山東濰坊三地中學的各年級中抽取372名學生進行問卷調查。本研究的最終樣本368份，平均問卷有效率99％。

本研究自變量為玩網絡暴力游戲的行為；因變量為青少年暴力行為?？刂谱兞繛槟挲g、性別、家庭等人口統計學變量。本文采用調查法和定量分析的方法，檢測網絡暴力游戲對青少年暴力行為的相關性。

根據相關理論本文擬定如下假設：

假設1：網絡暴力游戲會影響青少年對暴力的態(tài)度。(即玩網絡暴力游戲時間越長，對暴力贊成程度越高。)

假設2：網絡暴力游戲會影響青少年對犯罪的態(tài)度。

假設2.1：玩網絡暴力游戲時間越長，越認同游戲中對犯罪的鑒定。

假設2.2：玩網絡暴力游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。

假設3：網絡暴力游戲對青少年暴力行為有示范作用。

假設3.1：玩網絡暴力游戲時間越長，越易產生憤怒、報復、進攻等情緒；

假設3.2：玩網絡暴力游戲時間越長，越會采取網絡暴力游戲的游戲規(guī)則處理現實問題。

四、研究發(fā)現

1　網絡暴力游戲對青少年認知的影響

(1)根據相關分析的結果，玩網絡暴力游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長對青少年的暴力贊成程度有影響。其中網齡對其影響極為顯著。(見表1)但考慮到暴力贊成程度受到人口統計變量的影響，因此在討論兩者關聯性時，對人口變量進行了控制。經過凈相關分析統計后發(fā)現，網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長三個變量與暴力贊成程度之間的關系仍存在，假設1得到了證實。即玩網絡暴力游戲時間越長。對暴力贊成程度越高。(見表2)

(2)據相關分析的結果，對犯罪的認知度與玩網絡暴力游戲行為中的玩游戲頻率呈正相關，而與游戲的暴力程度呈負相關，但網齡與次玩游戲的時長對青少年的犯罪認知度并無顯著相關，因此不作為變量分析。(見表3)即玩網絡暴力游戲的頻率越高，越認同現實中對犯罪的鑒定；而青少年所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。但考慮到人口統計變量的影響，在探討玩網絡暴力游戲與犯罪認知度的關聯性時，仍進一步進行凈相關分析統計。

在加入人口統計變量后，經凈相關分析統計結果發(fā)現，游戲暴力程度與犯罪認知度的關系仍存在，即青少年所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。假設2.2得到證實。但玩網絡暴力游戲的頻率與犯罪認知度之間的關系，在加人人口統計變量后消失了(見表4)。由此得出玩游戲的頻率與犯罪認知度之間沒有顯著的相關性，而

控制以前后呈現的正相關，可能是受到人口統計變量的影響。假設2.1未得到證實。

2　網絡暴力游戲會對青少年暴力行為有示范作用。

(1)如表5所示，玩網絡暴力游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長對青少年的暴力情緒有顯著影響，其中網齡對其影響極為顯著(見表5)。

在加入人口統計變量后，經凈相關分析統計結果發(fā)現，網齡、次玩游戲的時長與暴力情緒的關系仍存在，即青少年玩游戲時間越長，越易產生憤怒、報復、進攻等情緒。假設

3.1得到證實(見表6)。

(2)通過有關玩網游的行為與矛盾解決方式之間的相關，強度分析，證明網齡與矛盾解決方式之間相關系數最高，網齡與網絡矛盾解決方式相關系數為140，與現實矛盾解決方，式為201。而且在對人口變量進行控制后，這種關系仍存在。故對網齡與矛盾解決方式進行交互分析。

表7結果顯示，從宏觀上說，青少年在處理網絡中的矛盾時，學生選擇網上PK的方式的人數最多(占1／2)；在處理現實中的矛盾時，近一半的學生選擇無所謂的方式解決。同時發(fā)現，在解決網絡世界的矛盾時，選擇網下模仿游戲武力解決方式的學生所占比例為19.7％，而在處理現實世界的矛盾時，采取這種方式的學生最少。

從微觀上來說，在解決網絡世界的矛盾時，網齡越長的學生，選擇網下模仿游戲武力解決的比例越低。而選擇其他解決方式的比例遞增。在解決現實世界的矛盾時，選擇網下模仿游戲武力解決、網上PK的比例隨網齡增長，所占比例而遞減，其他解決方式呈遞增。由此可得出，玩網絡暴力游戲時間越長，越會采取網絡暴力游戲的游戲規(guī)則處理現實問題的假設不成立。假設3.2未得到證實。

3　暴力贊成程度、犯罪認知度、暴力情緒之回歸分析

根據前面分析結果可知，青少年玩網絡游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、每次玩游戲的時長、人口統計等變量會影響其暴力贊成度。將這些變量輸入回歸方程式后，結果顯示網齡是解釋暴力贊成程度最強的變量(Beta=205，P

在用回歸分析法分析預測變量對犯罪認知度進行分析后發(fā)現，只有游戲的暴力程度這一變量進去回歸方程式，解釋度為2.9％。(P

對暴力情緒進行回歸分析后發(fā)現，只有網齡和每次玩網絡游戲時長兩變量進入回歸方程式。且網齡對暴力情緒的解釋力高于每次玩網絡游戲時長的解釋力。兩變量共同解釋暴力情緒的總變異量為4.5％(見表10)。

從以上回歸分析發(fā)現，玩網絡暴力游戲行為中的網齡是青少年認知、行為的最佳解釋變量。

五、結論與討論

這項研究的主要目的在于探究玩網絡暴力游戲的行為與青少年暴力行為之間的關聯性。我們首先分析了玩網絡暴力游戲行為與暴力贊成程度、犯罪認知度、暴力情緒之間的相關性，但考慮到它們之間的關系是曲線式的而非直線式的關系，因此最后建立回歸方程式，找出對這一相關性最有解釋力的變量，并進一步檢驗玩網絡暴力游戲的行為與犯罪行為之間的相關性。

從上面的統計分析數據顯示：隨著接觸網絡暴力游戲時間的增長，青少年對暴力行為的贊成度會有所提高，也更易產生暴力情緒。但對暴力、犯罪的鑒定則與網絡游戲的接觸量無關，而與所玩游戲的暴力程度有關，即所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。

同時還發(fā)現網絡暴力游戲中的規(guī)則與青少年解決問題方式的關聯性甚微，且在處理網絡世界的問題與處理現實世界的問題的方式有顯著的差別，但共同點在于網齡越長，青少年采取暴力手段解決問題的人數所占的比例越小。這一結論印證了脫敏理論即暴力傳媒對受眾的影響隨著時間而減弱。

由此我們得出。青少年在玩暴力游戲后，會產生憤怒、報復、進攻等情緒，會產生暴力傾向，但在解決矛盾時，受游戲影響的人甚微，即D.茲爾曼提出的“興奮轉移”并未發(fā)生。茲爾曼認為興奮轉移是否能解釋跟傳媒有關的暴力行為取決于傳媒引起興奮所持續(xù)的時間。而本研究采用調查法很難測量出調查對象在興奮持續(xù)期的行為變化，因此難免出現偏差。同時也說明青少年在處理問題上存在個體差異，他們是主動者，他們在玩游戲時，選擇性的接受網絡游戲所傳達的信息。玩網絡暴力游戲也可能成為是一種宣泄形式。

總之，玩網絡暴力游戲的行為會改變人們對暴力行為的看法，但只是網絡暴力游戲本身使玩游戲者產生一種暴力傾向，且這個過程是長期的潛移默化的。所玩游戲的暴力程度與認同游戲中對犯罪的鑒定之間的關聯性也證明了這點。同時，無論在網絡世界中還是在現實世界中，青少年對網絡游戲的模仿并不是普遍現象。

六、研究的局限性

本文選擇了三個地方的樣本并對人口統計變量進行了控制，同時在對受訪者網游時間的測量上，既考慮了接觸網游的時長、頻率也考慮了網齡這一縱向的指標。以期全面、客觀的呈現網絡暴力游戲對青少年犯罪的影響，但由于主客觀的局限，本研究仍存在許多的缺陷：

第一，本研究僅是一項初步的探索性研究，調查問卷收集的數據僅以地方的樣本數據論證了網絡暴力游戲與青少年暴力行為的相關性。第二，玩網游的行為與青少年暴力行為之間的關系并非直線性的，數據模式是曲線的，雖然采用回歸方程式進行了檢驗，但對數據的分析仍可能出現虛假的參數。第三，在網絡游戲對青少年社會化是一個長期的過程，但由于財力人力的局限，本研究僅是該過程中的一個短期檢驗。

篇(2)

關鍵詞：反生產行為；影響因素；個體差異；情景因素

在經濟全球化和競爭國際化的背景下，企業(yè)不僅面臨著外部競爭的壓力，而且需要應對更加復雜的員工行為管理問題。其中，反生產行為（Counter Productive Work Behavior，簡稱CWB）管理成為目前組織行為管理所面臨的一項嚴峻挑戰(zhàn)。研究者很早就發(fā)現，反生產行為對組織危害巨大，僅經濟損失，每年就高達60億至2000億美元，有30%的企業(yè)倒閉是由員工的反生產行為所導致的。在網絡時代，反生產行為具有自內向外擴散的"漣漪效應"，其消極后果已經到了企業(yè)無法忽視和回避的地步。員工在工作場所中的反生產行為（如撒謊、缺勤、破壞、攻擊、偷竊和貪污等）及其管理，已經演變?yōu)槭澜绺鲊髽I(yè)共同面臨的一項重要而緊迫的課題。

一、員工反生產行為的概念內涵

對于反生產行為概念內涵的理解，不同學者有不同的看法。

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

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

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

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

二、企業(yè)員工反生產行為的前因變量

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

（一）個體差異

1、個體因素

主要指參與反生產者個人差異方面的共有特征，包括人格特征、態(tài)度、工作滿意、情緒等因素.通過學者們大量的實證研究發(fā)現：宜人性能夠較好地預測員工的離職行為；同時，責任意識能夠預測越軌行為和離職，情緒穩(wěn)定性能夠比較好的預測離職；員工的自控性與反生產行為之間存在顯著負相關；而自負與反生產行為發(fā)生頻率呈顯著相關關系；個人道德水準與員工的反生產行為之間也呈現顯著負相關；另有研究表明：男性較女性而言，實施反生產行為的可能性更大。根據勒溫的場論"任何行為都是個人差異因素與情景因素交互作用的結果"，因此工作場所的反生產行為并非是單方面變量的影響，往往是多個變量綜合作用的結果。Skarlicki和Folger、Tesluk（1999）通過實證研究證明：負面情緒較高或宜人性較低的雇員在組織內感覺不公平時，更容易實施報復行為。

2、人口統計學特征

諸如性別、年齡、家庭背景，受教育程度、任職期限等人口統計學特征同反生產行為存在著聯系。然而這些變量與反生產行為關系的研究結論尚未統一。Hollinger和 Clark指出新進、年輕和兼職員工更可能從事反生產行為，但也有研究發(fā)現年齡與反生產行為是正相關關系，年齡越大越容易從事反生產行為。Lau等在對反生產行為前因變量進行定性和定量分析時發(fā)現年齡與偷竊、生產偏差行為、遲到和曠工呈負相關關系，女性更容易遲到，男性更容易濫用藥物，已婚者要比未婚者更可能實施偷竊，工作年限與遲到、偷竊行為顯著正相關，受教育程度與遲到、曠工呈微弱負相關關系。對于上述不一致的研究結論，雖然Murphy指出無法找到一個清晰的理論來解釋人口統計學變量與反生產行為的關系，但在眾多理論研究中，上述人口統計學變量通常都作為控制變量，說明這些變量與反生產行為存在相關關系。

（二）情景因素

1、工作因素

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

2、組織因素

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

3、領導因素

關于領導行為與員工反生產行為的關系是近年來研究的熱點，其中辱虐管理最具代表性。辱虐管理是指下屬感知其領導持續(xù)從事口頭和非口頭敵意行為的程度，但不包括身體接觸。目前，比較一致的研究結論是領導的辱虐管理會積極影響員工的反生產行為。比如，Detert等在研究領導管理方式對員工反生產行為的影響時發(fā)現辱虐管理與反生產行為積極正相關。Tepper等也研究發(fā)現辱虐管理通過情感承諾對下屬的反生產行為產生影響。此外，Dineen等發(fā)現領導的指導行為與員工反生產行為呈負相關關系，但若領導行為不正直，即便其提供指導行為，員工依然可能從事反生產行為。Mayer等研究發(fā)現倫理型領導與反生產行為呈負相關關系。

4、員工認知因素

員工認知因素是反生產行為前因變量研究中被學者們探討最多的一類情景因素，包括工作滿意度、組織公平感、組織承諾、組織自尊、組織支持感以及心理契約破裂等。Mount等證實工作滿意度與反生產行為呈負相關關系。Aquino等發(fā)現，互動公平與組織指向反生產行為負相關，而分配公平、互動公平與人際指向反生產行為負相關。組織自尊是個體對通過組織情境下角色能夠滿足其需求的相信程度。高組織自尊個體更加認同組織，傾向于表現出較多的積極行為和較少的消極行為。Pierce 和 Gardner指出組織自尊會積極影響員工的倫理行為意愿。對于組織支持感，Colbert 等實證研究發(fā)現感知發(fā)展性環(huán)境與撤退，組織支持感與員工的人際反生產行為呈負相關關系。心理契約破裂是員工對組織履行其承諾程度的一種感知。Bordia 等研究發(fā)現心理契約破裂會引發(fā)員工消極的情感反應和報復心理，進而導致組織指向反生產行為。

5、環(huán)境因素

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

三、預防及控制對策

工作場所的反生產行為具有極大的危害性，組織應該采取措施對反生產行為行為進行有效的預防和控制。

（一）營造良好的企業(yè)文化，形成有效的非正式控制機制

企業(yè)文化是一個企業(yè)的經營價值觀、企業(yè)精神和企業(yè)形象的源泉，良好的企業(yè)文化可以提高員工的工作態(tài)度以及團隊的凝聚力和向心力，通過這種非正式的管理手段在基層員工的心理上形成一種團隊導向的工作氛圍。從根源上可以抑制反生產行為的出現。

（二）增加組織公平感

組織不公平是推動員工反生產行為的重要原因。企業(yè)應努力營造開放、透明的決策環(huán)境，有針對性的改善組織公正環(huán)境。組織決策遵循公正原則、領導對待員工保持良好的態(tài)度、完善收入分配體系等一系列措施可以增加員工的組織公平感。

（三）加強內部監(jiān)督控制

做好反生產行為的預防措施，在有反生產行為出現的征兆時，管理層要及時了解員工的情況和動向，爭取消滅其產生的誘因。制定反生產行為的懲罰性措施，在反生產行為出現之后，對員工進行適當的懲罰，此外還要深入分析員工的動機和內部環(huán)境因素。在企業(yè)內部建立通暢、民主的溝通渠道，了解員工需要和對組織的認知，明白員工對組織有哪些不滿并及時化解，努力與員工建立和諧的關系，能有效消除員工與組織的沖突。

（四）改善工作設計

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

（五）注重員工的培訓與開發(fā)

對新員工進行針對性的培訓，可以有效引導員工熟悉環(huán)境，減少焦慮感，增加歸屬感和認同感。向員工開展壓力應對技能的培訓，包括放松訓練、理性情緒治療、社會技能培訓、時間管理等，能使員工正確認識壓力，提高其對工作的應激能力和應對壓力能力。提供專業(yè)技能方面的培訓，使得員工不斷學習以應對知識落后與自身價值的可能貶值，使得其對于工作的勝任力提高，可減小工作的復雜性所帶來的壓力。

參考文獻：

[1]張永軍，廖建橋，趙君.國外反生產行為研究回顧與展望[J].管理評論，2012，（7）.

[2]彭賀.反生產行為理論研究綜述[J].管理學報，2010，（6）.

[3]黃瑛，裴利芳，曹飛鴻.反生產行為研究：概念、特征及結構維度[J].人力資源，2012，（8）.

篇(3)

[關鍵詞] 齲??；口腔流行病學；兒童

[中圖分類號] R781.1 [文獻標識碼] B [文章編號] 2095-0616（2013）15-75-02

Analysis of caries condition and influence factors in preschool children

LIN Qiaoxia

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

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

[Key words] Caries；Oral epidemiology；Children

我國兒童乳牙患齲率及齲均在20世紀八九十年代期間有所上升，20世紀90年代至今有所下降。但與發(fā)達國家相比，我國的學齡前兒童乳牙患齲狀況仍較嚴重[1]。為了監(jiān)測口腔齲病患病趨勢，為學齡前兒童口腔疾病的防治措施的制定提供相關理論基礎，本研究通過對陽江地區(qū)3～5歲學齡前兒童開展口腔健康調查，探索可能的影響學齡前兒童齲病的相關因素，現報道如下。

1 資料與方法

1.1 一般資料

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

1.2 調查方法

口腔健康調查包括齲病的臨床檢查和問卷調查兩部分。齲病狀況采用由世界衛(wèi)生組織所推薦的齲失補指數（dmft）來評估。根據世界衛(wèi)生組織所推薦的診斷標準和方法來診斷齲病[2]。臨床檢查由一位檢查者在人工光源下采用可棄置平面口鏡和CPI探針在每個幼兒園進行。

臨床檢查之后進行了問卷調查，以《第三次全國口腔健康檢查表》和《第三次全國口腔健康調查問卷》[1]為標準，進行口腔健康檢查和問卷調查。問卷內容包括基本的社會人口統計學指標、口腔健康相關的行為、口腔健康相關的知識和態(tài)度（表1），問卷由兒童的父母或者監(jiān)護人填寫。

1.3 質量控制

口腔健康檢查人員均為從事臨床工作5年以上的口腔醫(yī)生，檢查前經過統一培訓，并通過標準一致性檢驗，Kappa值均在0.85以上。在檢查過程中，對10%的調查對象進行復查以便監(jiān)測檢查者本身的可信度。

1.4 統計學處理

采用SPSS16.0統計軟件。對調查數據采用x2檢驗進行統計分析。通過Logisitc回歸來研究與齲病狀況相關的影響因素。在雙變量分析中選擇P

2 結果

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關鍵詞：大學生 就業(yè)力 問卷 信效度

一、引言

現今我國高校畢業(yè)生就業(yè)“兩難”，即高校畢業(yè)生就業(yè)難和企業(yè)招人難。這種就業(yè)結構性的矛盾，帶來了高校畢業(yè)生就業(yè)適應性、就業(yè)能力與崗位需求不匹配等問題，這些問題的根結在于就業(yè)力的缺失?；仡櫼酝髮W生就業(yè)力的相關文獻，對就業(yè)力都沒有一個統一明晰的定義。Harvey（2011）指出，不同研究者從不同的視角提出了不同的內涵。但是無論哪種定義，學者大多贊同就業(yè)力指個人能受雇于組織、保有職位并獲得職業(yè)發(fā)展所必須具有的職業(yè)能力（Knight & Yorke，2002；Boden&Nedeva，2010；Zhu，2009）。所以，研究大學生就業(yè)力影響因素是提升大學生就業(yè)力的基礎。從文獻數量分析來看，我國就業(yè)力研究相關文獻從2004年開始增多，2004年至今，理論研究有164篇，實證研究有32篇，其中以就業(yè)力影響因素為主題的僅為7篇，占論文總數量的3.3%，說明運用定量方法構建大學生就業(yè)力影響因素的實證研究較少，而且未能明確闡述影響大學生就業(yè)力各因素的具體影響程度。

二、研究對象與方法

1.被試。從四所本科院校隨機抽取部分2011屆大學畢業(yè)生被試。共發(fā)放450份問卷，回收有效問卷共計397份，問卷回收率達到88.2%，具體人口統計學指標見表1。

表1 被試的人口統計學指標

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2.材料。本研究取樣的一個基本方法學取向是事實驅動，大學生的就業(yè)力影響因素與時代特點、當下大學生能力特點等緊密相關。具備應聘工作經驗并在同層次人群中取得相對較好工作崗位的學生更能反映影響因素。為此，我們通過開放式問卷、人物訪談、小型會議等形式邀請60位即將畢業(yè)并取得相對較好工作崗位的大學生進行開放式就業(yè)力影響因素設定。初始收集就業(yè)力因素109項，經過基本文字整理，及結合開放式問卷調查結果、理論分析和專家意見，確定整合就業(yè)力影響因素相關條目89項，例如：參加過挑戰(zhàn)杯等科技競賽、獲得英語四六級等級證書等，結合測量基本人口統計學變量問題，形成正式施測問卷，總計問題數為110項。就業(yè)力影響因素測試問卷條目采用Likert 5級記分，包括“極其重要”“比較重要”“ 一般重要”“較不重要”“極不重要”5個等級，條目采用正向敘述的時候，分別賦予5分、4分、3分、2分、1分。然后對畢業(yè)后工作半年的學生進行問卷施測。麥可思數據有限公司（MyCOS）指出畢業(yè)半年后的學生，其就業(yè)狀況已經趨于穩(wěn)定，且只有在工作幾個月后才能評價各項能力在自己工作中的重要性和要求水平。

3.數據處理本研究將有效問卷隨機分成均等的兩份，其中一半做探索性因子分析，另外一半做驗證性因子分析。采用SPSS13.0和AMOS7.0軟件進行數據分析。

三、結果與分析

1.探索性因子分析。對199份初始問卷數據進行探索性因素分析，KMO檢驗值為0.913，Bartlett球形檢驗值達到極其顯著水平，說明進行因子分析是可行的。用主成分分析法（PC）和方差極大正交旋轉（Varimax）求出最終的因子負荷矩陣，結合陡階檢驗準則提取因子，抽取特征根大于1 的因子13個。旋轉后的因子負荷情況見表2、表3。

表2 大學生就業(yè)力影響因素問卷的探索性

分析結果（一）

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表3 大學生就業(yè)力影響因素問卷的探索性

分析結果（二）

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注：因子負荷小于0.5的沒有顯示

由表2、表3可得知，該問卷經分析后，剔除了38個題項，一共得到51個題項，每個題項的因子負荷在0.525～0.823之間，總貢獻率為65.883%。該問卷由13個因素構成，依據所包含項目的內容，分別命名為個人基本情況（S1）、就業(yè)基本素質（S2）、個人特質（S3）、個人特長（S4）、家庭狀況（S5）、外語能力（S6）、實踐能力（S7）、就業(yè)技能訓練（S8）、就業(yè)期望（S9）、就業(yè)適應性（S10）、就業(yè)主動性（S11）、學習能力（S12）、學校因素（S13）13個因素。即就業(yè)力影響因素模型為S={S1，S2，S3，S4，S5，S6，S7，S8，S9，S10，S11，S12，S13}={個人基本情況，就業(yè)基本素質，個人特質，個人特長，家庭狀況，外語能力，實踐能力，就業(yè)技能訓練，就業(yè)期望，就業(yè)適應性，就業(yè)主動性，學習能力，學校因素}。

2.信度檢驗。本研究以內部一致性信度（Cronbach α系數）來鑒定大學生就業(yè)力影響因素問卷的信度。結果見表4。

表4 大學生就業(yè)力影響因素問卷的內部一致性信度

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由表4可知，該問卷總的內部一致性信度為0.938，除了個人基本情況（S1）這個因子稍低外，其他因子均在0.7～0.9之間，表明該問卷的內部一致性信度比較高，作為大學生就業(yè)力影響因素的測量工具是穩(wěn)定可信的。

3.效度檢驗。（1）內容效度是（content validity）反映測量工具內容的范圍、廣度和豐富性的適切程度，可作為外在推論的主要依據（張厚粲，2005）。本問卷的大學生就業(yè)力的理論構想是在查閱大量國內外相關文獻資料的基礎上，并結合人物訪談、開放式問卷結果的反映意見，使測試項目不局限于以往研究的內容，從而保證了問卷的項目能夠反映當前大學畢業(yè)生的實際情況，提高測試內容的準確性。而且問卷經過預測、修訂，保證了本問卷具有較高的內容效度。

（2）結構效度（construct validity）是指一個測量工具能夠測得一個抽象概念或特質的程度。近年來，學術界通常經過檢查測量工具是否存在合理、穩(wěn)定的因素結構來驗證其結構效度。從表5可以看出，13個因素之間絕大部分相關在0.3～0.5左右，因素與總分之間相關在0.536～0.699之間，相關系數達顯著性水平，且各因素之間的相關明顯低于因素與總分之間的相關，這表明本研究所編制的問卷具有較好的結構效度。

（3）驗證性因素分析通過探索性因素得到的大學生就業(yè)力影響模型，可以進一步通過驗證性因素分析確定模型與實際數據的擬合，從而檢驗理論模型的正確性。應用驗證性因素分析評價模型的適合性時，主要考慮以下檢驗標準：①χ2檢驗，以考察理論模型與觀察模型的擬合程度，適用于模型的解釋力。一般以χ2/ df 作為替代性檢驗指數。公用的模型與數據的擬合標準χ2/ df的值小于3比較理想。②擬合指數，常用的擬合指標有“擬合良好性指標 GFI”“比較擬合指標 CFI”“增量擬合指數IFI”等。GFI、CFI、IFI 等擬合指標的數據值一般都局限于0～1之間，越接近1，表示理論模型越能說明原始數據之間的關系，模型的擬合程度越好；GFI、CFI、IFI 等指標>0.80，認為理論模型與數據擬合達到統計要求。此外，若 RMSEA 取值在0.05以下優(yōu)良，在0.05～0.08之間良好。

四、討論

1.大學生就業(yè)力影響因素問卷的編制本研究結果表明，所編制的大學生就業(yè)力影響因素問卷經過探索性及驗證性因素分析表明心理測量學的結果值接近理想狀態(tài)。研究中所使用的開放式問卷、訪談等方法較好地綜合收集了可能的就業(yè)力影響因素，然后對編制問卷題目進行分析、討論和修改，從而保證了問卷的內容效度。問卷的模型整體擬合良好，并且各個觀測變量在潛變量上的載荷比較合理。

2.大學生就業(yè)力影響因素模型的建構大學生就業(yè)力影響因素分析完全以大學生的實際感受為根據，開放性收集所有可能的影響因素再進行分析。結果表明大學生就業(yè)力影響因素有13個維度，51個條目，分別是個人基本情況（性別、生源地、學歷、專業(yè)），就業(yè)基本素質（性格、舉止、品德、心理等），興趣習慣（興趣、習慣等），個人特長（文體等特長），家庭狀況（父母職業(yè)、受教育水平、家庭關系等），外語能力（外語水平等），實踐能力（參加科技、演講等競賽、擔任學生干部等），就業(yè)技能訓練（接受過就業(yè)課程訓練、相關教師指導、參加模擬招聘活動等），就業(yè)期望（行業(yè)前景、符合個人興趣、意向環(huán)境等），就業(yè)適應性（工作崗位、薪酬匹配等），就業(yè)主動性（投遞簡歷、主動詢問、耗費時間等），學習能力（專業(yè)成績、畢業(yè)論文質量、獎學金獲取等）、學校因素（學校聲望、課程體系、教學方式等）。

參考文獻：

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[3]徐琴等.大學生就業(yè)力評價指標體系的構建.科學評價， 2009（4）

[4]李穎，劉善仕，翁賽珠.大學生就業(yè)能力對就業(yè)質量的影響.高教探索， 2005（2）.

[5]包穎晨.上海市高校畢業(yè)生就業(yè)力水平影響因素研究.復旦大學碩士論文，2008.

[6]張厚粲.實用心理評估.北京：中國輕工業(yè)出版社，2005.

[7]蔡敏.當代大學生婚戀觀問卷的編制與驗證.心理學探新， 2012（32）.

[8]馬子媛，李春梅，張殿君.中學班主任勝任力問卷的編制.中國健康心理學雜志， 2012（20）.

篇(5)

在全社會提倡并建立生態(tài)消費模式是實現生態(tài)文明,發(fā)展循環(huán)經濟進而建設資源節(jié)約型社會和環(huán)境友好型社會的必然要求。一般來說,在全社會建立生態(tài)消費模式應從企業(yè)的生產和居民的消費這兩方面入手。對于企業(yè),可以通過各種激勵或懲罰的措施來引導其發(fā)展循環(huán)經濟項目,采用環(huán)保節(jié)能技術。但企業(yè)不得不考慮這樣做導致的成本的上升,從而影響其產品的市場競爭力,這就需要消費者的支持。因此,從根本上說企業(yè)在生產上追求循環(huán)經濟的動力源泉是消費者,只有消費者愿意生態(tài)消費并肯支付由此而可能導致的溢價,并通過市場傳遞給企業(yè),才能形成全社會生態(tài)消費的需求。城市居民作為重要的消費群體,其生態(tài)消費行為對于全社會生態(tài)消費模式的形成具有重要的意義。生態(tài)消費行為實際上包括兩類行為。一是購買生態(tài)環(huán)保型商品的行為,二是消費過程中有利于環(huán)境和節(jié)約資源的行為。前者實際上還可以細分為兩類行為,一是購買既有利于環(huán)境又有利于消費者自身安全和健康的生態(tài)環(huán)保型商品,如有機食品,稱第一類生態(tài)環(huán)保型商品;二是購買僅有利于環(huán)境而對消費者自身安全和健康無影響的生態(tài)環(huán)保型商品,如由擁有減排處理技術的造紙廠生產的紙張,稱第二類生態(tài)環(huán)保型商品。消費者購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品的動機是從承擔社會責任角度來考慮的,需要觀念的支持,這也是建立生態(tài)消費模式的瓶頸所在。本文僅關注居民購買生態(tài)環(huán)保型商品的行為,并分別分析影響居民購買這兩類生態(tài)環(huán)保型商品行為的因素。

1文獻回顧

目前,國內對生態(tài)消費的理論與政策研究主要集中在以下三個方面:一是生態(tài)消費的合理內涵。這一方面的研究主要是闡明生態(tài)消費的概念、生態(tài)消費與相關概念如綠色消費、適度消費、可持續(xù)消費等的辨析。二是政府在推行生態(tài)消費模式中的作用,主要從宣傳、法律法規(guī)、稅收、補貼等方面要求政府給予重視[1]。三是城市生態(tài)消費體系的構建。李等[2]構建了揚州市的生態(tài)消費體系,并制訂了居民生態(tài)消費的行動計劃。在生態(tài)消費影響因素的實證研究方面,王建明等[3]通過對武漢市居民在消費時是否選擇具有生態(tài)標識、包裝可循環(huán)處理的商品的情況做了調查,認為性別、婚姻、年齡、就業(yè)狀況等人口統計學特征對生態(tài)消費行為具有顯著影響。更多的學者選擇無公害或綠色食品作為研究居民生態(tài)消費行為的對象,認為消費者的年齡、收入等個體特征及對相關食品的認知程度直接影響消費者的購買行為[4]。崔春曉和宣亞南[5]對生態(tài)標識食品的研究則具體到無公害雞蛋,得出的結論認為受教育程度、性別及對雞蛋安全的關心程度對消費者生態(tài)標識雞蛋的購買選擇影響顯著,而收入水平僅對無公害雞蛋的購買行為影響顯著,但有反向作用。國外的文獻中鮮有生態(tài)消費的提法,而關于可持續(xù)消費的文獻則浩如煙海。這說明國外將生態(tài)消費的合理內涵置于可持續(xù)消費的范疇之中。消費者生態(tài)消費的各種心理因素是國外實證研究中主要關注的內容之一[6~7],其次就是對消費者生態(tài)消費的態(tài)度以及生態(tài)消費的支付意愿的實證研究[8~9]?？傊?國外對生態(tài)消費的研究趨向于數量分析和實證分析,而這正是國內研究目前最缺乏的。

2生態(tài)消費行為影響因素的理論分析

消費者購買生態(tài)環(huán)保型商品是一種生態(tài)消費行為,影響這一行為的因素有多種,大致可分為四類,即消費者對生態(tài)消費認知因素、生態(tài)消費政策因素、生態(tài)環(huán)保型商品特征因素以及消費者個人特征因素。

2•1生態(tài)消費認知因素

消費者對生態(tài)消費認知因素包括對生態(tài)消費的認知水平、從眾影響以及對環(huán)保標識的信任水平三個方面。(1)對生態(tài)消費的認知水平。是指消費者對生態(tài)消費這一消費理念或消費模式的認知程度,即消費者對生態(tài)消費是否了解以及有多大程度的了解。(2)從眾影響。是指消費者在購買生態(tài)環(huán)保型商品時是否受大眾影響,即是否有別人購買我也買的從眾心理。(3)對環(huán)保標識的信任水平。所謂環(huán)保標識,是一種貼在產品或其包裝上的“證明性商標”,它表明該產品不僅質量合格,而且在生產、使用和處理處置過程中符合環(huán)境保護的相關要求。環(huán)保標識向消費者傳遞一個信息,告訴消費者哪些產品有益于環(huán)境,并引導消費者購買、使用這類產品。但是也有許多不法分子弄虛作假,偽造環(huán)保標志欺騙消費者,使得消費者對于商品的環(huán)保標識的真實性產生置疑。

2•2生態(tài)消費政策因素

生態(tài)消費模式的建立和推廣在很大程度上需要政府對這種有利于生態(tài)文明的消費模式的宣傳。政策宣傳狀況是反映生態(tài)消費政策的一個重要因素。

2•3生態(tài)環(huán)保型商品特征因素

生態(tài)環(huán)保型商品的特征因素有許多,其中一個很重要的因素就是生態(tài)環(huán)保型商品的質量狀況。消費者購買生態(tài)環(huán)保型商品要支付一定幅度的超過普通商品價格的溢價,而該商品的質量或性能只有達到甚至超過普通的同類商品,這是消費者購買生態(tài)環(huán)保型商品的基本條件。

2•4消費者個人特征因素

消費者的個人特征包括年齡、性別、文化程度以及家庭月收入。(1)年齡。從理論上說,年齡對生態(tài)消費行為的影響的指向并不明確。消費者年齡越大,信息接受能力較差,對生態(tài)消費的認知程度可能較低,因而其選擇生態(tài)消費的意愿可能越低;也有的消費者年齡越大,積累的經驗越豐富,社會責任感更強,選擇生態(tài)消費的意愿可能也更強。(2)性別。一般情況下,男性接受教育和與外界接觸的機會要較女性多,男性風險承受能力、信息接受能力和決策能力要較女性強。因此,性別差異在消費者選擇生態(tài)消費行為的意愿上會有所差異。(3)文化程度。通常情況下,文化程度越高,接受新事務和新知識的速度就越快,其視野也更為開闊,社會責任感也越強烈。因此,文化程度對于消費者選擇生態(tài)消費行為的意愿會有所影響。(4)家庭月收入。一般來說,收入高的家庭,其家庭成員對價格較高的生態(tài)環(huán)保型商品的支付能力也高。但其是否有支付意愿還不能確定,但家庭月收入應該對消費者選擇生態(tài)消費行為的意愿會有影響。

3實證模型、樣本情況及變量設定

3•1實證模型

本文研究的是城市居民選擇生態(tài)消費行為的意愿,其含義為消費者是否愿意購買生態(tài)環(huán)保型商品,包括愿意和不愿意兩種情況。根據前面的理論分析,消費者選擇購買生態(tài)環(huán)保型商品的意愿受以下四大類因素的影響:消費者對生態(tài)消費認知、生態(tài)消費政策、生態(tài)環(huán)保型商品特征以及消費者個人特征。在此,將它們之間的關系歸納為以下函數形式:居民選擇生態(tài)消費行為的意愿=F(消費者對生態(tài)消費認知,生態(tài)消費政策,生態(tài)環(huán)保型商品特征,消費者個人特征)+隨機擾動項本文以消費者是否愿意購買生態(tài)環(huán)保型商品作為因變量,即0-1型因變量(愿意參與,定義為y=1;不愿意參與,定義為y=0)。設y=1的概率為P,則y的分布函數為:f(y)=Py(1-P)1-y;y=0,1(1)本文采用二分量logistic模型,將因變量的取值限制在[0-1]范圍內,并采用最大似然估計法對其回歸參數進行估計。式(2)中,Pi是消費者愿意購買生態(tài)環(huán)保型商品的概率,i為消費者編號;βj表示影響因素的回歸系數,j為影響因素編號;m表示影響因素的個數;Xij是自變量,表示第i個樣本的第j種影響因素;α為常數項;u為誤差項。#p#分頁標題#e#

3•2樣本情況

本文數據以調查問卷的形式通過實地調查得到,調查問卷共有16個問題。調查對象是黑龍江省哈爾濱市香坊區(qū)、南崗區(qū)、道理區(qū)和道外區(qū)的消費者,調查地點選擇在百貨商店、超市、建材市場。共發(fā)放問卷300份,最后回收有效問卷289份。

3•3變量設定

本文在調查消費者是否愿意購買生態(tài)環(huán)保型產品時,主要選擇消費者對生態(tài)消費認知變量、生態(tài)消費政策變量、生態(tài)環(huán)保型商品特征變量以及消費者個人特征變量來考察。消費者對生態(tài)消費認知變量包括:對生態(tài)消費的認知水平、從眾影響以及對環(huán)保標識的信任水平;生態(tài)消費政策變量包括:政策宣傳狀況;生態(tài)環(huán)保型商品特征變量包括:商品質量的質量程度;消費者個人特征變量包括:包括年齡、性別、文化程度、家庭月收入。模型變量說明見表1,各變量的統計學描述如表2和表3所示。

4實證分析結果與討論

4•1模型運行結果

本文運用SPSS13•0統計軟件對樣本數據進行Logistic回歸處理。首先將因變量Y1和所有自變量引入回歸方程,對回歸系數進行顯著性檢驗,得到居民購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品的回歸模型,稱模型一,結果如表4。然后將因變量Y2和所有自變量引入回歸方程,對回歸系數進行顯著性檢驗,得到居民購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品的回歸模型,稱模型二,結果如表5。

4•2討論

表4中的Logisitc模型回歸結果顯示的是不同年齡、性別、文化程度和家庭月收入的城市居民購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品的狀況。統計結果表明消費者對生態(tài)消費的認知水平以及政策宣傳狀況在1%水平上顯著;消費者對環(huán)保標識的信任水平在5%水平上顯著;商品質量的可靠程度和文化程度在10%水平上顯著;其他變量均不顯著。表5中的Logisitc模型回歸結果顯示的是不同年齡、性別、文化程度和家庭月收入的城市居民購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品的狀況。統計結果表明消費者對生態(tài)消費的認知水平以及政策宣傳狀況在1%水平上顯著;消費者對環(huán)保標識的信任水平、商品質量的可靠程度在5%水平上顯著;性別在10%水平上顯著;其他變量均不顯著。

(1)消費者對生態(tài)消費的認知水平。從表4和表5顯示的回歸結果看,消費者生態(tài)消費的認知水平對其購買兩類生態(tài)環(huán)保型商品都具有積極作用。對生態(tài)消費了解程度越高的消費者,越傾向于購買兩類生態(tài)環(huán)保型商品。模型一消費者對生態(tài)消費認知水平的Exp(B)值高于模型二,說明認知水平對消費者購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品的作用高于第二類生態(tài)環(huán)保型商品。消費者對生態(tài)消費的了解程度直接影響到消費者對生態(tài)環(huán)保型商品的理解和判斷,決定了他們對生態(tài)環(huán)保型商品的價值的評判和消費態(tài)度,進而影響他們的購買行為。

(2)消費者對環(huán)保表示的信任水平。從表4和表5顯示的回歸結果看,消費者對環(huán)保標識的信任水平對其購買兩類生態(tài)環(huán)保型商品都具有積極作用。對環(huán)保標識信任水平程度越高的消費者,越傾向于購買兩類生態(tài)環(huán)保型商品。模型一消費者對環(huán)保標識信任水平的Exp(B)值高于模型二,說明信任水平對消費者購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品的作用高于第二類生態(tài)環(huán)保型商品。不難理解,如果消費者對環(huán)保標識不信任,他們就不會去購買生態(tài)環(huán)保型商品。

(3)政策宣傳狀況。從表4和表5顯示的回歸結果看,政策宣傳狀況對消費者購買兩類生態(tài)環(huán)保型商品都具有積極作用。而且在兩個模型中該變量的Exp(B)值都較高,說明政府對生態(tài)消費的宣傳在很大程度上決定了消費者是否購買生態(tài)環(huán)保型商品。

(4)商品質量的可靠程度。該變量在兩個模型中都顯著,但在模型二中更顯著一些。商品質量的可靠程度對消費者購買兩類生態(tài)環(huán)保型商品都具有積極作用。生態(tài)環(huán)保型商品的質量和性能的可靠性也在很大程度上影響著消費者對它的購買。

(5)從眾影響。模型一的結果顯示從眾心理和行為對消費者購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品的影響為負方向,說明消費者在購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品時并不從眾。模型二的結果從眾心理和行為對消費者購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品的影響為正方向,說明消費者在購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品時從眾。但是,從眾影響兩個模型中都不顯著。

(6)性別。從表4和表5顯示的回歸結果看,性別對于消費者購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品影響顯著,而對購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品的影響不顯著。說明男性比女性更傾向于購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品。但對于第一類生態(tài)環(huán)保型商品,雖然也是男性比女性更傾向于購買,但影響并不顯著。

(7)文化程度。從表4和表5顯示的回歸結果看,文化程度對于消費者購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品影響顯著,而對購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品的影響不顯著。說明文化程度高的消費者更傾向于購買第一類生態(tài)環(huán)保型商品。但對于第二類生態(tài)環(huán)保型商品,文化程度的影響卻是負方向的,不過,影響不顯著。

(8)年齡。正如前文所分析,年齡的影響并不明確。從表4和表5顯示的回歸結果看,年齡的影響為負方向,說明年輕人購買生態(tài)環(huán)保型商品的傾向更高一些,但是影響不顯著。

(9)家庭月收入。從以往相類似的實證研究看,收入水平對消費行為有比較明顯的影響。表4和表5的規(guī)劃結果顯示,收入水平對消費者是否購買兩類生態(tài)環(huán)保型商品的影響很小,而且對購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品的影響呈負方向作用。造成這種結果的原因可能是被調查者以中等收入水平為主,而且消費者對生態(tài)消費認知水平普遍較低。

5結論與政策啟示

本文以黑龍江省哈爾濱市居民為例,利用289個樣本數據,通過分別建立居民購買對環(huán)境和自身都有利的生態(tài)環(huán)保型商品和對環(huán)境有利而對自身無影響的生態(tài)環(huán)保型商品的回歸模型,分析了影響城市居民生態(tài)消費行為的主要因素。結果表明,居民對生態(tài)消費的認知水平、對環(huán)保標識的信任水平、政策宣傳狀況、商品質量的可靠程度對居民購買兩類生態(tài)環(huán)保型商品都有顯著影響,而且為正方向影響。性別和文化程度分別是居民購買第二類生態(tài)環(huán)保型商品和第一類生態(tài)環(huán)保型商品的比較顯著的人口統計學影響因素。根據以上結論,可以采取以下措施,提高居民對兩類生態(tài)環(huán)保型商品的有效消費水平,促進居民生態(tài)消費模式的建立。

篇(6)

關鍵詞：電子政務；公眾滿意；績效測評

中圖分類號：F407．6

文獻標識碼： A

文章編號：1000-176X(2006)05-0055-08

一、問題的提出

隨著中國電子政務的逐步成熟和發(fā)展，相關理論研究也由定性研究向定量研究發(fā)展，即開始注重電子政務的績效測評。由此，一系列電子政務測評報告(指標)相繼出臺。其中，比較有代表性的包括：中國地級市電子政務研究報告、中國互聯網絡信息資源數量調查報告、中國政府行業(yè)信息化建設及IT應用趨勢報告、聯合國e―Readiness報告等。這些報告大多周期性，持續(xù)進行電子政務的測評活動，滾動電子政務測評的結果，并且可以在國內各級政府、各部門或各國間的電子政務進行比較。這些測評可以隨時間的推移追蹤績效，從而有助于改進電子政務工作。

但是，上述這些研究中，盡管指標設計比較全面，包含了與電子政務相關的幾乎所有因素(其中也包括公眾因素，比如信息公開程度等)，但仍然沒有突出以公眾為中心，在統計方法上也主要以描述性統計為主。在電子政務的工作中，諸如“完善服務規(guī)范，落實對客戶的服務承諾”等類似的口號很多，但是，大多都是站在政府的角度看問題。世界著名的默門頓研究集團2004年對歐洲8國進行的《網絡影響2004》調查表明，78％的受訪者認為提高“公眾滿意度”是僅次于“提高政府部門效率”的電子政務的第二大目標。相反，我國政府門戶網站所進行的許多網上調查都是從政府的角度出發(fā)來設計問卷，而對于針對用戶的整體電子化服務中，用戶最關心哪些因素，最不滿意哪些問題，卻并不清楚。這樣，在真正體現電子政務為公眾服務的時候，就等于無的放矢。

電子政務重在政務，更為重要的是借助信息技術轉變政府職能，樹立以“公共服務為核心，以顧客需求為主導”的新理念，真正實現基于互聯網的政府。在市場經濟中，公眾就是政府的顧客，因此借助顧客關系管理理念引導電子政務發(fā)展，為政府提供分析公眾行為、了解公眾需求的工具，有助于公眾與政府之間個性化關系的培養(yǎng)，使政府可以根據不同的情況設計和選擇提供服務的具體方式和服務內容，為公眾創(chuàng)造良好的服務體驗。電子政務必須根據公眾的需要量身裁制。許多電子政務項目失敗的原因就在于以政府部門的使用和管理方便來構建電子政務系統。

政府工作的質量歸根結底取決于公眾的滿意。因此，本文擬對電子政務公眾滿意度的影響因素進行考量。公眾滿意度是顧客滿意度測評指標體系在公共管理領域的具體應用。美國質量協會、密西根大學和Foresee公司已經建立起了電子政務滿意度季度報告。顧客滿意度指數作為一種成熟的、科學的、定量的測量顧客滿意與否的方法，它在政府層次上的運用，可以有效地考量公眾目前對電子政務的態(tài)度以及將來的期望，以用來評價政府工作質量的好與壞。

二、電子政務公眾滿意度模型的構建

(一)顧客滿意度模型

1．美國顧客滿意度模型(ACSI：AmericanCustomerSatisfactionlndex)

目前，ACSI是影響最大的顧客滿意指數，很多國家，如韓國、馬來西亞的顧客滿意指數就是在ACSI的指導下建立的。ACSI的測評模型也被認為是顧客滿意領域內應用最廣泛的模型之一，其關于顧客滿意過程的因果關系理論被其他許多顧客滿意指數所引用。根據美國ASCI的解釋，美國顧客滿意度模型的內容如圖1所示：

在上述模型中，共包括6個結構變量。模型中的結構變量之間的連線表明它們之間存在的因果關系。其中，感知質量、顧客預期為前提變量(或稱外生變量)，感知價值、顧客滿意、顧客抱怨和顧客忠誠為結果變量(或稱內生變量)。兩個前提變量和四個結果變量之間存在著復雜的相關關系。根據該結構方程式模型(SEM：StructuralEquationModels)，可以建立一個可檢驗的、由多元方程組成的經濟計量模型。根據方程的變量，輸入被訪問者給出的分數就可以計算出每一個地區(qū)、企業(yè)和部門的顧客滿意度得分。

2．模型的修正

各國在顧客滿意度指數模型的使用過程中，都或多或少地對上述模型進行了修正和補充。這些調整主要體現在模型結構變量的選取上。馬來西亞顧客滿意度指數模型中，取消了“顧客預期”與“感知質量”之間的相關關系，并且把“顧客抱怨”改為“感知形象”。瑞士顧客滿意指數(SWICS)的模型中增加了“顧客傾向”(CustomerOrientation)和“顧客交流”(CustomerDialogue)兩個結構變量。歐洲顧客滿意指數中則取消了ASCI模型中的“顧客抱怨”這一變量，而是增加了“公司形象”這一自變量，并認為“公司形象”對“顧客預期”會產生影響。我國的一些學者在研究中國顧客滿意度指數時，也進行了修正。張新安等將“顧客抱怨”改為“企業(yè)聲譽”。修正的目的都在于使顧客滿意度指數模型更適合某一國家、地區(qū)、行業(yè)或者部門的研究。

3．顧客滿意度指數的其他構建方法

關于顧客滿意度指數(或者衡量體系)的構建，還有另外一類常用的研究模型。這些研究模型主要通過定性調研的方法，確定公司的服務(或產品)中的哪些屬性對于用戶來說是最重要的。然后，把這些屬性確定為該服務(或產品)的影響因素來構建顧客滿意度分析模型。隨后，針對這些影響因素設計問卷，根據影響因素(屬性)的重要程度設置權重，最后對調查數據進行加權平均或其他算法(比如模糊算法)，從而得到顧客滿意度的最后結果，并可對各影響因素(屬性)進行分析。比如Naumann和Ciel、Hill和Alexander、Mihelis等、中國標準化協會等用的都是這種方法。

這種方法在實施中相對比較簡便，而且對于數據分析的要求不多，比較適合一些小型企業(yè)或者產品，以及一些精確度要求不是很高的應用當中。但從整體上看，仍然存在著如下問題：其一，模型假設不科學。首先，各影響因素的提出基于經驗；其次，沒有檢驗各影響因素與顧客滿意度之間的相關和回歸關系。其二，對數據的統計分析仍顯簡單，基本上局限于描述性統計階段。

(二)電子政務公眾滿意度模型的提出

1．模型的提出

政府公共管理活動與企業(yè)經營活動不同，再加上我國政府公共管理體制決定了電子政務用戶的現狀以及用戶的使用行為，所以，不能完全照搬用于企業(yè)分析的顧客滿意度模型。否則，可能會造成構建出的電子政務公眾滿意度代表性不強，缺乏必要的指導意義。

電子政務公眾滿意度模型主要從公眾的角度出發(fā)。電子政務中的一些其他重要內容，比如政府部門間公文的傳遞等，不在考慮之列，因為它們對于用戶來說只是一個黑箱，用戶并不需要也沒有必要知道黑箱內是如何運作的。但是，換一個角度看，電子政務公眾滿意度也可以在一定程度上反映該問

題。也就是說，如果黑箱的效率高，公眾的滿意度自然就高。

根據上述分析，本文提出如下考量電子政務公眾滿意的結構方程式模型：

2．模型的論證和說明

公眾滿意度評價指標包括公眾預期、感知質量、信息、互動性四個獨立變量和公眾滿意、政府形象、公眾忠誠三個依變量組成。下面，將對上述各變量進行論述和說明。

(1)公眾預期。“公眾預期”是幾乎所有研究公眾(顧客)滿意度的文獻中都采用的評價指標。根據Grigoroudis等人的觀點，公眾滿意主要是指公眾對過去經歷的一個良好的體驗。因此，公眾預期對于公眾滿意度有著非常重要的影響。在電子政務出現之前，公眾以及企業(yè)或多或少都有與政府打交道的體驗。這種體驗將決定公眾對于電子政務的預期。

假設1 公眾的預期越高，電子政務公眾滿意度越高

(2)感知質量。這一指標的目的在于衡量電子政務的政務功能。電子政務的核心就在于把政府服務以電子化的方式傳遞給公眾和企業(yè)，因此，該指標主要表示公眾在使用電子政務所提供的產品(主要是信息)和服務(網上辦公)的過程中以及過程后其感受到的感覺?！案兄|量”也是一個在評價公眾(顧客)滿意度中常用的、行之有效的指標。

假設2 公眾感知的質量越高，電子政務公眾滿意度越高

(3)信息。目的在于調查政府的透明度。主要表示電子政務內容服務的質量。目前我國的公共析。比如Naumann和Ciel、Hill和Alexander、Mihelis等、中國標準化協會等用的都是這種方法。

這種方法在實施中相對比較簡便，而且對于數據分析的要求不多，比較適合一些小型企業(yè)或者產品，以及一些精確度要求不是很高的應用當中。但從整體上看，仍然存在著如下問題：其一，模型假設不科學。首先，各影響因素的提出基于經驗；其次，沒有檢驗各影響因素與顧客滿意度之間的相關和回歸關系。其二，對數據的統計分析仍顯簡單，基本上局限于描述性統計階段。

(二)電子政務公眾滿意度模型的提出

1．模型的提出

政府公共管理活動與企業(yè)經營活動不同，再加上我國政府公共管理體制決定了電子政務用戶的現狀以及用戶的使用行為，所以，不能完全照搬用于企業(yè)分析的顧客滿意度模型。否則，可能會造成構建出的電子政務公眾滿意度代表性不強，缺乏必要的指導意義。

電子政務公眾滿意度模型主要從公眾的角度出發(fā)。電子政務中的一些其他重要內容，比如政府部門間公文的傳遞等，不在考慮之列，因為它們對于用戶來說只是一個黑箱，用戶并不需要也沒有必要知道黑箱內是如何運作的。但是，換一個角度看，電子政務公眾滿意度也可以在一定程度上反映該問題。也就是說，如果黑箱的效率高，公眾的滿意度自然就高。

根據上述分析，本文提出如下考量電子政務公眾滿意的結構方程式模型：

2．模型的論證和說明

公眾滿意度評價指標包括公眾預期、感知質量、信息、互動性四個獨立變量和公眾滿意、政府形象、公眾忠誠三個依變量組成。下面，將對上述各變量進行論述和說明。

(1)公眾預期?！肮婎A期”是幾乎所有研究公眾(顧客)滿意度的文獻中都采用的評價指標。根據Grigoroudis等人的觀點，公眾滿意主要是指公眾對過去經歷的一個良好的體驗。因此，公眾預期對于公眾滿意度有著非常重要的影響。在電子政務出現之前，公眾以及企業(yè)或多或少都有與政府打交道的體驗。這種體驗將決定公眾對于電子政務的預期。

假設1 公眾的預期越高，電子政務公眾滿意度越高

(2)感知質量。這一指標的目的在于衡量電子政務的政務功能。電子政務的核心就在于把政府服務以電子化的方式傳遞給公眾和企業(yè)，因此，該指標主要表示公眾在使用電子政務所提供的產品(主要是信息)和服務(網上辦公)的過程中以及過程后其感受到的感覺?！案兄|量”也是一個在評價公眾(顧客)滿意度中常用的、行之有效的指標。

假設2 公眾感知的質量越高，電子政務公眾滿意度越高

(3)信息。目的在于調查政府的透明度。主要表示電子政務內容服務的質量。目前我國的公共管理體制改革還遠未成熟，關于政府信息的公開制度還不完全規(guī)范。模型中應該增加考慮信息因素對顧客滿意水平的影響，即考慮政府信息的透明度、及時性等因素。事實上，信息作為一個變量在我國顧客滿意度模型中的應用已經得到了證實”。

假設3 政府信息的透明度越高，更新越及時，電子政務公眾滿意度越高

(4)互動性。目的在于考慮政府與公眾和企業(yè)間的溝通與反饋。主要用于衡量政府觀念的轉變，是否由“管理型政府”向“服務性政府”轉變。電子政務是借助于信息技術轉變政府的工作方式。建立在互動基礎之上的電子政務，不僅可以提高政府的效率和服務質量，降低服務成本，還可以改善政府與公眾、企業(yè)之間的關系，促進民主社會和法治社會的建立。

假設4 互動性越強，電子政務公眾滿意度越高

(5)公眾滿意。主要表示公眾在將對電子政務的預期與實際的感覺比較后而產生的感覺。

假設5 公眾越滿意，電子政務公眾滿意度越高

(6)政府形象。主要表示公眾在使用電子政務后對政府的看法。感覺好，抱怨就少。在歐洲顧客滿意度模型中就采用了形象(imase)作為一個結構變量，并用于表示顧客對某一品牌的感知。政府形象主要通過網上監(jiān)督體現出來。政府有關部門對公眾在網上的監(jiān)督、投訴、檢舉等進行直接受理，是“陽光政府”、“透明化辦公”的重要體現。

假設6 政府形象越好，電子政務公眾滿意度越高

(7)公眾忠誠。主要表示公眾重復使用電子政務的情況。這是在感受到電子政務的質量后而顯示出來的行為。

假設7 公眾越忠誠，電子政務公眾滿意度越高

(8)在本模型中，去掉了常用的“感知價值”這一常用變量。其原因在于， “感知價值”主要用于衡量顧客對企業(yè)提供的產品或服務的價格的感知。而電子政務與企業(yè)不同，它不以盈利為目的，無法用產品或者服務的價格進行衡量，也無此必要。

(三)研究變量的衡量與問卷設計

上述結構方程式模型中的結構變量難以直接進行測量。因此，公眾滿意度測評的另一個關鍵是根據上述公眾滿意度指標體系，將測評目的轉化為問卷上的問題，然后通過向公眾發(fā)放反映測評指標內容的調查問卷來獲取與各指標相關的原始數據。

公眾滿意度測評指標體系是一個多指標的結構，運用層次化結構設定測評指標，從而清晰地表述公眾滿意度測評指標體系的內涵。每一層次的測評指標都是由上一層測評指標展開的，而上一層次的測評指標則是通過下一層的測評指標的測評結果反映出來的，其中“電子政務公眾滿意度指數”是總的測評目標，為一級指標；電子政務公眾滿意度模型中的公眾期望、感知質量、信息、互動性、公眾滿意、政府形象和公眾忠誠等七大要素作為二級指標。根據電子政務的特點，將七大要素(二級指標)展開為具體的三級指標，具體見表2。三級指標實際上就是調查問卷上的問題。本文的三級指標

設計參考了大量與電子政務調查以及顧客滿意度調查相關的調查問卷。

(四)量表的選用

公眾滿意度測評的本質是一個定量分析的過程，即用數字去反映顧客對測量對象的屬性的態(tài)度，因此需要對測評指標進行量化，即所謂的“量表”。由于數字型量表可以表達強度等級，因此非常適于滿意度調查。從統計的觀點看，量表的級數越多，就可以獲得較大數目的答案類別。有了5個以上的級數，收集的答案會開始接近正態(tài)分布，可以用作更嚴謹的參數統計試驗。但是，如果級數過多，公眾在回答問卷時會耗費很多的時間，也會感到厭煩。一般而言，5分制已經足夠容納比較廣泛的公眾意見，而且比較容易為人們所接受。因此本文將采用5級李克量表。

三、電子政務公眾滿意度的實證研究：以遼寧為例

(一)研究對象的確定與樣本的選擇

本文電子政務公眾滿意度測評實證研究計劃針對遼寧省政府門戶網站(www．ln．gov．cn)的。原因在于，隨著遼寧省老工業(yè)基地改造的不斷深入發(fā)展，政府職能也需要相應轉變。政府要真正發(fā)揮作用，就必須以公眾滿意為考量。此外，遼寧省政府網站通常下屬數十個地市級網站。這些網站能夠充分反映遼寧省各地區(qū)、各部門之間的差異性，能夠比較充分反映遼寧省的經濟、政治和文化等地區(qū)狀況。

關于樣本數量的選擇，Bagozzi和Yi認為使用LISREL進行分析時，樣本數量最少必須超過50；Hair等人認為用最大概似法估計時，樣本數大于100是最起碼的要求，樣本數400以下則為較佳的選擇。Marsh和Haut也認為在運用小樣本進行結構方程式模型計算時，應當審慎小心。他們認為如果在結構方程式模型中以小樣本進行分析，經常出現無法得到完全解(completelypropersolu―tion)的情況。但陳順宇認為，如果樣本數太大則卡方檢驗容易被拒絕。因此，本研究擬以200份左右的有效問卷為取樣的依據。

本調查實際在沈陽、大連、遼陽和鞍山發(fā)放調查問卷800份，回收276份，其中有效問卷198份。因此，選擇這198份調查問卷用于樣本分析。

(二)數據分析方法：以結構方程式模型為基礎

根據本文提出的結構方程式模型，采用“線性結構關系”軟件(LISREL：LinearStructuralRela―tion)。LISREL可以探討變量間的線性關系，并可以對可觀測變量與潛在變量之間的因果關系進行假設檢驗。MSREL結合了傳統統計學領域中的因素分析和通徑分析，并且加入經濟計量學的聯立方程式(simultaneousequationmodel)，可以同時求解多因素、多因果通徑(CasualPath)。對于互為因果的徑向關系(Non―recursiveModel)和不可觀測變量(latentvariables)的衡量問題均可獲得解決。

四、數據分析

(一)樣本的人口統計信息

被調查者的性別、年齡、地域的分布情況如下所示：

(二)Cmnbachsct的內部一致性信度分析

在進一步探求因果關系之前，先確定各因素的內部一致性信度是否達到可接受的水平。

Cronbach所建立的a值是常用的內部一致性信度分析工具，本研究亦采用之。驗證其內部一致性，亞取a值大于0．60者。分析結果見表2。從表2中可見，從各因子的Cronbach'sa系數來看，整個調查問卷中各間項的Cronbach'sa系數均大于0．83，說明各因子的信度均在可接受范圍之內，內部一致性很好。

(三)效度檢驗

在效度檢驗中，本文采用內容效度和構建效度來對問卷及各因子組成項目進行衡量。結果表明，兩種效度分析均能起到較好的解釋作用。

先看內容效度。本研究的問卷項目是在整理文獻的基礎上，采用大多數學者曾經使用過的量表及衡量項目(試卷問題)，再經過預試修正所得。因此，在衡量工具的內容效度上，應可以符合其要求。

關于構建效度，可以利用因子分析進行驗證。本文因子分析的KMO(Kaiser―Meyer―Olkin)和Bartlett檢驗結果如表3所示。Kaiser―Meyer―OlkinMeasureofSampling Adequacy是用于比較觀測相關系數值與偏相關系數值的一個指標，其值愈逼近1，表明對這些變量進行因子分析的效果愈好。今KMO值：0．875，說明樣本充足度高，根據Kasier等給出的標準，適合作因子分析。Bartlett球度檢驗給出的相伴概率為0．000，小于顯著性水平0．05，因此拒絕Bartlett球度檢驗的零假設，認為本問卷及其各因子組成項目的構建效度好，故考慮進行因子分析。

(五)徑向系數檢驗

通過利用HSEREL軟件進行的通徑分析結果表明，除了r11(=0．07)之外，其余各項均在統計上達到P

五、建議和進一步研究

(一)建議

從分析結果上看，假設2至假設7均得到驗證。說明感知質量、互動性、信息對于提高公眾滿意度有很大的重要性。政府為了獲得更多的公眾認可和接受，應當加強政府網站的網上辦公功能，提供更多的便民服務，提高電子政務網站的接人／瀏覽速度和有效鏈接率，使政府網站的信息更加充實、實用，努力改善公開和透明度，確保政府信息更新及時、準確，認真回復公眾和企業(yè)通過“網上民意調查、市長信箱”提出，做到政府網站的網上咨詢、網上查詢欄目更加方便、有效。同時，分析結果還說明，如果公眾滿意，政府形象就會提高，公眾忠誠就會增加，而政府形象的提高也會進一步增加公眾的忠誠。

但是，假設1經檢驗沒有得到驗證，說明公眾預期對于公眾滿意度沒有多大的影響。其原因可能在于，中國政府在公眾心目中的地位一直較高，政府的信任度也一直較高。不論政府采取何種形式提供公眾服務，公眾都是信任并愿意接受的。

(二)進一步研究

1．研究限制

本文也存在著一定的研究限制。即中國遼寧網站上包含眾多下屬政府分支機構，被調查者通常只與其中的部分政府部門打交道，因此，無法代表中國遼寧網站的整體情況。此外，沒有考慮對外經濟服務這一方面的公眾。對外經濟服務包括招商信息、旅游信息等。其主要面向對象為外商和外地游客。所以由于調查的困難而沒有取樣。

2．模型修正

電子政務是一個不斷發(fā)展的過程。影響電子政務公眾滿意度的因素還有很多，比如技術創(chuàng)新因素、公眾信任因素等等。因此，未來研究可考慮納入更多指標，建構更加完整的模式，來探討它們之間的關系，以便更好地掌握對電子政務的影響。

篇(7)

關鍵詞 農戶；經營行為；農村生態(tài)環(huán)境；兩型社會

中圖分類號 F323.22：X321 文獻標識碼 A

文章編號 1002-2104(2012)03-0026-06 doi:10.3969/j.issn.1002-2104.2012.03.005

著兩型社會建設進程的加快，人們在不斷關心城市生態(tài)環(huán)境問題的同時，也意識到農村生態(tài)環(huán)境問題的重要性與緊迫性，于是也引起了學者們的廣泛關注。侯俊東等［1］采用實證研究發(fā)現農戶將農村生態(tài)環(huán)境問題的表現形式歸為農業(yè)面源污染、農村水質污染、空氣噪音污染、生活垃圾污染、工業(yè)轉嫁污染五類?；谶@些研究成果，也有學者開始探討農村環(huán)境問題形成機制。研究發(fā)現，除了城市污染轉移是外來因素，鄉(xiāng)鎮(zhèn)工業(yè)污染是以企業(yè)為基本單位產生之外，以上所提到的大部分農村生態(tài)環(huán)境問題都或多或少的與農戶的經濟行為有關［2］。為此，從農戶的經營行為動機出發(fā)，分析影響農戶經濟行為的主要因素及其對生態(tài)環(huán)境的影響已成為熱點問題［3］。農戶作為農村生產中最基本的微觀經濟單位，其生產經營行為關系到生產資源的合理利用與配置，影響到農村的生態(tài)系統保護與整個農村的可持續(xù)發(fā)展［4］。Hu［5］指出農戶不合理的經濟活動與生態(tài)環(huán)境惡化有著直接的、必然的聯系。傳統農村經濟中，以傳統農業(yè)為主，生產力低下。農戶在選擇生產項目和生產規(guī)模時，主要考慮的是是否滿足自身需要。而且，重經驗輕技術，生產中多采用精耕細作的方式，肥料多以有機肥料為主，因而生產經營中造成的污染較少，生態(tài)系統保護較好。但在全國范圍內開始實行為基礎的農業(yè)生產經營模式以來，農產品市場化和農業(yè)現代化得到進一步發(fā)展，農戶生產經營目標逐漸變化為利潤最大化目標，農戶生產經營方式也轉變?yōu)楝F代集約生產類型，這種生產經營方式的轉型加上我國特有的農戶生產稟賦構成了我國現階段特有的農戶生產經營形態(tài)。可見，農戶生產經營行為同農村生態(tài)環(huán)境質量已經到了息息相關的地步。因此，從農戶入手，研究并優(yōu)化我國農戶生產經營行為模式對保護和改善農村生態(tài)環(huán)境，促進兩型社會及新農村建設具有重要的價值。在此背景下，本研究主要利用一般計量模型建構了農戶生產經營行為影響農村生態(tài)環(huán)境及其五種表現形式（即農業(yè)面源污染、農村水質污染、空氣噪音污染、生活垃圾污染、工業(yè)轉嫁污染）的數理模型，并利用微觀調查數據檢驗分析，給出合理政策建議。

1 文獻評述

農村生態(tài)環(huán)境已經受到了廣泛關注，但更多的是以農業(yè)污染作為研究對象。而且，在此領域的研究，國內外學者大多從工程技術措施、理論角度、經濟管理措施及相關政策法規(guī)的角度探討如何防止農業(yè)污染，而對導致農業(yè)污染的原因分析不足，也沒有充分認識到農戶是防治農業(yè)污染的主體［6］ 。

近年來，學者們也開始研究農戶經營行為對農村生態(tài)環(huán)境的影響，如陳利頂、馬巖［3］從理論上探討了農戶的經營行為以及對生態(tài)環(huán)境的影響。李海鵬［4］研究了農戶農業(yè)生產行為的面源污染效應。宋建輝［6］深入分析了河北省農戶經營行為與農業(yè)污染的關系及防治農業(yè)污染的對策。赫曉霞、欒勝基［7］通過觀察和訪談的方式了解了農民在不同的行為方式下的所面臨的農村環(huán)境問題。邱長溶、郝愛民［8］分析指出建設節(jié)約型農業(yè)的關鍵是優(yōu)化農戶的生產經營行為。洪音［9］以土地沙漠化發(fā)生的三個典型區(qū)域類型為例，采用環(huán)境社會學的研究方法，對農戶的生態(tài)經濟行為進行了調查，揭示了農戶生態(tài)經濟行為與保護生態(tài)環(huán)境的矛盾。這些研究大多以定性分析為主，在進行計量分析時，大多是以農業(yè)污染作為生態(tài)環(huán)境的主要構成部分。雖然，農業(yè)污染是農村生態(tài)環(huán)境的主要問題，但是著新農村建設以及農村工業(yè)化的發(fā)展，非農業(yè)所造成的生態(tài)環(huán)境問題也與日俱增。為此，本研究以兩型社會建設為背景，依托侯俊東等［1］實證研究得到的農村生態(tài)環(huán)境問題的五種表現形式，深入揭示農戶經營行為對農村生態(tài)環(huán)境的影響，以拓展農村生態(tài)環(huán)境的研究體系。

2 研究方法

2.1 變量選取與模型構建

農戶經營行為是指為了滿足自身物質需要或精神需要，個體或群體在特定的社會環(huán)境中對農產品價格和生產要素價格變動做出的農業(yè)投入與管理的反應或決策，主要包括農戶生產投資行為、消費行為、擇業(yè)行為和儲蓄行為等［10-11］。在此定義基礎上，學者們通常認為應從農戶的角度把農戶經營行為的影響因素分為內、外部影響因素。進而，通過訪談發(fā)現，農戶的經營行為始終受到傳統文化的熏陶，對土地有強烈的依賴關系，一般將土地作為生活的重要保障。再加上，農戶處在社會較低階層，其行為的選擇往往被迫表現出一定程度的妥協性，農戶總是在現有的社會、經濟等外部條件的約束下來確定自己的經營目標和實現該目標所采取得手段。于是，受利益驅使，一般會通過經營行為，追求短期的增產，忽略對生態(tài)環(huán)境的長期影響?；诖?，本研究將選取表1所示變量來衡量農戶的生產經營行為。

將農業(yè)面源污染、農村水質污染、空氣噪音污染、生活垃圾污染、工業(yè)轉嫁污染五個方面的農村生態(tài)環(huán)境問題表現（分別用Y1、Y2、Y3、Y4、Y5表示）及農村生態(tài)環(huán)境總體狀況（Y）作為衡量農村生態(tài)環(huán)境的指標，參考已有的研究方法，采用一般線性模型來分析農戶經營行為對生態(tài)環(huán)境環(huán)境及其具體表現的效應。模型的一般形式：

y=α+β1x1+β2x2+…+βpxp+ε(1)

其中：y表示農村生態(tài)環(huán)境變量，Xi（i=1,2，…,p）表示農戶生產經營行為變量，ε表示機擾動項。

2.2 數據來源

基于方便回收的考慮，采用實地調查法。為了使調查

地點具有代表性，課題組在地點選擇上采取了分層抽樣方法，共選擇了8個城市，如表2。

進而，根據問卷調查便利性，以及抽取城市的地形、通達性、土地類型和經濟水平4個類型選取的現實情況，選取了新洲等8縣市的22個村作為調查村，對村里的農戶再進行抽樣調查，共發(fā)放700份問卷，回收有效問卷650份，基本信息如表3。

3 研究結果

首先通過對問卷調查得到的數據標準化并對自變量與因變量進行相關分析，結果表明各變量間存在一定程度的相關，但所有變量的方差膨脹因子（VIF）介于1.033至1.558之間，明顯小于2.5，故不會導致多重共線性。進而將分析農戶生產經營行為對農村生態(tài)環(huán)境影響。

不同農戶本身可能存在一定的差異，為了規(guī)避這一差異，故在運用多元線性回歸時，將農戶人口統計學變量作為控制變量。利用SPSS軟件對其進行回歸，得到結果如表4所示：

從整體上看，模型2、4、6、8、10、12通過顯著性檢驗（p

（1）勞動力投入行為。

在兩型社會建設中，農戶的性別、年齡、家庭常住人口、收入來源、家庭人均收入等農戶人口統計學變量對農村生態(tài)環(huán)境總體、農村水質污染、空氣污染、工業(yè)轉嫁污染的影響不顯著；大部分變量對農業(yè)面源污染、生活垃圾污染的影響也不顯著，這與侯俊東等［1］實證結論一致。不過，研究還發(fā)現收入來源、家庭人均收入對農業(yè)面源污染有顯著的負面影響（β=-0.242，Sig.=0000；β=-0160，Sig.=0000），這說明農戶越是依賴農業(yè)，收入就越低，農業(yè)面源就越高；家庭常住人口對生活垃圾污染有顯著的正面影響（β=0089，Sig.=0018），家庭人均收入對生活垃圾污染有顯著的負面影響（β=-0.106，Sig.=00009），這說明家庭常住人口越多，產生的生活垃圾就越多，而人均收入越高，生活水平也就越高，所造成的生活污染也就越低。

（2）農戶文化程度。

農戶的文化程度對生態(tài)環(huán)境總體有顯著的正面影響（β=0105，Sig.=0015），并且對農業(yè)面源污染、農村水

質污染、空氣噪音污染、生活垃圾污染和工業(yè)轉嫁污染均有顯著影響（β=0151，Sig.=0000；β=0115，Sig.=0007；β=0168，Sig.=0000；β=0143，Sig.=0001；β=0157，Sig.=0000）。由此可知，文化程度越高，他們越能意識和認識到農村生態(tài)環(huán)境污染問題。

（3）經營規(guī)模。

農戶經營規(guī)模主要由農戶耕種的土地面積指標來體現，經分析發(fā)現，農戶經營規(guī)模除對農業(yè)面源污染有正面影響外（β=0111，Sig.=0006）；對生態(tài)環(huán)境總體、農村水質污染、空氣噪音污染、生活垃圾污染以及工業(yè)轉嫁污染均沒有顯著影響。

（4）農業(yè)投資行為。

農戶的農業(yè)投資行為主要體現在農產品自用比例指標上，自用比例越低，則農業(yè)投資力度越大。以上統計分析結果顯示，農戶的農業(yè)投資行為對生態(tài)環(huán)境總體、空氣噪音污染、生活垃圾污染以及工業(yè)轉嫁污染均無顯著影響，而對農業(yè)面源污染、農村水質污染有顯著的負面影響（β=-0135，Sig.=0001；β=-0098，Sig.=0016），即農業(yè)投資力度越大，為了提高產量而造成農業(yè)面源污染及農村水質污染的情況就會越嚴重。

（5）經營組織行為。

農戶的經營組織行為主要由有機肥施用情況、有機肥每畝平均施用量以及參加農業(yè)技術培訓情況三個指標來體現。從總體上來看，有機肥施用情況、有機肥每畝平均施用量以及參加農業(yè)技術培訓情況均對生態(tài)環(huán)境沒有顯著影響。從個別指標來看，有機肥施用情況對農業(yè)面源污染、生活垃圾污染（β=0125，Sig.=0002；β=0088，Sig.=0029）有顯著的正面影響，而對農村水質污染、空氣噪音污染以及工業(yè)轉嫁污染沒有顯著影響，這說明不施用有機肥會造成農業(yè)面源污染，且這些沒有施用的有機肥也加劇了生活垃圾污染；有機肥每畝平均施用量對農業(yè)面源污染和農村水質污染有顯著的負面影響（β=-0159，Sig.=0000；β=-0085，Sig.=0036），而對空氣噪音污染、生活垃圾污染以及工業(yè)轉嫁污染均沒有顯著影響，這說明有機肥使用越多，農業(yè)面源污染及農村水質污染情況也就弱；參加農業(yè)技術培訓情況則對農業(yè)面源污染和農村水質污染具有顯著的正面影響（β=0076，Sig.=0058；β=0121，Sig.=0003），而對空氣噪音污染、生活垃圾污染以及工業(yè)轉嫁污染則沒有顯著影響，這說明參加農業(yè)技術培訓會降低農業(yè)面源污染和水質污染。

（6）農戶環(huán)境關注度。

通過分析發(fā)現，農戶環(huán)境關注度對生態(tài)環(huán)境總體、農業(yè)面源污染和農村水質污染均有顯著的正面影響（β=0138，Sig.=0001；β=0115，Sig.=0003；β=0073，Sig.=0063），對空氣噪音污染、生活垃圾污染以及工業(yè)轉嫁污染則沒有顯著影響。

4 結論與啟示

基于調研數據以及構建的模型，通過農戶生產經營行為對農村生態(tài)環(huán)境影響的實證分析，得到如下結論與啟示：

（1）農村生態(tài)環(huán)境污染有很大一部分是在農戶生產過程中產生的，農戶生產目標、行為特征等內部因素以及市場機制、政策環(huán)境等外部因素均會對農戶生產行為產生影響，作用于外在環(huán)境，最終導致環(huán)境惡化。然而，實證結果表明，除農戶文化程度及對環(huán)境的關注程度對農村生態(tài)環(huán)境有著顯著的關系外，農戶經營行為的其它變量與其對農村總體的生態(tài)環(huán)境狀況感知之間并不存在顯著的關系。顯然，現實與理論間存在明顯的矛盾，這可能是由于在兩型社會建設的初期，農戶對其長期從事的農業(yè)經營行為會造成污染的認識并沒有得到改變。為此，政府、非營利組織，乃至于市場都應該加大宣傳力度，培養(yǎng)農戶的生態(tài)意識。

（2）農村生態(tài)環(huán)境自然資源的自主經營權在農戶，在現有利用模式和政策下，良好的農業(yè)生態(tài)系統對周邊環(huán)境維護提供了大量環(huán)境功能，卻無法對農戶產生經濟利益，在利潤最大化目標驅動下，農戶在生產中主要考慮自身經濟利益而忽略對生態(tài)環(huán)境的污染效應。

（3）在生產經營過程中，農戶的勞動力投入行為、文化程度、經營規(guī)模、投資行為以及經營組織行為對農村生態(tài)環(huán)境中的農業(yè)面源污染及農村水質污染影響較大，這進而說明農戶在生產經營過程中應當注意自身在追求經濟利益過程中，也要密切關注自身行為對外部環(huán)境的影響，產生的負外部性最終還是需要大眾來買單。

（4）在保障農產品安全的前提下，保持恰當的農產品自給率，可以減輕過量施肥或者其他過度的生產經營行為對農村生態(tài)環(huán)境的壓力。同時，發(fā)展生態(tài)農業(yè)也是控制農村生態(tài)環(huán)境污染較為理想的經濟方式。生態(tài)農業(yè)的應用與推廣，有助于提高農業(yè)生產效率和增加農民收入，有利于全面提升農業(yè)生產的現代化技術水平，有利于污染的有效控制。另外，在農業(yè)生產過程中，加強宣傳教育，提高農業(yè)生產者素質是有利于改善農村生態(tài)環(huán)境的，且推進農業(yè)生產的規(guī)模化經營同樣有利于控制污染。調整農業(yè)技術培訓和推廣的方向，使農民獲得更多的合理施肥信息，加強農民專業(yè)組織的建設。

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Effects of Farmer Households Production and Operation Behaviors on Rural

Ecoenvironment

HOU Jundong LV Jun YIN Weifeng

(School of Economics & Management, China University of Geosciences, Wuhan Hubei 430074, China)

Abstract The production and operation behaviors of farmer households concern the reasonable utilization and allocation of the production resources and affect the protection of rural ecological system and its sustainable development. With 650 respondents of farmer households from Wuhan Urban Circle and ChangshaZhuzhouXiangtan Urban Agglomeration as the valid sample, this paper, by means of econometric model, analyzes the impacts of production and operation behaviors of the farmer households on rural ecoenvironment and their five representation forms. The results show that: (1) income source and per capita income per family in labor force input behavior have significantly negative effects on agricultural nonpoint source pollution, and family permanent population and annual per capita income per family have significantly positive and negative effects on domestic garbage pollution respectively; (2) the higher the educational attainments of the farmers, the better they realize the rural ecological environment pollution problems; (3) the larger the scale of operation, the more serious the agricultural nonpoint source pollution, and meanwhile, they have no significant effects on other four forms; (4) the more the agricultural investment, the more serious the agricultural nonpoint source pollution and rural water pollution caused by increase in yield; (5) in the operation and organization behaviors of farmer households, the application of organic fertilizers will result in agricultural nonpoint source pollution, and these unapplied organic fertilizers aggravate domestic garbage pollution. The more the organic fertilizers applied, the worse the agricultural nonpoint source pollution and the rural water pollution. In addition, the participation in agrotechnical training will reduce the agricultural nonpoint pollution and water pollution. Therefore, the production and operation behaviors of farmer households mainly affect agricultural nonpoint source pollution, water pollution and domestic garbage pollution while insignificantly affecting the airnoise pollution and industrial transferred pollution.

Key words farmer household; production and operation behavior; rural ecoenvironment; twooriented society

收稿日期：2011-10-31