人口统计学变量分析模板(10篇)

导言：作为写作爱好者，不可错过为您精心挑选的10篇人口统计学变量分析，它们将为您的写作提供全新的视角，我们衷心期待您的阅读，并希望这些内容能为您提供灵感和参考。

篇1

中图分类号：G804.87 文献标识码：A 文章编号：1006-2076(2012)05-0068-05

职业压力问题在国外早已成为研究的热点，而我国关于职业压力的研究迄今尚未成熟，还没有形成特有的“本土化”理论体系。许多研究者对于职业压力问题的理解仍具有一定的局限性，认为职业压力和职业倦怠多发生于人际服务领域，因此研究对象主要集中于教师、护理、医生和管理工作者等职业［1-2］，关于教练员职业压力问题一直被人们所忽略，相关领域研究较少涉及。通过检索CNKI中国期刊全文数据库和Elsevier Science外文期刊数据库，发现国内相关文献

甚少，国外研究也不多见。表明体育人力资源管理还未将教练员职业压力问题正式纳入研究。Maslach和Jackson(1984)［3］认为，持续的压力会导致教练员生理和心理上的精疲力竭，最终形成职业倦怠。Dingle(2002)［4］对印地安那州田径教练员的研究显示，性别对其感知到的职业压力无显著差异。而Acosta和Carpenter(2003)［5］研究发现，女性教练员因职业压力有较高离职意愿，得出工作性质、强度在传统性别角色分工影响下女性感知到更多的工作-家庭冲突压力。但同时Burrows(2002)［6］的研究表明，篮球教练职业压力在性别、婚姻和父母地位3变量上无显著差异，表现出结论的不一致性。我国学者顾海勇（2004）［7］认为，足球职业教练员承受的压力是多方面的,其中俱乐部方面、联赛成绩和名次、创新意识、知识水平和指挥能力是主要压力源。许欣（2007）等人［8］经调研证实收入水平高低与教练员工作-家庭冲突程度有显著性差异，积极渗溢和补偿行为对工作满意度有较强预测力。

以上关于职业压力的研究文献，对于研究和认识我国教练员职业压力问题，具有重要的启迪意义。然而，以往零散的教练员职业压力研究尚存在不少的缺憾及不足，具体表现为以下几个方面：1)研究背景：我国与西方的文化背景有着巨大差异，造成了东西方种族价值追求、伦理取向、职业压力等方面迥然相悖。因此，不能将国外的东西直接照抄照搬，而应该加强其“本土化”的研究，更加关注和加强职业压力特征在我国文化背景和组织管理模式下的研究，使以往研究成果与我国实际情况相结合，以真正揭示我国教练员职业压力的跨文化特征。2)研究方法：从依据的研究方法和理论基础看，由于知识及能力偏于一隅，其研究成果也仅是停留于局部定性的描述，或简单的数据罗列分析，缺乏深度及广度的领域拓展。3)研究类型：研究类型只是研究者主观思想观点的阐述和经验总结，而系统的理论分析和实证研究较为匮乏。4)研究内容：研究内容多为现状认识和观点陈述，侧重于表面层次的分析和探讨，特别是研究范围仅局限于工作组织和个体职业压力或职业倦怠一个单独变量上，显得比较片面单一。本研究运用心理学、社会学、管理学的理论，通过问卷调查对山东省“优秀运动队后备人才训练基地”教练员职业压力以及人口统计学变量的差异特征进行实证探究，以希为今后体育领域个体或组织进行压力管理提供理论依据。

研究对象与方法

1.1 研究对象

根据研究内容和样本采集的可行性，本研究主要在山东省济南市体育运动学校、青岛市体育运动学校、烟台市体育运动学校、新泰市业余体育运动学校等59个“优秀运动队后备人才训练基地”（主要考察基层和中层运动队教练员）随机分层抽取278名教练员为被试进行量表的测查；项目包括田径、游泳、举重、摔跤、柔道、跆拳道、拳击、体操、乒乓球、排球、篮球、足球、自行车、射击、帆船帆板、赛艇皮划艇、武术散打、武术套路、手球、射箭、跳水共21个项目。共发放问卷400份，回收312份，经筛查剔除其整份问卷答案成规则作答的，或一个题项选取两个及以上答案的，以及整份问卷漏答题目≥2个的，最后得到有效问卷278份。其中，男性205人，女性73人；年龄30岁以下81人，30岁～40岁109人，41岁以上88人；已婚217人，未婚61人；具有大专学历97人，本科及以上学历181人。

1.2 研究方法

1.2.1 研究工具

1.2.2 数据处理

运用SPSS12.0软件对收集的数据进行探索性因素分析、信效度检验、描述性分析、独立样本t检验、单因素方差分析、事后多重比较等。

2 结果与分析

2.1 竞技体育教练员职业压力总体现状分析

篇2

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

篇3

[中图分类号]F59

[文献标识码]A

[文章编号]1002－5006(2011)02－0049－09

1　引言

自20世纪80年代开始，现代乡村旅游经过20多年的发展已初具规模，并成为支撑我国旅游业发展的一支重要力量。乡村旅游发展迅速，但也暴露出众多问题，其中，品牌营销观念落后已经成为我国乡村旅游进一步发展的严重桎梏。目前，多数地区的乡村旅游活动停留在吃农家饭、住农家房、赏花摘果等满足游客物质欲望的层面，甚至出现了乡村旅游等同于饮食游的倾向，造成乡村旅游地品牌定位趋同化严重。

在游客心中建立恰当的地理品牌个性，可有效地对旅游目的地进行差异化和市场定位。乡村性一直被认为是乡村旅游推销的整体核心和独特卖点，但从长远看，只有将市场对乡村性的诉求和认可凝聚在乡村旅游地品牌上，才能形成鲜明的品牌个性，获得游客忠诚，以实现长足的持续发展。作为品牌对应消费群体情感需求的核心，旅游地品牌个性如何取得游客认同，形成游客忠诚就成为问题的关键。场所依赖是解释“某些地方与人之间似乎存在着一种特殊的依赖关系”这种客观现象的有效理论，对加强旅游地与游客间联系，促进重游等意义重大。因此，本研究尝试以乡村旅游地发展较为成熟的农家乐为研究对象，探索性地以场所依赖为中介变量，探究品牌个性与游客忠诚间的关系，以期明确乡村旅游地品牌个性对游客忠诚的影响机制，为乡村旅游地经营和发展提供借鉴。

2　理论基础

2.1　品牌

品牌是一个名称、标记、符号或是这些因素的组合，它可以使消费者有效辨识某一特定产品和服务的独特之处，以便与竞争者有所区别。品牌不仅是不同企业产品的标识，更多的是营销价值资讯的载体，特定品牌往往代表着特定的产品品质、产品风格、服务水平、流行时尚等，这些资讯逐渐被市场广泛了解和接受，在消费者心中就成为特定的消费价值、消费情感的代表。可以说，品牌不仅由于其功能性价值而被喜爱，而且由于其心理和社会的价值而被喜爱。竞争对手能很快地模仿产品的功能特性，但要建立起一个品牌的心理价值却需要花费很长时间。因而开发品牌的个性价值，建立品牌的个性就成为品牌管理的一项重要任务。

2.2　品牌个性

一系列与某品牌有关的人格特征即为品牌个性。品牌个性是将品牌与人类特质联想在一起的组合，相对于产品所传达的实用功能属性，品牌个性更应传达符号上或表达自我的功能。品牌所独有的个性是刺激消费者品牌联想和态度形成的关键要素，对于品牌资产管理具有重大意义。国内外关于品牌个性的研究主要集中在品牌个性维度的测量及量表开发，研究对象主要以有形产品品牌为主。近年来，旅游目的地的品牌个性逐渐受到学者的关注。叶根吉(Ekinci)和豪森尼(Hosany)借鉴了阿克(Aaker)开发的品牌个性量表，将其应用于旅游目的地品牌个性研究，提出了旅游目的地品牌个性的3个维度：真诚(sincerity)、刺激(excitement)和欢乐(conviviality)。豪森尼等在问卷调查的基础上，利用典型相关分析辨析了旅游目的地品牌形象和品牌个性，指出两个概念虽然相关，但有所不同，不可混用。墨菲等(Murphy，et a1.)对游览北澳大利亚暗礁的408名游客进行问卷调查，发现旅游者能够依据品牌个性区分不同地域的旅游目的地。虽然关于旅游目的地品牌个性的研究已取得了初步成果，但基于我国文化背景下不同类型旅游目的地品牌个性的研究尚显匮乏。我国各类典型旅游目的地品牌个性包含哪些维度、旅游者对旅游地品牌个性维度的认知和反应又是通过何种社会心理过程来影响他们的品牌偏好和忠诚、联结品牌个性维度和游客忠诚的中间变量是什么等问题尚未得到解决，有待于做进一步的探索性研究。

2.3　场所依赖

环境心理学指出，人在特定场所进行活动会产生对该空间环境的依赖感。而感情因素居于第一位，又包含人与场所之间基于感情(情绪、感觉)、认知(思想、知识、信仰)和实践(行动、行为)的联系就被称作场所依赖(place attachment)。场所依赖由场所依靠(place dependence)和场所认同(placeidentity)两个基本维度构成。场所依靠是一种功能性依赖，包含了社会与物理资源的可用性；场所认同又被称为心理依附，是个体对一个特定地区所持有的一种态度(attitudes)、价值(values)、思想(thoughts)、信念(beliefs)、意义(meanings)、行为意图(behavior tendenies)及特别的归属感(belonging toparticular place)。作为影响游后行为倾向的重要心理前因，场所依赖是产生重游的主要动机，对旅游目的地忠诚具有显著驱动作用，使得对某场所产生依赖的人会对该场所贡献更多的时间和金钱。此外，游客与目的地之间的情感联系是旅游目的地品牌发展的主要驱动力。显然，场所依赖在品牌个性影响游客忠诚关系中所发挥的作用不容忽视，因此，本文将其作为中介变量展开研究。

2.4　游客忠诚

忠诚是战略营销的一个基本概念，顾客忠诚作为服务业中的一种关键资产受到了业界及学术界的高度重视。顾客忠诚是顾客高度承诺在未来一贯地重复购买所偏好的产品或服务，并因此产生对同一品牌或同一品牌系列产品或服务的重复购买行为，而且不会因为市场态势的变化和竞争性产品营销努力的吸引而采取转移行为。戴(Day)最早指出，忠诚是包含行为和态度的二维构念，该观点得到广泛认同，并对后续研究影响深远。因此，有学者指出，游客忠诚也可以划分为行为和态度两个层面，行为层面指游客参与特定的活动、使用设施以及接受服务的次数，表现为游客多次参与的一致性；态度层面则主要是游客在情感上的偏好。游客明显偏好参与特定游憩活动的坚持行为即是游客忠诚。然而，在游客忠诚的具体测度上应该注意的是，与针对有形产品的忠诚不同，在服务业领域的顾客忠诚除了重复购买积极性以外，更多的表现为情 感依赖、首选偏好倾向和未来选择倾向。此外，对旅游目的地的首要选择也是游客忠诚的关键方面。

3　研究设计

3.1　研究区域

本研究结合实际研究目的需要，以乡村旅游地发展较为成熟的农家乐为研究对象，具体而言，以西安市长安区为研究区域。该区地处关中平原中部，与西安市区在东、南、西三面相邻，距市中心仅8.7千米，区域总面积为1583平方千米。

长安区位于秦岭北麓，是市区的水源供给地和生态屏障，以西安“后花园”著称。早在汉高祖五年(公元前202年)该区置县，至今已有2200多年，可谓历史悠久。2002年撤县设区，长安区成为西安城市新区，现区内共有10个乡镇，总人口达到92.57万人。长安区内有6处全国重点文物保护单位、7处省级重点文物保护单位，而区(县)级重点文物保护单位更多达20处。

近些年，长安区充分发挥其区内的自然生态资源和著名历史遗迹众多的优势，将旅游业作为区域经济发展的支柱产业来培育，并已取得初步成效。该区2009年接待中外游客364万人次，旅游业创收2亿元。农家乐项目在该区内得到规模化发展，其中，上王村、祥峪沟村和黄峪寺村等最具特色。

3.2　问卷设计

本研究所设计的调查问卷主要由4部分构成：(1)乡村旅游地品牌个性维度的测度。根据阿克的“大五”品牌个性模型量表及张俊妮等学者对该量表的翻译修正，对基本测量条目予以删减、增补和修改，最终确定28个测量条目。为有效规避阿克的“大五”品牌个性维度的影响，同时保证调查数据的可靠性和稳定性，随机打乱原有测量条目顺序后，方确定问卷。(2)场所依赖的测度。借鉴格罗斯(Gross)和布朗(Brown)所设计的游客涉入与场所依赖问卷中的旅游地场所依赖分量表，对其进行必要的修正，以符合乡村旅游地场所依赖测度的需要，最终包含了场所依靠和场所认同两部分内容，共10个问题。(3)游客忠诚的测度。乡村旅游地到访者的忠诚是其对该旅游地品牌的认可及信赖，一般表现为行为和态度两个层面。本研究对游客忠诚的测度借鉴帕若苏曼(Parasuraman)、泽丝曼尔(zeithaml)和柏瑞(Berry)的消费者忠诚度问卷，并进行适度修改以适用于本研究。测试内容包含到访游客对该目的地自评忠诚度、优先选择评价、唯一性选择评价和重游意愿4项。(4)游客人口统计学特征。主要有性别、年龄、民族、收入、客源地、受教育程度和家庭结构共7项，此部分以单项选择的形式设问，问卷其他内容以李克特5点量表形式设问。

3.3　数据获取和分析方法

问卷调查地点主要以长安区上王村、黄峪寺村和祥峪沟村的农家乐为主，调查时间集中于2008年6～7月。共发放问卷500份，回收453份，有效率达90.6％。先用Excel录入数据，后用SPSS17.0进行因子分析和信度分析，再用Amos17.0软件建立结构方程进行模型检验，最后用SPSS17.0进行多元回归分析。

3.4　获取样本说明

受调查者的性别比例基本持平(男性53％，女性47％)；以汉族为主(98％)；大专及本科学历的受调查者居多，占总量的66％；来自西安及周边县市地区的游客是该区农家乐乡村旅游的客源主体，占总量的93.6％；从年龄结构上看，70.9％的受调查者为26岁以上、有工作且收入固定的群体；家庭结构以夫妻二人或有小孩的群体为主，占总量的52.3％，而单身者所占比例最低，仅为11.5％(见表1)。

4　研究结果与分析

4.1　研究问卷质量分析

4.1.1　品牌个性维度量表的信度和效度

信度分析用以测定综合评价体系的一致性、稳定性和可靠性，一般利用克朗巴哈(Cronbach'sα)系数表示。该系数取值在0～1之间，越趋近于1表明数据信度越高。品牌个性维度量表共包含28个测度项目，克朗巴哈(cronbach'sα)系数达0.854，表明该量表整体信度良好。

比较观测相关系数值与偏相关系数值的关键指标主要是KMO检验值，该值的取值在0－1之间，数值达0.90以上为理想水平，0.80以上为良好，而低于0.50则不可接受。该量表KMO值为0.871，处于良好的观测水平，说明研究数据适于因子分析，而且整体问卷的效度良好。此外，巴特勒球体检验值的方差近似值(Approx，Chi-Square)表明分析数据适合进行因子分析。

经两次因子分析，剔除因子载荷低于0.5的测度项目，得到乡村旅游地品牌个性6维度，最终问卷项目为22个，整体α系数提高至0.901，KMO值上升到0.906，实惠、喜悦、闲适、交互、健康和逃逸各维度α系数分别为0.809、0.799、0.787、0.631、0.690和0.575。上述结果表明，品牌个性维度量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和稳定性。

4.1.2　场所依赖量表的信度和效度

从理论上讲，对一个理论建构合理性的验证，采用验证性因素分析比采用探索性因素分析更为合理。场所依赖基本由场所依靠和场所认同两个基本维度构成，得到众多实证研究的支持。本研究量表包括10个项目，场所认同和场所依靠两个基本维度，采用Amos17.0对其进行验证性因子分析，得到拟合指数如下，绝对拟合度：X2=128.755，X2／df=3.787，GFI=0.947，RMSEA=0.079；增量拟合度：AGFI=0.914，NFI=0.927，CFI=0.945，NNFI=0.927，IFI=0.945；简要拟合度：RMR=0.039，PNFI=0.700，PGFI=0.585。各项指数均满足标准，说明模型与数据拟合较好。

信度分析结果表明，场所依赖量表整体α系数为0.899，场所依靠维度α系数为0.823，场所认同维度α系数为0.789，这表明该量表总体信度水平良好，两个构成维度的信度水平处于可接受范围内。

上述结果表明，场所依赖量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和稳定性。

4.1.3　游客忠诚量表的信度和效度

采用Amos17.0验证性因子分析与对包含4个观测项目的游客忠诚量表进行验证。结果显示，绝对拟合度：X2=2.081，X2／df=1.040，GFI=0.998，RMSEA=0.009；增量拟合度：AGFI=0.989，NFI=0.995，CFI=1.000，NNFI=1.000，IFI=1.000；简要拟合度：RMR=0.012，PNFI=0.332，PGFI=0.200。各项指数均达到标准，说明模型与数据拟合很好。

信度分析结果表明，游客忠诚量表整体α系数为0.788，这表明该量表数据的总体置信水平较好。

上述结果表明，游客忠诚量表的信度和效度良 好，具有很好的可靠性和稳定性。

4.2　乡村旅游地品牌个性维度

利用SPSS17.0对品牌个性维度量表所收集的数据进行探索性因子分析，以因子载荷0.5以上作为新因子选取标准，经过两次分析剔除因子载荷不及0.5的6个项目，最终得到乡村旅游地品牌个性6个维度：实惠、喜悦、闲适、交互、健康和逃逸。各维度特征根值分别为8.395、2.300、1.576、1.444、1.250和1.082，方差解释率分别为28.914％、9.650％、6.919％、5.799％、4.463％和5.384％，累计方差解释率达61.381％。各维度α系数及整体α系数和KMO值如上文4.1.1中所述。

4.3　乡村旅游地品牌个性、场所依赖和游客忠诚的关系

4.3.1　描述性统计与初步分析

对乡村旅游地品牌个性、场所依赖和游客忠诚各维度共9个研究变量进行描述性统计分析，计算均值、标准差以及各变量间的相关系数。一般而言，李克特量表1～5等级评分平均值在1～2.4之间表示反对，2.5～3.4之间表示中立，3.5～5之间表示赞同。从均值上看，旅游者对乡村旅游地品牌个性格维度中的闲适和交互表现出高度的赞同(均值分别达到4.127和4.016)，实惠和健康维度也得到了赞同(均值依次为3.961和3.695)，而旅游者对喜悦和逃逸维度仅表现出中立态度(均值仅为2.951和2.843)；场所依靠与场所认同均值分别为3.216和3.333，差别并不明显；游客忠诚均值为3.480，趋近于赞同水平。所有变量的标准差在0.65－0.79之间，表明各变量的离散水平相近。从相关系数上看，除品牌个性的逃逸维度外，其他8个研究变量间的相关系数均达0.3以上(p

4.3.2　乡村旅游地品牌个性对场所依赖及游客忠诚的预测作用

调查数据涉及性别、民族、年龄、受教育程度、客源地、年收入和家庭结构等7个人口统计学变量，为便于模型解释，将它们作为连续变量进行分析。在控制以上人口统计学变量影响的基础上，以6个品牌个性维度为自变量，分别以场所依赖的两个维度场所依靠和场所认同以及游客忠诚为因变量，利用强迫进入的解释变量筛选策略，进行分层回归分析，结果见表2。

在控制了到访游客人口统计学变量的情况下，6个品牌个性维度可解释场所依靠40.1％的变异量，可解释场所认同40.3％的变异量。如表2所示，品牌个性对场所依靠和场所认同的影响情况基本一致：交互维度对二者的影响力均未达到显著；实惠、喜悦、闲适、健康和逃逸5个维度具有预测力，并且对场所依靠和场所认同均存在显著的正向预测作用。这说明，越倾向于认同这5个品牌个性维度的游客，越容易对乡村旅游地产生场所依靠和场所认同。民族、受教育程度和客源地在品牌个性变量引入回归模型后预测力下降或不再显著，说明它们对因变量的影响缺乏稳定性，而其他人口统计学变量对场所依靠和场所认同的预测力不显著。

在控制了到访游客人口统计学变量的情况下，品牌个性6个维度可解释游客忠诚26.4％的变异量。由表2可知，仅有实惠和闲适两个自变量具有预测力，并且对游客忠诚存在显著的正向预测作用(β=0.334,p=0.000；β=0.133，p=0.017)。这表明，越倾向于认同乡村旅游地品牌个性中的实惠和闲适两维度的游客，其忠诚度往往会越高。各人口统计学变量缺乏对游客忠诚的预测力，说明性别、民族、年龄、受教育程度、客源地、年收入和家庭结构因素对游客忠诚无显著影响。

4.3.3　场所依赖在品牌个性与游客忠诚关系间的中介效应检验

为了进一步考察乡村旅游地品牌个性对游客忠诚的影响机制，即品牌个性是直接影响还是通过场所依赖间接影响游客忠诚，本研究根据温忠麟等人提出的检验中介效应的方法，采用回归分析和Sobel单侧检验，考察场所依赖(包括场所依靠和场所认同)的中介效应。由于在乡村旅游地品牌个性中仅有实惠和闲适对游客忠诚有预测作用，所以只考察场所依靠和场所认同在实惠与游客忠诚及闲适与游客忠诚关系间的中介效应。以人口统计学变量作为控制变量，采用强迫进入的解释变量筛选策略，进行三步回归分析。首先，以品牌个性实惠和闲适为自变量，以游客忠诚为因变量，求回归系数c；其次，仍以实惠和闲适为自变量，分别以场所依赖中的场所依靠和场所认同为因变量，求回归系数α；最后，以实惠、闲适以及场所依靠和场所认同为自变量，以游客忠诚为因变量，求回归系数6和c＇。具体结果见表3。

表3显示，在第1步回归模型中，在控制了性别、民族、年龄等人口统计学变量影响的条件下，实惠和闲适对游客忠诚具有显著的正向预测作用，标准化回归系数β分别为0.395(p

在第1步回归模型的基础上，引入中介变量场所依靠和场所认同进行第3步回归分析，结果显示，场所依赖对游客忠诚的预测作用(回归系数b)，仅场所认同显著(卢=0.472，p0.05)，需做Sobel单侧检验。根据麦金农等人(MacKinnon，et al.)对Sobel统计量使用的临界值进行检验，结果显示，Z实惠=1.83，p

依据以上分析，可以得出中介效应的路径图(图1)。

表4展示的是乡村旅游地品牌个性中实惠和闲适两维度在不同中介路径下的中介效应、总效应以及中介效应的相对大小(以中介效应和总效应之比 来衡量)。可以看出，场所认同在实惠与游客忠诚关系间的中介作用以及它在闲适与游客忠诚关系间的中介作用都相对较大，而场所依靠在实惠与游客忠诚及闲适与游客忠诚关系间的中介作用相对较小。

5　分析和讨论

5.1　品牌个性对场所依赖及游客忠诚的作用

相关分析结果显示，乡村旅游地品牌个性的6个维度与场所依靠和场所认同的相关度普遍高于它们与游客忠诚的相关度。控制人口统计学特征变量的多元回归进一步表明，5个品牌个性维度(实惠、喜悦、闲适、健康和逃逸，见表2)对场所依靠和场所认同均有显著的预测作用，而对游客忠诚具有预测力的维度仅有两个(实惠和闲适，见表2)。由此可见，乡村旅游地品牌个性对游客忠诚的影响程度不及对场所依赖的影响程度深。换句话说，相比于游客忠诚，场所依赖对乡村旅游地品牌个性更为敏感。

并非品牌个性的所有维度对场所依赖和游客忠诚都具有显著影响，依照影响程度和影响方式的不同，可以将其分为3类：第1类为实惠和闲适维度，它们对场所依赖和游客忠诚都有显著的正向预测作用，实惠对两者的影响均最为强劲，而闲适对游客忠诚的影响程度强于对场所依赖的影响；第2类包括喜悦、健康和逃逸，它们仅对场所依赖影响显著；第3类为交互维度，该维度对场所依赖和游客忠诚均未能形成显著性影响。

5.2　场所依赖的中介效应

本研究表明，在控制人口统计学特征变量影响的条件下，场所依赖对乡村旅游地品牌个性与游客忠诚关系间的中介效应大小及中介作用途径不同。具体而言：(1)对于品牌个性中实惠维度突出的乡村旅游地来说，一方面，实惠的品牌个性对游客忠诚存在直接的正效应(β=0.139，p

5.3　中介效应相对大小

篇4

[中图分类号]C81；F205 [文献标识码]A [文章编号]1672-2426（2017）04-0064-08

一、非伦理消费行为研究现状

消费者非伦理消费行为研究开始于20世纪70年代。从文献梳理来看，可以分为特定形态的非伦理消费行为和广泛的非伦理消费行为两个研究视角。

特定形态的非伦理消费行为研究主要是研究如购买仿冒品、商店行窃、使用或下载盗版软件等消费场合中某一种非伦理消费行为，分析消费者作出非伦理消费行为的态度、意图和原因[1]。例如，许多学者研究消费者购买仿冒品的意向，研究发现消费者伦理信念显著影响消费者购买仿冒商品行为[2][3][4]；消费者购买仿冒品受到的阻碍越少越可能购买仿冒品，感知行为控制显著影响消费者仿冒品购买意向，且影响最大。[5]企业社会责任显著影响消费者仿冒品购买意向，即企业的社会责任履行的越好，消费者购买仿冒品的意向越低[6]。使用盗版软件的行为也是非常普遍，而且人们相信只要盗版不涉及商业盈利就可以接受[7]。推动消费者盗版行为不是消费者固有价值观，而是对固有价值观的“中和”[8]。在中国情境下，否认责任等中和技术与消费者软件盗版倾向有显著联系，表明消费者利用中和技术中和或抵消固有道德观念的约束，为其盗版行为寻求合理化[9]。有些学者针对消费者对非伦理消费行为的态度进行研究，发现情绪稳定性较低、外向性较高、不太赞同他人、严谨性较低、智商较低的人更容易接受非伦理消费行为和入店行窃[10]。翻阅相关文献可以看出，特定形态的非伦理消费行为的研究以实证研究为主，分析影响消费者非伦理消费行为的因素，但是对变量行为作用机理的研究较少。

广泛的非伦理消费行为研究侧重于在不同的文化背景下，理论上模拟不同类型的非伦理消费行为，探讨消费者面对的各种不同的伦理困境的决策过程、决策差异或影响因素。例如，Rawwas等（1996）[11]以澳大利亚消费者为研究对象、Polonsky（2001）[12]以北欧和南欧各国消费者为研究对象、Al-Khatib等（1997）[13]以美国和埃及消费者为研究对象以及Kyoko Fukukawa和Christine Ennew（2010）[14]以（大不列颠）联合王国为研究对象，对消费者非伦理消费的决策差异或影响因素进行了研究。曾伏娥等主要运用实证研究的方法，研究影响非伦理消费行为的因素[15][16]。随着研究的深入，学者们越来越关注其他中间变量，如感知风险[17]、文化价值观[18]、心理契约违背[19]、直接经验[20]等对消费者非伦理消费行为的影响。

总体而言，目前学者们对消费者非伦理消费行为的研究多是从消费者伦理的角度，基于不同的文化背景，探讨影响非伦理消费行为的因素。那么，在中国情境下消费者非伦理消费行为倾向在性别、年龄、学历、职业、出生地等人口学变量上会呈现怎样的特点？本研究以沈阳地区的消费者为研究对象，试图通过问卷调查的方式，勾勒出基于人口统计学变量的消费者非伦理消费行为倾向的具体特点，以期丰富非伦理消费行为的研究成果。通过研究，可以帮助企业了解沈阳地区消费者非伦理消费行为的状况，从而制定策略以减少由于消费者非伦理消费行为给企业带来的损失。同时，也能够使得消费者对自己的非伦理消费行为进行反思，引导和鼓励规范的消费者行为，营造和谐消费文化。

二、非伦理消费行为研究方法

1.消费者非伦理消费行为研究量表。本文以Muncy-Vitell四维量表[21]为基础，参照国内其他学者对该量表测量条款的修订，并结合中国情境形成用于测量消费者非伦理消费行为的29个测量条款的初始四维量表[23]。本文以沈阳市区的消M者为研究对象，先在学校周边发放问卷，进行了小样本前测。通过小样本前测，本研究删除了因子载荷小于0.5的测量条款？押 “在超市品尝葡萄，但不买”、“用别人的而不是自己的电话打长途”、“花一个小时试穿不同衣服，却一件也不买”和“商品试用后不喜欢就退回去”。最终形成包含25个测量条款的四维量表。问卷使用Liket-5级量表（1=完全不认同，5=完全认同），要求被调查者对每个变量的测量题项进行打分。数值越小，则表明消费者的非伦理消费行为倾向越低，而数值越大，表明消费者非伦理消费行为倾向越高。

2.非伦理消费行为研究样本。本文以沈阳市区的消费者为研究对象，正式的数据收集选择以网络和现场两种方式发放问卷。现场收集问卷是在沈阳市区某一繁华的消费购物街进行，采取随机拦截、自愿填答、匿名填答的方式，当场发放，当场回收。共发放问卷250份，回收236份，经过对问卷结果的仔细审核，剔除掉其中的无效问卷14份，最终得到有效问卷222份，有效回收率为88.8%。样本信息如表1所示。

3.非伦理消费行为研究量表信度与效度。本研究使用SPSS19.0分析软件对量表进行信度分析，采用Cronbach α值作为量表信度的依据。研究结果分析显示，非法受益、被动受益、主动受益和无伤害四个因子的Cronbach α值分别为0.871、0.888、0.881和0.864。本文所采用量表的整体信度为0.876，说明本研究所采用量表具有良好的内部一致性。由于本文所采用的量表来自于成熟量表，并且在问卷设计的过程中多次请教、征询本领域的专家学者的意见，并进行了小样本前测最终修订而成，因此问卷具有较好的内容效度。

4.非伦理消费行为研究数据处理。本研究对调研得到的225份消费者有效问卷进行探索性因子分析，进而对沈阳地区消费者的非伦理消费行为现状做出一个整体判断。本文首先检验研究数据是否适合进行因子分析。对数据进行检验，结果显示KMO值为0.943，大于0.7，P值为0.000，小于0.05。因此，本文的调研数据适合进行因子分析。

本问卷提取特征值均大于1的4个因子，累计方差解释率为63.117%，表明本文所用的量表具有良好的结构效度。由于本文所获得的因子结构与前期学者的研究基本一致[12][22]，因此本文沿用以往学者的因子命名。

通过探索性因子分析，本文获得四个因子。第一个因子为“非法受益”，表示消费者从非法活动中积极受益的行为。“非法受益”因子由7个测量条款组成，这类行为由消费者主动进行，例如，入商店行窃；乘坐无人售票公交车，不投或少投硬币。第二个因子为“被动受益”，表示由于他人的失误，消费者被动受益的行为。“被动受益”因子由7个测量条款组成，这类行为指消费者从卖方的失误中得到好处。例如，商品已有损害但从外观无法看出，退换时却不说；发现服务员多找了钱，不把钱退还给商家。第三个因子为“主动受益”，表示消费者主动进行的以卖方利益为代价的非法获利行为。“主动受益”因子由7个测量条款组成，这类行为指消费者从不违法但有问题的行动中受益。例如，使用不属于自己的长期可用密码来获得电子资源；低报小孩年龄，以获得半价优惠。第四个因子是“无伤害”，表示消费者认为这类行为不会给任何人带来直接伤害，即使实际上可能造成伤害的行为。“无伤害”因子由4个测量条款组成，这类行为指消费者认为不会损害他人利益的问题行为。例如，在超市多拿几个塑料购物袋；购买仿冒品而不买正宗的品牌产品。

三、人口统计变量分析

1.消费者非伦理消费行为在性别上的差异。本文利用独立样本T检验来分析非伦理消费行为是否存在性别上的显著差异。如表3和表4所示，检验结果表明，在被动受益因子和无伤害因子上，男性和女性消费者没有显著差异；但在非法受益因子和主动受益因子上，男性和女性消费者在0.05显著水平上均存在显著差异。同时，从每一个题项上来看，男女消费者在7个题项上存在显著差异。虽然总体上看男女消费者在无伤害因子上没有显著差异，但是在选项“安装使用不是自己购买的电脑、游戏软件”上，男女消费者却存在显著差异。这可能是由于“无伤害”因子的题项太少，样本数量不足够多，使得在“无伤害”因子上，男女消费者没有表现出显著差异。

总体而言，消费者非伦理消费行为在性别上存在显著差异。我们也可以看出，在所有四个因子上，男性消费者的均值都大于女性消费者，因此男性消费者比女性消费者的非伦理消费行为倾向更高。这可能是因为女性比男性更关注伦理问题[24][25][26]，女性的非伦理消费倾向更低。

2.消费者非伦理消费行为在年龄段上的差异。本研究采用单因素方差分析方法，对消费者非伦理消费行为是否存在年龄上的显著差异进行分析。如表5所示，分析结果表明，在“无伤害”因子上，不同年龄段的消费者在0.1显著水平上存在显著差异，30-39岁的消费者对消费者非伦理消费行为更倾向于认同，但是在其他三个因子上，他们均没有显著差异。同时，在四个因子上，年龄50岁及以上的消费者的均值都是最高的，年龄在40-49岁的消费者的均值是最低的，说明50岁及以上的消费者非伦理消费倾向水平更高，40-49岁的消费者非伦理消费倾向更低。这可能是因为随着年龄的增长，个体行为逐渐体现出社会一致性和公正性，伦理水平不断提高[27]，所以相比于40岁以下的消费者，40-49岁消费者的非伦理倾向更低。但是50岁以上的消费者大多出生于20世纪70年代以前，受教育程度较低，且对自己的行为约束较少，更能容忍非伦理行为。

3.消费者非伦理消费行为在职业、学历、出生地上的差异。运用均值分别对消费者非伦理消费行为在职业、学历、出生地上的差异进行分析。从图1中可以看出，企业员工在四个因子上的均值均是最高的，这可能是由于在企业中工作以创造利润为首要目标，企业员工可能更注重行为的效用，因此更能够容忍非伦理行为，企业员工的非伦理消费行为倾向水平更高。但是总体上，不同职业的消费者对待非伦理消费行为的态度的差异不是很大。从图2中可以看出，不同学历的消费者非伦理行为均值没有较大差异。从图3中可以看出，不同出生地消费者非伦理消费行为均值差别较小。

4.消费者非伦理消费倾向的总体特点。研究结果显示，非法受益因子的总体均值最低，为1.47。说明应试者普遍对这些主动进行的非伦理消费行为是非常不认同的，认为这些活动是违法的，非伦理消费倾向很低。“被动受益”因子和“主动受益”因子的总体均值分别为2.10和2.22，这两个维度的均值较低，应试者普遍对这些会损害卖方利益并能获得直接利益的行为是不认同的，认为这些活动也是非伦理的。“无伤害”因子的总体均值为2.74，这个维度的均值最高，应试者普遍对这些不会给卖方带来直接伤害的行为的态度接近中立，不认为这些行为是错误的，倾向于认同此类的非伦理消费行为。

四、建议与对策

本文以沈阳市消费者为研究对象，基于人口统计学变量视角，围绕沈阳市消费者的非伦理行为现状展开研究。基于实证研究的结果，得出以下结论：一是沈阳市消费者非伦理行为具有两面性。当伦理界限较为清晰，消费者行为会给卖方带来伤害时（“非法受益”、“被邮芤妗焙汀爸鞫受益”情境下），沈阳市消费者可以轻易做出独立正确的判断；当伦理界限较为模糊，消费者认为行为不会损害卖方利益（“无伤害”情境下）时，沈阳市消费者态度模糊，无法做出正确的判断。二是性别、年龄等人口统计学变量因素会对沈阳市消费者非伦理行为产生显著影响。实证研究表明：在“非法受益”和“主动受益”情境下，男性消费者比女性消费者更能容忍非伦理行为，在“无伤害”情境下，消费者年龄越大越能容忍非伦理行为。

从总体上来看，沈阳地区消费者在非伦理消费量表的得分较低，且非伦理消费行为具有两面性。这可能是因为中国人具有较强的集体主义和面子问题，在公共场合下严格遵循道德标准，但私底下由于丢面子的风险小，所以有可能放松执行道德的标准[28]。

基于上述研究结论，本文提出减少消费者非伦理消费行为的一些建议。企业可以基于产品的目标消费群体的人口统计学特征，合理分配资源，制定有针对性的的营销策略，一方面减少消费者的非伦理行为，另一方面吸引顾客留住顾客。

1.企I要提供生产优质的产品和优质的售后服务。积极地宣传社会主流价值观念，这些会潜移默化的影响消费者的消费观念，面对伦理困惑时，能够独立做出准确地判断。比如在景区售票处打出“争做孩子的榜样，文明旅游”等字样，一方面尽量减少家长为逃票谎报孩子年龄的数量，另一方面提醒家长文明出行。

2.企业可以改善消费者的消费体验。一方面可以在店面装修、商品摆设和服务态度等方面营造舒适的购物环境，以提高消费者进一步了解商品的意愿；另一方面注重培养员工职业素养，提高员工的专业素质，增加顾客满意度。良好的购物体验能够使消费者约束自己的行为，降低非伦理行为倾向。

3.企业可以通过增大消费者的风险感知来降低消费者实施非伦理行为的意向。一方面，企业可以提醒消费者作出某种非伦理消费行为可能会有“受罚”的风险，另一方面，企业可以通过增加技术手段提升非伦理消费行为被发现的可能性，如在多处安装监控，或者安排员工值班等提高消费者的感知风险，避免失窃的发生。另外，企业应该学会适度地拒绝顾客的不合理要求，给予消费者善意委婉的提醒。例如，在超市内，对于消费者多拿购物袋、随意拆开商品包装袋等行为，可以在这些物品旁边贴上“温馨提示”，提醒消费者注意。

4.传递积极的企业价值观，强化消费者的伦理信念。企业价值观包含了企业在追求经营成功过程中所推崇的基本信念。企业员工在与顾客进行沟通交流时，会将企业的经营理念与消费伦理观念传递给顾客，使消费者了解企业为消费者提供优质产品以及优质服务的追求，了解企业对服务规范的态度。当消费者在购买企业产品和置身于企业服务的环境中，会受到企业积极价值观的影响，其消费伦理信念也会得到唤醒和强化。这有利于消费者规范自己的消费行为，同时也有利于提高顾客忠诚度。

本研究有一些局限性。由于伦理问题是比较敏感的话题，增加了数据收集的难度，并且受到经费的限制，样本数量略显不足，可能会影响样本的代表性。另外，本研究的样本的人口统计特征也还不够宽泛。本文研究对象是沈阳地区的消费者，并不能代表我国其他地方消费者的非伦理消费行为特征，对于中国消费者的非伦理消费行为在人口统计学变量上的特征有待进一步研究。另外，性别和年龄等人口统计学变量对消费者非伦理行为产生的影响仅仅是表面上的，对于影响消费者非伦理消费行为的深层次因素，我们还需要进一步的研究。

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篇5

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：

篇6

    DR分期入选病例常规复方托吡卡胺滴眼液散瞳行眼底照相,依据ETDRS分级出现下列任意改变者则考虑患有DR:微动脉瘤、出血、棉絮斑、视网膜微血管异常、硬性渗出、静脉串珠、新生血管[13]。糖网分期依据AirlieHouseclassificationsystem评分系统,分为:轻度非增生性DR(NPDR)、中度NPDR、重度NPDR和增生性DR。本实验基于以上分期将DR分为3级:轻度DR(包括轻度NPDR),中度DR(包括中度NPDR),威胁视力的DR(包括重度NPDR和增生性DR)。危险因素评估所有入选病例均记录:吸烟史、高血压病史、脑血管病史、血脂(总胆固醇、高密度脂蛋白、低密度脂蛋白)、糖化血红蛋白(HbA1c)、肌酐、尿微量白蛋白,高血压病、高脂血症、慢性肾病均以内科诊断标准。裂隙灯(苏州六六视觉YZ5F1裂隙灯显微镜)行眼前节检查,并依据LOCSⅢ对白内障进行分级[14,15]。统计学分析应用SPSS13.0统计软件,多变量logistic回归模型分析各期DR与屈光度、眼轴长的相关性,结果以比值比(Oddsratios,ORs)和95%可信区间表示,P<0.05为差异有统计学意义。

    人口统计学和系统特点各屈光不正组标注了年龄、吸烟的显着趋势,近视人群相对来说更年轻(P<0.01),吸烟的比例更小(P<0.01)。校正年龄、性别后患者曲光状态、服轴长度与DR相关性年龄和性别经校正的模型中,近视度数越大的眼越不易得轻度DR(P=0.003,per1-Ddecrease)、中度DR(P=0.005)和威胁视力的DR(P=0.002)。相似的近视越重相对来说患以上三种DR的危险性越低(P=0.021,0.005,0.003)。尽管没有统计学意义,但是可以观察到眼轴长度越长相对来说患以上三种DR的危险性越低的趋势。见表2。2.3校正多变量后患者屈光状态、眼轴长度与DR相关性在经校正了年龄、性别、白内障、HbA1c、高血压及其他因素的多变量模型中,近视眼和3中DR间的相关性仍然存在,近视眼更不易患轻度DR(P=0.003,per1-Ddecrease)、中度DR(P=0.002)和威胁视力的DR(P=0.001)。

    眼轴越长越不易患轻度DR(P=0.039,per1-mmincrease),中度DR(P=0.201)和3讨论很多研究已经报道了近视可能是DR发病的保护性因素[7,8,11,16],但是结果不尽相同。Dogru等[16]在1个19例(38眼)双眼不对称性DR非胰岛素依赖糖尿病小样本临床回顾性研究中发现高度近视眼(<-6D)没有出现增殖性DR(PDR),并提出高度近视可能是PDR的保护性因素,但是同时也指出小样本研究不足以得出可靠的统计学结果。而在大样本临床试验WESDR中,Moss等[11]在单变量分析中,指出近视(≤-2D)和DR的发生、发展以及PDR没有相关性,而在logistic回归通过控制共同变量,发现在年轻时起病的糖尿病患者中(起病年龄<30岁并应用胰岛素)近视是DR发展为PDR的保护性因素。Pierro等[17]还提出DR患者的眼轴较非糖尿病患者及未发生DR的糖尿患者的眼轴短,为研究眼轴对DR发生及发展影响做了铺垫。但以上研究只是提出近视是PDR的保护性因素,而并没有提及低度近视、中度近视对各期DR的影响如何。Lim等[12]在以人群为基础的一项横断面研究中,指出近视、眼轴长是各期DR的保护性因素,与本试验的临床研究结果一致,支持并验证了临床长期观察,但其保护性机制有待进一步讨论。尽管近视是DR发病的保护因素的机制还不清晰,但是大多数理论将焦点放在近视发展过程中眼轴增长所引起的眼球的病理性改变。

    随着近视的发展眼轴增长、巩膜壁延伸、眼后极部变形,眼睛灌注压下降、视网膜血流速度减慢[10,18],早期DR主要是血管周及血管内(如:基底膜增厚、微动脉瘤形成)的病理性改变引起,而重度非增殖性、增殖性DR的发病主要由血管外因素引起(如:血管外渗漏、增殖性改变)[19],视网膜血流速度减慢血管渗漏减少,渗漏物质所引起的巨噬细胞聚集减少,从而减弱了巨噬细胞所引起的视网膜增殖性病变[20]。此外,高度近视中脉络膜视网膜萎缩,视网膜代谢率下降,氧更易于透过视网膜,弥散阻力减弱均对DR的发病起保护性作用[21]。完全玻璃体后脱离(PVD)及玻璃体液化在近视中更常见,已有报道称完全PVD能够减慢向新生血管及PDR的进程[22-24],分析可能的原因是完全性PVD后玻璃体中缺少了新生血管增殖需要的纤维支架,以及氧更易于通过液化的玻璃体扩散[21]。上述三项因素中任何一项都不足以独立解释近视对于DR的保护性作用,而其他可能的保护性机制有待进一步研究。本试验虽然收集了大量临床资料,并对每一个入选病例进行规范验光、评估测量眼轴长度、眼底照相、并排除白内障对屈光度的影响,但是因入选病例均为住院患者,因此在人群选择上仍有偏差。综上所述,本实验为临床所观察到的近视眼不易患DR,尤其是增殖期DR提供了理论依据,从而有助于临床医生评估糖尿病患者患DR的风险性。

篇7

【摘　要】生命表技术是人口学定量分析的源头，也是人口学的分析方法之一。它主要是根据年龄别死亡数据编制的、反映一代人从出生到死亡、陆续减少直至全部消失过程的一种以特殊“统计表”形式存在的人口模型。在综合国内外主要学者研究成果的基础上，重点对单递减生命表的编制方法与步骤给予综述，以期待对2015年河北省1%人口抽样调查工作的数据开发与利用有所帮助。

关键词 生命表；假想队列；时期分析；队列分析

作者简介：付晨光（1983—），男，河北顺平人，硕士，中级统计师，研究方向为人口经济学。

王颖（1983—），女，硕士，河北保定人，讲师，研究方向为城乡规划与设计。

1　生命表基本思想

生命表是人口统计中最基本的思想，它在死亡分析、生育分析、迁移分析和人口预测中是必不可少的。生命表思想就是用假设在某一时期（通常为1年）、某一地区来自不同时期经历同一“人口事件”（例如出生、迁移、死亡等）的不同队列（也可以说是一个假想队列）表示为纵向跟踪某一队列（某一时期共同经历了某一人口事件的“一批人”）按观察到的时期“假想队列”所经历的人口事件完全退出为止，即用时期分析来代替队列分析的一种假设模型。[1]这样，更能生动地反映该时期人口过程水平与特征的综合指标。

1.1　生命表的定义

人口学中，通常把同时出生的一批人(也就是同龄人)随着年龄增长而陆续死亡的人数列成一种表格形式称为死亡表。由于它同时也从另一方面反映着这一批人的整个生命过程，所以也叫做生命表。[2]又因为在此表中可以计算人口的平均预期寿命，有人也叫它寿命表。

1.2　“一批人”的概念

在人口学中，把在同一时期内发生某种同样人口事件的人称为“一批人”，又叫一个队列。

生命表最基本的用途是死亡研究（当然还可用于婚姻、生育、迁移等），是跟踪同年出生的一批人从出生到死亡的全过程，它是一个动态时期指标。[3]在现实生活中，追踪这批人从出生到死亡的全过程大约需要上百年时间，而且也不可能跟踪到每一个人，于是人们想出了“假想队列”。人们根据在某一年当中不同年份出生的不同年龄的多个队列编制成一张表，这张表只需从0岁到最高年龄中各个年龄中详细的平均人口、死亡人口，据此可以计算出mx,qx,lx,dx…各个指标。我们将其看成同年出生的一个队列从出生到死亡的全过程，这样我们无需去跟踪，而只需找出某一年（如普查年和抽样调查年）份的较准确的分年龄、分性别人口和死亡人口数据即可。这就是“假想队列”的人口学含义。

2　生命表的应用

生命表技术是人口学、经济学乃至其它研究变量的社会科学中一种重要的研究工具。

在不同时期、不同地区，卫生部门可以根据去死因生命表所反映的各种不同类型的疾病占年龄别死亡率的比重差异来决定医疗卫生投资动向；教育主管部门根据教育生命表预测未来几十年内不同阶段适龄教育人口的变动趋势来决定对不同阶段、类型的教育投资；在保险市场，生命表经常被用来进行寿险分析，以供保险公司和参保人研发制定和选择符合自身实际的生命保险方案和产品；国家税收和其它主管部门可以根据不同行业企业生命表来制定税收方案和其它宏观经济政策。

笔者相信，随着生命表技术研究的不断成熟，该技术还会在更广泛的学科领域不断发挥其应有的作用。

3　生命表的基本编制步骤

生命表按从简单到复杂分为单递减生命表、“多递减”生命表、多增—减生命表、去死因生命表和模型生命表；根据数据的获得性又分为完全生命表和简略生命表。笔者在此将单递减生命表中的完全生命表的编制步骤和主要指标的推导公式加以介绍。简略生命表的编制方法和步骤与此类似，限于篇幅本文不再重复。

如前所述，所有生命表需要的已知数据为一定时期（通常为1年）、一定地区分年龄（组）、分性别的人口总数和死亡人口。[4]假设生命表中的初始0岁（组）人口为100000人。据此，其它各指标的推导公式如下：（1）

式中：mx为x岁人口的死亡率；dx为x岁的死亡人口；Px为某时期、某地区x岁的平均人口。

我们根据年龄别死亡率推导年龄别死亡概率（具体推导过程略），公式为： （2）

0岁组的死亡概率就是死亡率：q0=m0（3）

x岁的死亡概率：（4）

最高岁组M+地死亡概率为1，即这一队列全部人口都退出生命过程。

式中：ax为某年某地区x岁死亡的人口在这一年内平均存活的期间。据经验，a0取0.09,1~4岁组中的a1，a2，a3，a4取0.3，5岁及以上到aM-1取0.5[5]，当ax取0.5时，公式（4）式等同于（2）式。

留存人数，0岁组根据惯例假设为100000人。这样，死亡人口和下一岁的留存人口计算公式为：dx=lx×qx　（5），lx=lx-1-dx-1（6）

式中：x取除了最高岁组以外的所有值，最高岁组的留存人口等于死亡人口。留存人年的计算公式：Lx=lx+1×l+ax×dx（7）

式中：Lx为x岁的留存人年；ax的人口学意义和取值同qx公式中的ax。最高岁组的留存人年LM+的计算公式如下：（8）

从公式（8）可知LM+是最高岁组死亡率的倒数与最高岁组的留存人口的乘积。（由于篇幅所限，略去具体推导过程） 累计留存人年Tx的计算公式：

（9）

式中：x的取值从0岁到M-1岁。最高岁组的累计留存人年就是最高岁组的留存人年，即TM+=LM+。平均（预期）寿命的计算公式：

（10）

式中：x的取值从0岁到M+岁。最高岁组是最高岁组死亡率的倒数，即

（11）

留存率的计算公式：（12）

式中：x的取值从0岁到M-1岁。定义最高岁组为0。

至此，笔者已经完成单递减生命表编制方法与步骤的介绍，这也是对目前学术界单递减生命表编制方法简洁而实用的总结。以后，笔者将陆续总结多递减生命表、去特定死因生命表和模型生命表的编制方法与步骤。不同类型生命表的编制将对2015年河北省1%人口抽样调查的数据评估、开发与利用产生促进作用。

参考文献

［1］曾毅.人口分析方法与应用[M].北京:北京大学出版社,1993(02).

［2］刘铮,邬沧萍,査瑞传.人口统计学[M].北京:中国人民大学出版社,1983.

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

篇8

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）.

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

民族文化旅游演艺产品以特色民族文化表演作为旅游产品的主要组成，以游客观赏和互动参与为主，以当地少数民族群众为主体，由文化演艺公司策划设计和投资运营，表演节目反映某一少数民族的传统文化精粹，展现少数民族地区的风土人情和灿烂的民族文化．民族文化旅游演艺产品的形式多样，包括舞台表演、民俗活动和民族节庆等形式．民族文化旅游演艺产品的文化内涵丰富，表现形式多样，一些民族文化旅游演艺产品还具有浓厚的原生态特征，因此，倍受广大文化旅游者的青睐，具有一个很大的发展空间和发展潜力．广西桂林依托独具独特的山水景观和民族文化，通过提炼，整合地脉、文脉，将自然、人文、艺术、科技完美结合，设计开发了“印象刘三姐”实景演出，成为民族文化旅游演艺产品开发的经典作品．“印象刘三姐”实景演出迎合和引领了现代旅游需求，彻底颠覆了桂林传统的山水休闲观光旅游“白天观光，晚上睡觉”的时间模式，实现了“桂林旅游，阳朔住宿”的空间消费模式的成功转型．“印象刘三姐”实景演出的舞台背景是桂林山水美景，体现的是壮族传统民族文化和生活方式，展示了壮族的生产生活、民风民俗、传统服饰、歌舞文化和民族艺术．“印象刘三姐”实景演出借助现代演艺的精华，充分展现了壮族文化的民族性和时代性特征．民族性展现的是原生壮文化，是旅游吸引力的根本条件．时代性既体现了爱情自有歌唱的时代故事，又是适应传统文化的现代表现手段．在开发过程中，如何综合利用旅游资源，正确处理与旅游目的地居民的关系，使“印象刘三姐”实景演出取得良好的社会效益，是值得考虑的问题．基于此，文中以“印象刘三姐”实景演出作为民族文化旅游演艺产品开发的典型案例，开展实证研究．

1研究述评

李永红等最早提出了旅游演艺的概念［1］．与其他旅游形式的研究相比，旅游演艺研究还处于探索阶段．目前，学术界对于旅游演艺的研究主要集中于旅游演艺的文化内涵、资源价值、经济效应、产品策划等理论和实证研究［2－7］；旅游演艺产品的开发设计及营销推广方面的研究［8－11］；也不乏对旅游演艺产业化发展的探索［12－13］；还有旅游人类学在研究民族文化旅游时对旅游演艺的文化内涵和民族文化“舞台化”问题的研究［14－16］．总体来说，现有研究对于旅游主体———游客的研究缺乏深度．文中从游客感知视角，探究游客对民族文化旅游演艺的感知与评价，进一步加深旅游演艺相关研究．

2指标体系构建

民族文化旅游演艺产品游客感知评价体系构建对于研究至关重要．文中以感知绩效理论［17］和感知价值理论［18－20］作为理论基础，构建游客感知评价体系（表1）．Tse等认为无论旅游者对旅游地的期望值有多大，旅游者的满意度取决于在旅游地的实际感知［18］．Gale等提出感知价值包括产品、服务、个人和形象方面的价值，以及金钱、时间、体力和精力方面的成本［19］．Sweeney等认为消费者的情感价值是感知价值的重要组成［20］．文中评价指标采用李克特量表来测度［21］．

3研究方法与数据采集

因子分析法是分析因子内部依存关系的统计分析法［22］．针对旅游者的感知，影响因素众多，因子分析法能够在众多因素中提炼主要因素，简化问题．因此，文中采用因子分析法中的主成分分析方法，探究民族文化旅游演艺产品游客感知的主要影响因素．与此同时，研究还采用统计学分析方法t检验和单因子变异系数分析，针对不同类型的旅游者的特征与游客感知评价因子进行差异化分析，探究不同类型旅游者民族文化旅游演艺产品游客感知的主要因素．由于涉及到民族文化旅游演艺产品游客感知的所有评价指标均为软指标，因此，关于民族文化旅游演艺产品游客感知研究必须进行实地调研，在调研基础之上设计评价指标体系，采用统计学问卷调查方法对评价指标进行赋值．2011年9月30日—10月5日，以“印象刘三姐”实景演出为样本，开展实地调查和问卷调查．发放问卷400份，其中有效问卷占91％．

4研究结果

4．1游客感知影响因素

使用SPSS15．0统计软件，对问卷调查数据进行主成分分析，测度量表信度的Cronbachα系数，表明问卷调查数据可靠性高，KMO统计量、巴特勒球形检验值均适合采用因子分析方法（表2）．对24项描述项进行共同度检验，剔除共同度小于0．4的描述项．然后，进行方差最大化旋转，公因子提取按照特征值大于1提取的原则，共提取出5个公因子，累计解释方差为61．784％，公因子分别命名为“魅力性”、“知识性”、“传统性”、“娱乐性”和“真实性”．

4．2不同人口统计学特征游客偏好

对不同人口统计学特征游客的偏好进行比较分析（表3.在性别方面，女性游客对“印象刘三姐”实景演出的评价高于男性游客；在魅力性因子（P＝0．042）、娱乐性因子（P＝0．031）上，男女游客存在显著性差异．从旅游心理学的角度可以发现，女性在外部刺激发生时在思想感情方面比男性更加易于受到影响和感染．女性游客在观赏“印象刘三姐”实景演出时，比男性游客受到更加强烈的感染，而男性游客相对于女性游客更加理性一些，更加容易控制感情，更加客观地做出评价．t检验分析结果显示，男性游客均值均低于女性游客，这一分析结果与实际情况比较接近．对年龄、受教育程度、职业变量进行单因子变异系数分析（One－wayANOVA）与Sheffe事后差异性检验分析，分析结果显示，在年龄变量中，魅力性因子（P＝0．009）、传统性因子（P＝0．007）均存在显著性差异．在魅力性方面，游客年龄越小，对“印象刘三姐”实景演出的魅力性越表现出比较浓厚的兴趣．伴随年龄的增长，均值逐渐降低，50岁以上旅游群体的均值较低．青年旅游者在观赏演出时更加注重场景的设计，注重演出的舞台效果，表演的美观性．这一旅游群体的好奇心比中老年游客要强，对新事物的兴趣浓厚，因此在“印象刘三姐”实景演出的魅力性上有较高的认同值．36岁以上中老年人在传统性因子上的认同度高于36岁以下的青年人，主要原因是中老年游客更加注重民族文化的传统性，“印象刘三姐”实景演出所蕴含的深厚民族文化积淀对中老年人有着更大的吸引力．在受教育程度变量中，知识性因子（P＝0．004）、传统性因子（P＝0．000）存在显著性差异．本科学历的旅游者对知识性、传统性的认可程度比研究生和本科以下学历的旅游者要高一些．主要原因是旅游者的受教育程度差异，导致旅游者对民族文化旅游演艺产品的认知和评判水平存在差别．本科以下学历的旅游者，由于其知识储量有限，对“印象刘三姐”实景演出的理解与接受都有一定限制，因此，他们对“印象刘三姐”实景演出知识性和传统性的认同低于本科学历的游客．而像研究生这样一个高学历的旅游者群体中一些游客见多识广，在不同的地区观赏过各类文化表演活动，具有民族文化旅游方面的渊博知识，比其他学历的游客对民族文化旅游演艺产品认识更加深刻，评价能力也比较强，因此，这一旅游群体对“印象刘三姐”实景演出的态度会更加理性化，评价也具有一定的深度．由于知识储备较大，对旅游的评判标准比较高，对文化旅游产品的要求也较高，所以，这一旅游群体对“印象刘三姐”实景演出知识性和传统性的认同感要低于大专及本科学历的游客．职业变量中，传统性因子（P＝0．026）、知识性因子（P＝0．013）均存在显著性差异．公务员、企事业单位人员、专业技术人员和离退休人员在传统性因子、知识性因子的认可度高于私营企业人员、学生和其他职业者，主要原因是职业差异．在我国行政事业单位工作的公务人员和专业技术人员的文化层次较高，更加注重“印象刘三姐”实景演出的传统性，他们在阅历、知识和对文化的认识水平要比私营企业人员、学生和其他职业者更高，对民族文化的传统性有更高的要求．

5游客感知分析

1）通过游客的感知，发现民族文化旅游演艺产品受到魅力性、知识性、传统性、娱乐性、真实性5个主要因素的影响．在民族文化旅游演艺产品策划、设计和市场推广中，应当选取优秀民族文化的精粹，将5大要素作为民族文化旅游演艺产品开发的灵魂，抓住旅游市场需求和游客求新探奇的心理需求，转变传统的“闭门造车”的产品开发设计观念，深入探察旅游市场需求和游客的旅游心理需求，理论与实际紧密结合，传统与现代有机结合，用现代人的审美观去审视民族传统文化．但是也不能随意篡改民族传统文化的真正内涵，应当在民族传统文化向民族文化旅游演艺产品转化的过程中，在民族文化的表现形式上适当加入一些现代文化元素，用现代化的表现手法去创作并刻画民族文化．创作的基础必须是传统的民族文化，应当表现民族传统文化的真实内涵，不能凭空设想和自由创造．另外，从游客感知评价的结果发现，真实性对民族文化旅游演艺产品的影响不及魅力性、知识性、传统性和娱乐性突出．究其原因，是在新的时代背景下，我国城市化和现代化的步伐不断加快，特别是西部少数民族地区在西部大开发、大发展的过程中，生活生产方式和传统的民风民俗都在悄然演变，在少数民族聚居区已经难以寻觅到原生态的少数民族文化．因此，应当认识到保护和传承民族传统文化已迫在眉睫，特别是少数民族非物质文化遗产的保护更是紧迫，培养少数民族非物质文化遗产传承人是当务之急．除了非物质文化遗产，少数民族物质文化遗产的保护也异常艰巨．少数民族地区工业化和城镇化的加速发展，每天都有少数民族古村落和古民居成为现代高楼和工厂．因此，民族文化旅游演艺与现实生活之间的距离不断拉大，民族文化旅游演艺的真实性也很成问题．2）在观赏“印象刘三姐”实景演出的游客中，不同人口统计学特征的游客对“印象刘三姐”实景演出的评价存在显著的差异．在性别方面，女性游客对“印象刘三姐”实景演出的评价高于男性游客，说明女性旅游市场的潜力巨大．在今后民族文化旅游演艺市场的开发和推广中，应当加大女性旅游市场的宣传和推介，针对女性旅游市场开发适销对路的民族文化旅游演艺产品．年龄方面，青年游客对演出的魅力性评价比中老年游客高，而中老年游客则对演出的传统性有较高的评价．所以，在今后的民族文化旅游演艺开发与设计中，针对青年旅游市场要更加注重魅力性方面的开发与设计，对于中老年旅游市场要更加突出其文化品味的提升．在学历方面，本科学历的游客比其他学历的游客对演出的知识性和传统性有着更高的认同度，本科学历的旅游者应当为民族文化旅游演艺产品追逐的重要目标．随着我国经济社会的快速发展，公民的受教育水平逐步提升，这一细分市场的规模会越来越大，与此同时，这一旅游群体的收入水平也比较高，旅游消费的潜力巨大，这一旅游群体将是未来民族文化旅游演艺产品的最大客户群．这一旅游群体的文化水平较高，对文化的鉴赏能力较强，对旅游产品的要求也较高，所以，要满足这一旅游群体的旅游需求就必须提升旅游产品的档次和品位．职业方面，公务员、企事业单位人员、专业技术人员和离退休人员对民族文化旅游演艺产品的传统性比较热衷，同时他们对民族文化旅游演艺的知识性要求也比较高，所以针对这一细分市场要注重民族文化旅游演艺知识性和传统性方面的宣传与促销．上述研究表明，民族文化旅游演艺产品的开发设计和营销推广要紧扣旅游细分市场的需求，特别是要针对不同人口统计学特征的游客，开发更具针对性的适销对路的旅游产品．

6讨论与展望

6．1讨论

国内学者在民族文化旅游研究方面，更多地采用田野调查的研究方法，研究结论的主观色彩较为明显．同时，研究方法多以定性描述为主，较少采用数理分析方法，对民族文化旅游产品开发、营销推广、经营管理等研究缺乏直观性和说服力．文中从游客感知的视角，分析民族文化旅游演艺产品的主要影响因素，并借助“印象刘三姐”实景演出案例构建民族文化旅游演艺产品游客感知评价体系，并将主成分分析、单因子变异系数分析和Sheffe事后差异性检验分析方法运用于民族文化旅游游客感知方面的研究，为今后民族文化旅游产品游客感知评价体系和产品开发提供了思路．

6．2展望

1）通过“印象刘三姐”实景演出创意旅游产品的调查研究，发现民族文化旅游产品开发应当注重创意开发．民族文化旅游资源的内容丰富，开发、拓展的空间广阔，深入挖掘民族文化旅游资源的文化内涵，在展现民族传统文化真实性的同时加入一些现代元素，将是民族文化旅游创意开发的发展方向．2）通过“印象刘三姐”实景演出创意旅游产品的游客感知调查进一步明确，民族文化旅游产品的策划、设计的终极目标就是最大限度满足游客的旅游需求．民族文化旅游产品开发要在保护民族传统文化的前提条件下，把握旅游市场需求．要深入了解不同性别、不同收入、不同年龄、不同学历、不同职业游客的旅游消费偏好，在准确定位游客群的情况下确定民族文化旅游产品开发方向．3）民族文化旅游产品开发要把握好民族文化的真实性和传统性．任何脱离实际的文化创意旅游产品都是缺乏生命力的，只有那些深深植根于少数民族群众真实生活环境的民族文化创意旅游产品才会闪烁出夺目的光彩．因此，民族文化旅游产品的开发一定要接地气，不能凭空设想，真实性和传统性是民族文化旅游产品开发永恒不变的主题，也是民族文化旅游产品创意开发的基础．

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篇10

[中图分类号]F323.89 [文献标识码]A [文章编号]1673-0461（2013）06-0048-03

一、问题的提出

医疗卫生建设是确保人民群众安居乐业的重要因素之一，中国政府向来重视医疗卫生建设，每年都不断加强医疗卫生投入力度。从1990年到2011年，中国卫生总费用由747.39亿元增加到了24，268.78亿元，增加了32.47倍；卫生总费用占GDP的比重也由4.00%上升到了5.15%；人均卫生费用由65.40元增加到了1，806.95元，增长了27.63倍。国家的大力投入，目的就是为了提高全国医疗卫生整体水平，让每一位人民群众生病有地方看，享受全国范围的医疗卫生体系保障，切实提升生活质量，共享社会主义发展建设成果。但事与愿违，伴随着医疗卫生投入力度的不断增加，农村居民医疗支出费用不但没有下降，反而越来越高，农村居民“看病难、看病贵”的呼声越喊越响。据统计数据显示，1990年到2011年，农村居民家庭人均医疗保健支出由19.02元上涨到436.75元，上涨了22.96倍。而农村居民的人均纯收入由686.31元上涨到了6，977.29元，上涨了10.17倍。卫生消费总费用和人均卫生费用的增长倍数都大于农村居民家庭人均医疗保健支出增长的倍数，但农村居民家庭人均医疗保健支出增长的倍数却远远大于农村居民的人均纯收入增长倍数。是什么因素影响了农村居民医疗卫生费用的支出呢？下面本文就针对这个问题进行定量分析研究。

二、Grossman健康资本需求理论

美国纽约州立大学的Michael. Grossman教授将人力资本观念应用于医疗健康领域，创建了完整的医疗需求理论。在医疗资源有限而医疗需求无限的矛盾关系下，Grossman健康资本需求理论认为健康是一种耐用资本存量，能够产生工作时间而增加收益，能够让人身体舒适而感到心情愉悦。当人体健康不能保证时，就需要消费医疗服务来进行健康恢复。但医疗服务不仅仅是一种消费品，还是一种投资品。作为消费品，通过医疗服务消费能够重新获取健康，从而身体舒适心情愉快；而作为投资品，通过医疗服务人们可以获得更多的工作时间，进而增加收益。

健康资本存量是一个动态变量，受到年龄、收入、教育水平、卫生服务价格和社会医疗保险等因素的影响。随着年龄的增长，健康资本会自然减少，身体不会再如年轻时舒适愉快，可用于工作的时间也会越来越少。收入对健康资本存量有正向影响，收入越高人们往往越具有购买医疗服务的意愿。教育水平对健康资本存量有负向影响，教育水平越高获取的收入越多，人们的生活质量也会随之提升，医疗服务需求就会减少。卫生服务价格对健康资本存量有负向影响，卫生服务价格提高后，不健康时的损失将会加大，人们会注意维持健康水平或寻求其他替代服务减少卫生服务消费。社会医疗保险的存在将会有效保持健康资本存量水平，人们就医时大大降低了消费压力，增加了卫生服务需求，卫生服务需求曲线变得没有弹性。

三、变量选择与数据来源

农村居民患病就医的支出费用是一个连续的经济变量，可以用以下对数线性模型进行估计：

ln（Y）=aiXi+？着 ε～N（0，1）

其中，Y表示农村居民患病就医的支出费用；Xi表示影响农村居民患病就医支出费用的因素；ai表示各个影响因素的影响程度；ε表示随机误差项，即未被考虑因素的影响，服从标准正态分布。

参考美国纽约州立大学Michael. Grossman教授创立的Grossman健康资本需求理论，最终确立个人影响因素和地区影响因素两大类影响因素，具体情况如表1所示。

本文使用2009年CHNS数据进行分析研究。CHNS是北卡罗来纳大学人口研究中心和中国疾病控制与预防中心合作开展的“中国健康与营养调查”项目（China Health and Nutrition Survey，简称CHNS）。这个项目是一个包括营养学、公共卫生、经济学、社会学、中国研究和人口统计学方面的专家团队，采用多阶段随机分层抽样方法，在中国的黑龙江、辽宁、山东、河南、江苏、湖南、湖北、广西、贵州，共计9个省份，开展的针对城乡居民的人口、生产、生活、收入、消费、营养健康以及医疗保健等特征的统计调查，是目前中国居民医疗微观调查中比较权威的数据。

四、影响因素定量分析

1. 空模型检验

CHNS数据是在中国的黑龙江、辽宁、山东、河南、江苏、湖南、湖北、广西、贵州，共计9个省份开展的调查数据，可能存在层次结构特征，因此对其进行空模型检验，结果如表2所示。

对数据进行二分类离散数据空模型拟合，得到截距项U0的P

2. 多层线性回归分析

由于农村居民患病就医的支出费用是一个连续的经济变量，因此采用多层线性回归模型进行分析。通过模型拟合和变量筛选，最终结果如表3所示。可以看到，在个人层次影响因素中，低年龄、高年龄、小学、家庭人均收入和保险对农村居民医疗支出没有显著影响，男性、高中、未工作、非农工作和患病严重对农村居民医疗支出有显著正向影响，单身、患病不严重和家庭规模对农村居民医疗支出有显著负向影响。在地区层次影响因素中，农村每千人医生卫生员数对农村居民医疗支出没有显著影响，农村医疗价格水平对农村居民医疗支出有显著正向影响，农村人均纯收入对农村居民医疗支出有显著负向影响。

四、结 论

根据上述定量分析，可以得到以下结论：

1. 个人影响因素

年龄、家庭人均收入和保险对农村居民医疗支出没有显著影响。

性别对农村居民医疗支出有显著正向影响。在农耕活动中，男性劳动产出比女性多，男性比女性更适宜进行体力生产劳作。长此以往，在农耕为主的中国农村家庭中逐渐形成了重男轻女的习俗。男性被视为家庭的支柱，往往具有较高的地位和绝对话语权，这种情况也映射到了农村居民医疗支出上。在农村居民医疗支出中，男性人群的支出水平显著高于女性人群，男性在医疗服务需求方面处于强势地位，而女性则处于相对弱势地位。

小学教育程度对农村居民医疗支出没有显著影响，而高中以上教育程度对农村居民医疗支出有显著正向影响。受教育程度更高的民众自我保健养生意识更强，在平时的生活中注重身体健康的保持并善于自我治疗保健。当受教育程度更高的民众确实患病较重或无法自行医治时，才会选择就医治疗，且医疗支出水平随病情严重情况也会较高。

未工作和非农工作民众对农村居民医疗的支出水平高于从事农业工作的民众，这是由于3方面原因导致的。一是未工作的群众主要是处于抚育期的妇女和在读学生，他们得到家庭特别关爱，占有较多家庭医疗资源；二是从事农业工作的民众患病成本高，一旦生病将会承受疾病带来的痛苦，损失劳动时间减少劳动所得，更会为恢复健康付出医疗服务费用，因此从事农业工作的民众较其他家庭成员更为注重自己的身体健康；三是农业工作是一种体力劳动，在一定的劳作程度内能够起到锻炼身体增进体质的作用，因此从事农业工作的人群身体素质比较好、健康水平比较高。

患病严重程度与医疗支出水平关系紧密，且关系复杂。从定量分析结果可以看出，患病严重的农村居民医疗支出对数比患病一般严重的农村居民大1.45，而患病不严重的农村居民医疗支出对数比患病一般严重的农村居民小0.76，患病严重与医疗支出水平呈正相关关系，患病不严重与医疗支出水平呈负相关关系。也就是说，当农村居民患有常见疾病，如感冒、发烧等，能自行治疗的就尽量自行治疗，尽量避免就医治疗。而当农村居民患病较重时，无法自行治疗，才会就医治疗。农村居民对于就医治疗的抵触情绪值得政府深刻研究。

单身和家庭人口规模都对医疗支出水平有负向影响。结束单身也就意味着家庭成员数量增加，从定量分析结果看，家庭人口规模每增加一人，其相应的医疗支出对数就会减少0.09。家庭成员越多、规模越大，家庭成员之间的相互关怀、相互照顾就会更多，这有利于身体健康水平的保持，在很大程度上具有医疗服务的作用。

2. 地区影响因素