人口统计学变量分析范文

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第1篇

关键词：竞技体育；教练员；职业压力；压力源

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

研究表明，有68.9%的教练员压力体验较大或压力感受很大。此数据比国内关于普通教师职业压力的调查数据略高［9-11］，且明显高于国外关于竞技体育教练员压力的研究结果［12-14］。

第2篇

关键词 国有石油企业 员工敬业度 人口统计学变量 差异分析

一、员工敬业度的概念

目前对敬业度（Engagement）的概念都没有一个统计的界定，主要有两个领域对其进行研究：管理公司和学术界。管理公司主要以实际出发对其进行实证研究，学术界则是从学术角度提出相关的理论。

第一，在管理公司领域，盖洛普公司的盖洛普博士将敬业度定义为：企业首先要为员工创造良好的环境使其优势能得到有效发挥，在此基础上，企业还应让员工在组织中有一种归属感，让其感受到自己就是组织的一员，具有主人翁的责任感。盖洛普公司将员工主要分为敬业、守业和怠工员工三类，这主要是根据员工在情感上认同工作和组织的程度，以及由此而带来的员工对工作和组织的投入度；翰威特公司认为敬业度是用来衡量员工期望留在公司的程度，以及对工作尽心的程度，据此翰威特公司提出了积极评价、渴望留任和竭尽所能三维度的敬业度。韬睿公司将敬业度定义为员工意愿和努力帮助组织取得成功的程度，据此公司将员工敬业度分为理性敬业度和感性敬业度两个维度，即建立在工作给自己带来利益前提下的敬业行为和建立在对工作认同和情感归属上的敬业行为。

第二，在学术研究中，国内外学者中， Kahn将敬业度定义为：企业员工自发地控制自己，以将自己与工作角色结合在一起，也就是将自己置于一种“角色内状态”，并且他还将敬业度分为三个维度：行为敬业度、认知敬业度和情感敬业度；Maslach等学者则从工作倦怠的对立角度出发将敬业度定义为对工作积极的一面，他认为敬业度和工作倦怠分别为一个三维连续体的两极，敬业度的精力、投入和职业效能感三个维度分别对应着工作倦怠的情绪枯竭、犬儒主义和效能感低落三个维度。相对于工作倦怠程度高的员工所具有的无能感和耗竭感，敬业度高的员工通常精力充沛，不同于在工作和组织中处于疏离状态的员工，他们在工作中具有较高的自我效能感，能在组织中建立良好的人际关系，并能有效进入工作状态； Schaufeli等人与Maslach有相同的观点，认为敬业度是工作倦怠的对立面，而他们认为敬业度包含活力敬业度、奉献敬业度和投入敬业度三个维度。

综上，本文所使用的敬业度概念为：企业中员工在工作角色中自我表达和自我投入的程度，以及员工在行为、认知和情感三个维度上对工作、组织的认同程度。

二、国有石油企业员工敬业度在人口统计学变量上的差异分析

（一）不同性别的国有石油企业员工敬业度的差异分析

对不同性别的国有石油企业员工的工作敬业度和组织敬业度两个维度以及整体员工敬业度的得分平均数进行F检验和t检验，所得结果如表1所示。

（二）不同婚姻状况的国有石油企业员工敬I度的差异分析

对不同婚姻状况的国有石油企业员工的工作敬业度和组织敬业度两个维度以及整体员工敬业度的得分平均数进行F检验和t检验，所得结果如表2所示。

（三）不同年龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析

本文将国有石油企业的员工划分为四个年龄段，采用单因素方差分析方法分析不同年龄段的国有石油企业员工在敬业度各子纬度上的得分。如表3所示。

（四）不同学历的国有石油企业员工敬业度的差异分析

采用单因素方差分析方法分析不同年龄段的国有石油企业员工在敬业度各子纬度上的得分，如表4所示。

（五）不同工龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析

不同工龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析（如表5）。

三、国有石油企业员工敬业度在人口统计学变量上的差异

在以上人口统计学变量中，只有员工婚姻状况对国有石油企业员工的敬业度有较大影响，而石油企业员工敬业度在不同性别、不同年龄段、不同学历、不同工龄上均无显著差异。这与已有的研究结论有相同之处，但并不完全一致，其原因是受研究对象，国有石油企业这个群体的特殊性的影响。

不同婚姻状况的国有石油企业员工的工作敬业度无明显差异，但在组织敬业度这一维度上以及整体员工敬业度上的差异却很显著；石油企业的已婚员工不论是工作敬业度、组织敬业度还是整体敬业度都高于未婚员工，究其原因，已婚员工其家庭生活相对稳定，亲戚朋友等人际圈子范围也相对固定，对家庭承担责任也更大，他们对于工作稳定性的要求更高，同时已婚员工较未婚员工年龄大，各方面相对成熟，更有自己明确的目标和认识，工作积累和经验都相对较好，对企业更有归属和认同感。

（李季单位为兰州工业学院经济管理学院；高海燕单位为中石油西北化工销售公司）

[作者简介：李季（1983―），男，辽宁开原人，博士，工程师，研究方向：企业管理及人力资源管理。]

参考文献

[1] Heaney C A，Israel B A，House J S . Chronic job insecurity among automobile workers：effectson job satisfaction and health[J]. Social Scienee & Medicine，1994.

[2] Davy J A，Kinicki A J，Scheck C L . A test of job seccurity，s direct and mediated effects on withdrawal cognitions[J]. Journal of organizational Behavior，1997.

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

第3篇

关键字：幼儿教师　大五人格　情绪劳动策略

1、引言

情绪劳动是区别于体力劳动和脑力劳动的第三种劳动，它是指个体努力调整自己的情绪以表现出组织所要求的面部和肢体表情的过程(Hochschild，1983)。情绪劳动策略是指个体在情绪劳动的过程中对自己的情绪进行调节与管理所使用的策略和方法，他包括表层行为策略(个体只在外部表情上伪装出组织所要求的情绪，但内心体验与外部表情不一致)、深层行为策略(个体通过对自己的内心体验进行调节，从内而外地表现出组织所要求的情绪)和自然行为策略(个体的情绪体验与组织所要求的情绪相一致，个体自然地表现很出内心的情绪体验)(Diefendorff，2005)。大量研究表明，具有深层行为策略和自然行为策略的个体具有更好的工作表现和心理健康水平。

关于情绪劳动策略的前置变量的研究取得了一定的成果。研究表明个体的工作满意度对表层行为策略起到显著负向影响，对深层行为有显著正向影响(Johnson，2007；杨林锋，2010)；组织支持对员工的表层表现和深层表现有显著影响(柏乔阳，2006)；情绪智力与员工的深层行为有显著的预测作用(汤赵颖等，2009)；正负性情绪会影响到员工情绪劳动策略的采用(柏乔阳，2006)；角色失调对员工的表层行为有显著预测作用(Ashforth，1993)。针对特定群体的情绪劳动策略的研究主要集中在企业员工、医院医生和护士及中小学教师群体，对幼儿教师的情绪劳动策略研究目前很少。

本研究对大样本的幼儿教师的情绪劳动进行了调查，并定量分析了其与人格的关系，以补充幼儿教师情绪劳动策略的研究课题，并为幼儿园招募幼儿教师提供理论参考。

2、方法

2.1测量工具

(1)情绪劳动量表。本研究采用Diefendor等(2005)编制，台湾学者邬佩君修订的《情绪劳动量表》，包括表层行为，深层行为和自然行为三个维度，共14个项目，采用五点计分。该量表的信度是0.87，本次研究的信度是0.866。

(2)大五人格量表。1987年由美国心理学家Costa和McCrae编制，由中科院的心理学家张建新教授修订。量表包括神经质、外向性、开放性、宜人性和责任感五个因子。该量表的效度信度是8.78，本研究的信度是8.45。

2.2被试

本研究以幼儿教师为被试。选取了来自陕西西安三所幼儿园，广西柳州两所幼儿园，广西桂林三所幼儿园，广西南宁两所幼儿园，广西北海两所幼儿园和广西梧州一所幼儿园的幼儿教师共计390名。发放问卷390份，回收375份，其中有效问卷332份。已婚142人，未婚190人；农村61人，乡镇102人，城市169人；大学40人，高中97人，大专85人，中专66人，初中44人。

2.3统计方法

对收集到的数据采用SPSS13.0对数据进行分析。

3、结果

3.1幼儿教师情绪劳动策略在人口统计学变量上的差异

人口统计学变量差异检验表明，结婚与否对幼儿教师的情绪劳动策略没有显著影响；年龄与幼儿教师的深层行为策略显著相关，相关系数为0.34。以学历和出生地为自变量，分别以表层行为、深层行为和自然行为为因变量进行多因素方差分析，结果发现，学历对深层行为的主效应显著(F=2.51*)，事后检验表明大学学历的幼儿教师的深层行为显著高于初中和中专的；出生地对表层行为的主效应显著(F=5.38***)，事后检验表明出生于城市的幼儿教师在表层行为上要显著高于出生于农村的幼幼儿教师，且学历与出生地的交互作用显著(F=2.37*)；在自然行为维度上，学历的主效应显著(F=2.51*)，事后检验表明，大学生的幼儿教师的自然行为显著高于初中、中专、高中和大专，学历与出身地的交互作用显著(F=2.10*)。

3.2幼儿教师情绪劳动策略与大五人格各因子的相关研究

表1幼儿教师情绪劳动策略与大五人格各因子的相关

由上表1可以看出，大五人格与情绪劳动策略之间相关密切。表层行为与神经质呈显著正相关，开放性呈显著负相关；深层行为与外向性和开放性呈显著正相关，与神经质呈显著负相关；自然行为与宜人性和责任感呈显著正相关，与神经质呈显著负相关。

3.3大五人格对情绪劳动策略的回归分析

本研究采用层次回归分析的方法，使用逐步回归的方式，探究大五人格各因素对情绪劳动策略的预测作用。即在控制了对大五人格和情绪劳动策略可能有影响的人口统计学变量之后，探究大五人格对情绪劳动策略的预测能力。该层次回归分析的第一层变量是学历和出生地，第二层变量为人格变量。分析结果见表2。

表2大五人格和情绪劳动策略的层次回归分析结果

从表2可以看出，在表层行为维度，出生地对表层行为有负向，引入了人格变量之后出生地、外向性和责任感都对表层行为有负向影响。在控制了人口统计学变量之后，大五人格所解释的变异量为12％。在自然行为维度，学历的影响显著，引入人格变量之后，学历和宜人性对自然行为有正向影响，神经质对自然行为有负向影响。在控制了人口统计学变量之后，大五人格能解释的变异量也是12％。对于深层行为维度，学历对其有正向影响，但引入人格变量之后，并不能解释更多的变异量。

4、讨论

4.1幼儿教师情绪劳动策略在人口统计学上的特点

人口统计学指标是探讨幼儿教师情绪劳动策略影响因素的重要指标。本研究发现年龄与幼儿教师的深层行为策略显著相关，相关系数为0.34。这可能是因为年龄较大的幼儿教师比年龄较小的幼儿教师对情绪调节和管理更有经验。学历对深层行为的主效应显著(F=2.51*)，大学学历的幼儿教师的深层行为和自然行为显著高于初中和中专的，这可能是因为具有较高学历的幼儿教师比学历较低的幼儿教师，较多的受文化知识的熏陶，对工作和对待幼儿园学生的态度比较端正，所以能较好的调整自己的心态。出生地对表层行为的主效应显著(F=5.38***)，出生于城市的幼儿教师在表层行为上要显著高于出生于农村的幼幼儿教师，这可能是由于环境的原因，导致在农村长大的幼儿教师比在城市长大的幼儿教师更加纯朴，不善于掩饰自己的情绪。

4.2幼儿教师情绪劳动策略与人格特点的关系

回归分析表明，外向性和责任感都对表层行为有负向影响，宜人性对自然行为有正向影响，神经质对自然行为有负向影响。控制了人口变量之后，大五人格对表层行为的解释量为12％，对自然行为的解释量也有12％。相关分析也得到了类似的结果。外向性和责任感对表层行为有负向影响，可能是因为外向性人格的性格特点是追求自由，不受约束，所以具有该人格特质的幼儿教师不倾向于伪装出组织所要求的情绪。宜人性对自然行为有正向影响，可能是由于具有宜人性人格特质的幼儿教师更加体贴，善良，有同理心，从而能自然地产生对幼儿园学生的喜爱和疼惜。神经质对自然行为有负向影响，可能是因为具有神经质人格特质的幼儿教师敏感多疑，经常感到焦虑和抑郁，从而很难打开心扉真诚地面对工作和幼儿园学生，很难有自然行为策略。

4.3对幼儿园招募幼儿教师的一些思考

研究结果表明幼儿教师情绪劳动策略在人口统计学变量和人格维度上都有差异，所以幼儿园招募幼儿教师应注意一下几点。在人口学资料上，学历较高，年龄较大，出身在农村的应聘者可能比学历较低，年龄较小，出生在城市的应聘者在工作中有更好的表现。就人格特点而言，具有宜人性、外向性和责任感人格特质的应聘者可能更加适合幼儿教师的工作。建议幼儿园招聘幼儿教师时，可以考虑对应聘者进行人格测试。

第4篇

[关键词]非伦理消费；人口学变量；因子分析

[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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[26]赵宝春.中国消费者伦理行为研究：基于社会性的视角[D].博士学位论文，华中科技大学，2008.

第5篇

[关键词] 产业集群 人才集聚 组织吸引力

一、引言

国家竞争优势来自于产业，而有国际竞争力的产业则通常以各种形式的本地化产业集群的形式存在(Porter ,1990)。克鲁格曼（1991）指出，由于历史与偶然因素，某公司在某地干起，在这个地方便产生了对劳动力有巨大吸引力的就业机会、发展机会和较高劳动力要素报酬，而随后由于路径依赖和累积因果效应，劳动市场共享造成了企业和人才的集聚。波特(1990)还运用案例分析方法，研究了意大利萨索洛地区瓷砖产业集群的形成与繁荣吸引了大批瓷砖专业人员前往工作，形成人才集聚。

产业集群存在强大的人才吸引力，但学者对产业集群人才吸引的描述基本停留在定性层面，缺乏实证调查和定量分析。本文根据相关文献梳理产业集群人才吸引力的影响因素，依纵向结构思路，提炼产业集群人才引力的指标体系，实地问卷调查和访谈，定量分析比较了产业集群与非产业集群，以及不同产业集群在人才吸引上的差异。

二、指标体系与量表设计

产业集群人才吸引力是将各类人才吸引到集群内工作的能力。Highhouse等（2003）认为，最直接的组织人才吸引力测量应针对真正申请职位并最终选择它的人。本研究将产业集群视为中间组织，以其内部工作人才为实地调研对象。

产业集群人才吸引力的测量，借鉴Highhouse等（2003）用三个项目衡量组织吸引力感知的方法，设计三个题项：“你的工作集群/非集群是否具有很强的人才吸引力”，“大量的人才都被吸引到这里来工作”和“在这里工作的人才都不愿离开”。采用5等级量表，1表示强烈反对，5表示强烈同意。量表的内部一致性达到0.91。

Manuel(2001) 最早提出纵向结构观点，认为产业集群竞争力是其内部企业、集群和国家三个层次竞争力的综合；而Meyer-Stamer(2003)将产业集群竞争力扩展为微观、中观、宏观和兆观四个层次。本研究依纵向结构思想，认为产业集群的人才吸引力具有一定的层次性特征，是宏观(区域)、中观（产业集群）、微观（企业和工作）多个层次吸引力共同作用的结果，设计出四层次十二个变量的产业集群人才吸引力测量指标体系，然后针对每个指标利用利克特5级量表设计出一到三个题项，克朗巴哈α系数测度各因子变量的内在信度，均大于0.6。

三、实证研究

1.试调查与问卷修正

据《2005中国城市竞争力报告》，佛山是我国产业集群比较发达的地区之一。按代表性和便利性原则，选取佛山的陶瓷、家电、家具等产业集群重点调查，并涵盖部分其他集群和非集群。由专人负责发放50份问卷试调查，问卷除样本的个人和企业基本信息采用填空题、单选题形式外，其他选项均采用Likert五级量表设计。利用SPSS13.0对回收的50份试调查问卷信度检验：Cronbachα系数为0.965，问卷整体上的内在信度非常高；而对项总计统计量分析，发现专业匹配性、居住条件两个指标在“校正的项总计相关性”上低于0.4，指标集中性略差，删除后Cronbach α值有提高，因此在正式问卷调查中删除此两个项目以对问卷测项纯化。课题组正式配额抽样问卷调查，则发放问卷550份，有效回收457份。

2.回归分析

研究具解释性特点，故用回归分析方法。描述性统计和相关性分析显示对产业集群人才吸引力的感知与人才对工作、企业、集群与区域的评价情况正向相关。经人才吸引力为因变量，将影响因素与人口统计学变量作为自变量进行强制进入回归，结果如表1所示。

Predictors: (Constant), living environment, title, whether a local, gender, work experience, corporation reputation, education, occupation, job attribute, cluster atmosphere, policy environment, pay level, corporation culture, economic environment, age, cluster capability, culture environment, corporation capability, management

产业集群人才吸引力与研究设计的工作、企业、集群和区域四个层次的影响因素紧密相关，同时也受到受访者是否当地人的影响。对样本的年龄、工作经验等人口统计特征进行分析，发现它们对人才吸引力的评价并无显著差异。但外地移民因为更注意人才引进的相关政策，所以在对政策环境的评价上，相对于本地人要高。

3.方差分析

方差分析显示，产业集群人才吸引力评价明显高于非产业集群的评价。其中，陶瓷和家电产业集群得分最高，这与陶瓷、家电作为佛山地区最为发达的制造支柱产业，具有一大批国内外竞争力较强的企业，涌现了众多中国名牌和中国驰名商标，产业集群的整体实力雄厚，密切相关。家具产业集群由于是劳动密集型制造流通业，得分并不高，而其他产业集群由于样本分散，涵盖了纺织、花卉、玻璃、塑料、五金等多个领域，得分明显低于家电、陶瓷、家具三个产业集群。

将所有集群数据合为一整体，再与非产业集群两独立样本检验。在宏观区域外部环境上，由于样本均选择在佛山，集群与非集群未体现出差异。在中观的集群层面，产业集群的实力对人才吸引力产生积极的正向影响。在微观层面上，集群的企业声誉得分整体上明显强于非产业集群。而描述性统计表明，集群实力与企业声誉之间存在较强关联，相关系数为0.67。因此，产业集群的实力也增强了区域品牌，提高了企业声誉，从而间接地影响人才吸引力。

aKruskal Wallis Test; bGrouping Variable: 集群

四、研究结论

本文建立了具有区域、产业集群、企业和工作四个层次的产业集群人才吸引力内部评价指标体系，并对佛山地区产业集群进行实地调研，统计分析后得出以下结论：

1.依纵向结构思想，产业集群人才吸引力的确是区域、产业、企业、工作等多层次多种因素综合作用的结果，但是各层次都存在多种因素对人才吸引力发挥着作用，这些因素之间还存在各种联系，因此产业集群人才吸引力的作用机制比较复杂。

2.区域环境发挥了重要作用吸引人才，使产业集群和非集群共享相同的利益。地方政府要改善环境，以维护内部人才和引进外部人才。特别是在人员的决策者不仅要消除障碍阻止人才流入，并加大引进人才，而且还必须把重点放在利用现有的人才，支持人才成长和创造合适的环境，以促进人员发展。

3.产业集群较非产业集群更具有人才吸引力，主要来源于产业集群实力直接地增强了人才吸引力，同时集群实力也对企业声誉产生积极影响，从而间接地增加了产业集群人才吸引力。

当然，我国产业集群人才统计资料匮乏，前期相关研究不足，虽然本文建立了一个产业集群人才的吸引力指标体系，但仍有完善提高的可能；另外，我国产业集群种类繁多，特征各异，人才吸引力效应的差异性还需要深入研究。

参考文献：

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第6篇

【关键词】焦虑;抑郁;儿童期癫痫

【中图分类号】R473.74【文献标识码】B【文章编号】1008-6455（2011）08-0380-02

Depressive and Anxiety Symptoms in Pediatric Epilepsy

Kan Minchen1 Song Chunhai2 Che Xiangyu2 et al.

【Abstract】Objective:To assess rates of symptoms of anxiety and depression among pediatric patients with epilepsy. Methods: The Revised Child Manifest Anxiety Scale （RCMAS） and Child Depression Inventory （CDI） were administrated to 84 epilepsy patients aged 7-18 years （mean age 12.4 years）. Demographic, socioeconomic, and epilepsy-related information was examined in relation to depression and anxiety scores. Results: No patients had been previously identified to have depression or anxiety. However, 26% had significantly increased depression scores and 16% met critieria for significant anxiety symptomatology. Conclusions: Symptoms of depression and anxiety are common among pediatric patients with epilepsy and appear to be overlooked by care providafs.

【Key words】anxiety;depression;pediatric epilepsy

癫痫是儿童常见的神经系统疾病[1]。以往的研究显示，癫痫患儿是心理疾患，包括抑郁、焦虑等的易感人群。但大多数研究主要针对成人；对儿童期癫痫患者心理学并发症的研究少见。此外，某些抗癫痫药物如苯巴比妥也有导致儿童抑郁症的副作用。目前，我国对儿童期癫痫后抑郁症和焦虑症的发病率和确诊率报道较少。

国外有报道称儿童期癫痫后精神障碍发生率高达33%[2]，但未专门描述情感类疾病。也有报道称儿童癫痫后行为学障碍的发生率较糖尿病儿童高，但未统计抑郁症和焦虑症的发病率。目前国内外的研究热点为情感性疾病（包括抑郁和焦虑）的早期诊断及临床治疗、儿童及青少年癫痫患者焦虑及抑郁症的发病率、焦虑及抑郁症和人口统计学及癫痫相关因素之间的关系。

1 临床资料

确定以下纳入及排除样本的原则：将门诊就诊的癫痫患儿（年龄7-18岁）纳入样本，精神发育迟滞者排除在外。患儿及其父母完成数个自我报告量表以检测以下变量：

1.1 人口统计学变量：记录患者年龄及性别。根据年龄分为7-12岁组及13-18岁组。每例患儿的父母均按照Hollingshead指数，完成记录各自的社会及经济状况（socioeconomic status；SES），包括家庭经济条件，婚姻及职业状况，教育程度。按Hollingshead指数评分分为＜29分组、29-48分组、＞48分组，分别称为低分、中分、高分SES组。

1.2 痫性发作变量：家属提供患儿最近痫性发作及药物治疗情况。并将既往检查及药物治疗情况补充记录，包括：实验室检查结果、EEG及其他神经影像学信息。此后临床医师诊断每个患儿的痫性发作类型、癫痫持续时间、癫痫再发作时的年龄及药物治疗史。将痫性发作分为两类：一类为惊厥性（全身大发作或部分发作继发泛化）或非惊厥性（失神发作、复杂性部分发作）。如果两类同时出现，则归为惊厥性。一类为下列癫痫综合征：局限性特发性癫痫（包括伴中央颞叶棘波的良性儿童癫痫），局限性症状性癫痫、全身性特发性癫痫及其他类型。

1.3 抑郁症：每位患儿的父母填写儿童抑郁量表（Child Depression Inventory；CDI）。CDI为一种诊断及评价抑郁症的27条目问卷调查表，其内在连贯性及可靠性较高，一致性及鉴别的可靠性亦较好。CDI＞13分则为临床有意义的症状性抑郁。CDI亚级评分亦考虑在内（包括负面情绪、与周围人的矛盾、兴趣缺乏、自卑心理）。其结果见表1。

1.4 焦虑：患儿父母填写校正后儿童焦虑评分量表（Revised Children’s Manifest Anxiety Scale；RCMAS）。该量表由37个问题组成，用来测量焦虑的水平及性质。RCMAS提供了一个总体概括性评分，由三个亚评分组成，包括忧虑及过度反应、社会关注度及注意力集中、生理性焦虑、谎言测评（见表2）。该评分内部一致性及结构效度较好，总评分≥60分考虑临床意义上的焦虑。尽管CDI及RCMAS不能确诊正式的抑郁及焦虑性疾病，但其对定量评价症状的严重性非常有意义。

1.5 既往精神病史：向患儿父母咨询既往精神病史、诊断过程及治疗情况（包括心理治疗或药物治疗）。所有患儿抑郁及焦虑评分均采用双盲法编码。

表1 癫痫患儿CDI 评分

2 统计分析

对记录数值进行相关性变量分析，用Pearson相关系数评价RCMAS、CDI评分与癫痫持续时间、发作年龄、近来的发病频率之间的关系，并且采用t检验，根据年龄、癫痫类型（惊厥性、非惊厥性）、是否癫痫综合征、药物治疗（多药、单药），对CDI及RCMAS评分间的关系进行了分析。

3 结果

CDI由42位患儿完成（23例男性，19例女性）；RCMAS由44位患儿完成（24位男性、20位女性）。年龄范围7-18岁（平均12.4岁）。两位患儿因随访困难而终止试验。评分回顾及家长随访均显示患儿实验前均无抑郁及焦虑，也均未参与过心理治疗。

表2 CDI与RCMAS评分相关性

3.1 抑郁评分:26%的癫痫患儿表现出具有临床意义的抑郁症（CDI评分＞13分）。此外，异常CDI亚型评分出现率增高（t评分＞60）（负面情绪14%，社交障碍12%，效率底下17%，兴趣缺失12%，自卑心理7%）（见表1）。即使将标准差值上调至均值+2，仍有7%患儿表现为重度抑郁症。对CDI特殊问题的回答包括：11%有自杀心理但不会付诸实施，而4.3%患者有自杀倾向；4.4%患儿曾有哭泣意愿，8.9%经常有哭泣愿望。7%患儿表示经常因事而烦恼，8%则感到从未象别人一样。2%患儿经常性感到悲伤，16%则不时感到悲伤。

3.2 焦虑评分:16%癫痫患儿表现出具有临床意义的焦虑症（t评分＞60分）。RCMAS亚型评分常见升高（生理性焦虑23%，忧虑/过于敏感20%，社会关注16%）。谎言评级对儿童不太可靠。在>10岁的患儿中，28%标准化评分>60分。CDI总评分、RCMAS总评分及多数亚型评分之间有高度相关性。（表2）。

3.3 人口统计变量:不同年龄组、性别组之间RCMAS或者CDI评分无显著差异。不同的SES组之间评分未见明显差异。

3.4 痫性发作变量:第一次痫性发作平均年龄为7.2岁。就诊前1月患者无痫性发作33例，一次痫性发作2例，2次或更多次痫性发作5例。4例患者数据不明。31例痫性发作为惊厥性发作，13例为非惊厥性发作。两类发作间RCMAS及CDI评分无统计学差异。癫痫持续时间，痫性发作年龄，或近期痫性发作次数和RCMAS、CDI评分之间无明显相关性。

3.5 药物治疗:4例患儿未接受任何抗癫痫药物治疗，30例患儿接受了单药抗癫痫药治疗，9例患儿接受了一种以上抗癫痫药治疗。其中使用苯妥英钠4例，卡马西平10例，丙戊酸钠15例，拉莫三嗪1例。接受单药或多药治疗患儿CDI及RCMAS评分无统计学差异。

4 讨论

本研究表明儿童癫痫患者焦虑及抑郁症发病率明显上升。本组患儿中，无一例既往被诊断为情感性疾病，以往也少见这方面的报道，表明目前对癫痫患儿并发焦虑或抑郁症仍认识不足。

成人患者可直接表达自己是否患有抑郁或焦虑症状，但儿童患者和成人的表现并非完全一致[3]，例如行为分裂或易激惹，这些症状均不易被看作是抑郁或焦虑的表现。甚至有些患儿并没有明显的临床症状。本研究提示如果临床医师不直接询问和抑郁或焦虑相关的症状表现，则这些症状可能无法发现。

本研究和以往报道的成人癫痫患者抑郁及焦虑症发病率增高相一致[4]。一些病例显示成人患者精神性疾病可能起源自儿童或青少年期的不良性心理应激，表明早期发现患儿精神心理异常意义更大。以往有报道提示癫痫儿童患者在有自杀倾向的儿童中占有很高比例[5]，结合本研究，提示临床医师必须重视抑郁症、焦虑症甚至自杀观念。目前全世界对抑郁及焦虑等精神心理疾病越来越重视，对癫痫后患儿的心理学评估亦越来越重要。

在其他儿童疾病中也观察到了CDI平均评分增高[6]，例如胃肠道疾病等，但对于癫痫后情感性并发症的出现仍考虑有以下几个因素：中枢神经系统病理改变（如痫性发作的损伤作用、引起痫性发作的原发病变，药物治疗）；心理社会因素（如因痫性发作而产生的耻辱心理）。以往研究表明[7]，年轻的癫痫患者和焦虑及抑郁相关的外界控制点较正常组及糖尿病对照组更高。成人癫痫患者的抑郁症发病率也较其他神经系统疾病对照组高。

本研究组未将伴有精神发育迟滞的癫痫患者纳入样本，该类患儿可能和本研究组患儿在本质上有一定差别。RCMAS和CDI评分之间的高度相关性可能说明焦虑及抑郁的发病常同时存在。此外，两种评分标准也存在一定的交集。

本研究提示了癫痫患儿中抑郁及焦虑的高发病率，但其原因、本质、及其有效的治疗方法，尚待进一步研究。对于变量变化及焦虑和抑郁之间的相关性，仍需要进一步大样本研究。包括精神检查、神经心理学测验及配对对照组研究在内的纵向研究也是有帮助的。

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第7篇

（1.保定市统计局，河北 保定 071000；2.河北农业大学城乡建设学院，河北 保定 071000）

【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.

［4］T.N.E.Grevile.Short metheds of constructing abridged life tables[J].The Record of the American Institude of Actuaries.Vol.XXXII,No65,1943.

第8篇

1. 被试

调查采用分层随机抽样的方法，对广州市美术中学在校高中生共500人进行问卷调查。被试填完问卷后当场收回，共收回问卷489份，回收率97.8%。随后进一步对回收问卷进行筛选，删除无效的问卷，共得到465份有效问卷，有效率为95.09%。被试基本情况如表1：

2. 工具

我国学者张淑华等人（2010）将Stumpf等人编制的职业探索问卷大学生版进行修订为职业生涯探索问卷中学生版（CES中学生版）。该问卷共有63道题目，均采用五级计分，得分越高表示中学生职业探索的水平越高。

3. 统计方法

本研究主要采用的统计分析的方法主要有描述性统计、方差分析等。采用统计软件SPSS18.0进行数据的分析与处理。

4. 研究结果

4. 1 美术类高中生生涯探索的基本特点。

本调查问卷共有63道题目，均采用五级计分，“一般”计为3分。得分越高表示中学生职业探索的水平越高。对被试在职业生涯探索问卷的总均分及其各层面各维度的得分进行描述性统计分析。结果如表2：

从表中可以看出，本校学生职业生涯规划的探索总均分低于“一般”所对应的分数。说明本校学生对职业的探索低于一般水平。分别从三个层面来分析，行为层面得分最低，得分为2.317分，低于“一般”所对应的分数。其次是认知层面，得分为2.917分，接近一般水平。最高的是情感层面，得分为3.176分。具体来讲，行为层面中除了自我探索和环境探索的维度超过一般水平外，其他维度得分都偏低。情感层面中，我校学生所面临的决策压力和对信息的满意度超过一般水平，探索的压力低于一般水平。认知层面中，对理想职位重要性的认识维度得分最高，得分为3.719分，除此之外，获取信息的方法和外部探索手段的认识超过了一般水平。对职业探索结果的确定和就业前景的认识相对来说得分较低，低于一般水平。

4. 2 美术类高中生职业生涯探索的人口统计学变量分析。

根据被试的性别、年级、以及是否接受过职业生涯咨询或辅导等人口统计学变量进行统计分析。其中对于性别、年级、是否接受过职业生涯咨询或辅导进行独立样本t检验。对年级等进行方差分析，各变量的统计结果如下：

4. 2. 1 不同性别的美术类高中生职业生涯探索的差异比较。

我们对不同性别的美术类高中生在职业生涯探索及各层面各维度的得分进行独立样本t检验，结果表明，不同性别的学生在职业生涯探索的总水平上不存在显著差异。但在认知层面上，男女生职业生涯规划探索的差异显著，男生得分显著高于女生。具体来讲，在职业探索结果的确定性，外部探索的手段方面，男生的得分显著高于女生，性别差异显著。在就业前景、获取信息的方法、对理想职位重要性的认识这些维度上，男生和女生的性别差异不显著。在行为层面和情感层面上，男女生不存在显著差异。

4. 2. 3 不同年级的美术类高中生在职业生涯探索上的差异比较。

对不同年级的美术类高中生在职业生涯探索上的得分进行单因素的方差分析，结果表明，不同年级的高中生在职业生涯探索的总水平、行动层面以及在就业前景和获取信息的方法维度上存在显著差异，经过多重比较发现，高三学生在职业生涯探索的总水平，行动层面以及在就业前景和获取信息的方法维度上显著高于高一学生。从平均分来看，在高中职业生涯探索的总水平和行为层面、自我探索、对拥有信息的满意度、就业前景、对理想职位重要性的认识、获取信息的方法等维度上，高一、高二、高三学生的得分是逐步提高的。具体数据如表4所示：

在本次调查的基础上，课题负责人多次组织课题研究推进会，结合课题研究的实际情况，课题组最终有针对性地提出以下研究途径来进行课题研究。

实践上，以班会课为阵地，设置生涯规划辅导课程。不同的年级有不同的职业生涯规划指导的目标和内容。课程以学生为主体，以活动为中心，课程宗旨不在于向学生传授有关职业生涯规划的知识，而是通过给学生提供模拟情境或让学生真实参与实践活动，在情境和活动中认识自我，了解自己的优势与劣势，并对自己想要从事的职业有所了解，对比差距，确定努力的方向，规划好自己的高中生活。我们还可以针对个别同学，进行个别的职业生涯规划咨询与指导。

方法上，突破以往职业生涯规划指导仅仅停留在学校个别层面的局面，实施引进来和走出去相结合的策略，广泛利用家庭和社区的积极资源，建构出职业生涯规划指导的“学校―家庭―社区”三位一体的模式，来实现对高中生职业生涯规划引导途径上的创新。通过“寻找校友足迹”等专题活动，引导学生进行职业生涯规划，激发学习的兴趣和斗志。

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

第9篇

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

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

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

1.主成分分析

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

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

2.逐步回归分析

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

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

二、结果分析

回归结果：

y1=0.335-0.705(城镇)+0.563(体育活动少)

1.城镇户口学生比农村户口学生平均标准化成绩低0.705分(P＜0.01)

2.很少参加体育活动的学生比经常参加或参加体育活动的学生平均标准化成绩高0.563分(P＜<0.01)

三、讨论

调查结果显示：

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

2.偶尔参加体育活动的学生的学习成绩高于经常参加体育活动和不参加体育活动的学生的学习成绩。已有研究证实，体育活动有助于青少年保持身心健康，同样对学习也是有益的，但过量地运动可能会影响学习，这也许与过量运动后人体的新陈代谢及激素的分泌发生变化有关。

第10篇

[关键词]农村居民医疗支出；影响因素；多层线性回归

[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

农村每千人医生卫生员数对医疗支出水平没有显著影响。

第11篇

【关键词】巴瑞特冲动量表中文版 信度 效度 冲动性 抑郁症

【中图分类号】R749 【文献标识码】A 【文章编号】2095-3089（2013）11-0233-02

抑郁症作为一种病因不明的慢性疾病，主要表现为持续的心境低落或兴趣减退，具有行为动力不足、精神运动性迟缓或激越、认知功能障碍、过分自责、食欲或睡眠异常等症状，常伴有冲动行为。[1]

巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）自评量表用来评估个体的冲动性人格特征的情况。而目前的研究中此量表只有中学生[2]及大三学生[3]人群的信效度分析。因此，将巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）用于筛查抑郁症患者的重要行为特征――冲动性，评价在抑郁症患者中应用的适用性，以提高抑郁症患者冲动行为的可预测性有着重要的临床意义。

1.研究对象与方法

1.1 研究对象

抑郁症患者来源于2010年4月-9月期间就诊于山西某医院的门诊首发患者。

纳入标准：①年龄15-60岁；②符合美国精神障碍诊断与统计手册第四版（DSM-Ⅳ）抑郁障碍的诊断标准；③首次发病未用药，或停药半月以上；④汉密尔顿抑郁量表（24项，HAMD评分≥8分）；⑤知情同意。

排除标准：①器质性精神障碍；②精神发育迟滞；③酒精或药物所致精神障碍；④目前患有严重躯体疾病。

1.2 研究方法

对符合研究纳入标准的被试进行施测。他评量表由经过一致性评定的两位专业心理测评人员完成，即保证量表评定的一致性和客观性，也对评定标准做详细的制定。自评量表由被试按照每个量表提示的指导语独立完成，完成时间不受限制，被试根据自己的实际情况如实作答，基本完成时间为30-40分钟。除个别特殊情况外，调查者给予帮助，但不做主观性的提示。整个调查过程均在不妨碍被试就诊且被试、主治医生知情同意的前提下完成。采用SPSS16.0和LISREL8.7进行数据分析。主要的统计方法有描述性分析、相关分析、及结构方程模型的运用[4-5]。

1.3 研究工具

1.3.1巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）[6]

本研究所用的Barratt Impulsiveness Scale（BIS-11）中文版问卷由北京心理危机研究与干预中心翻译修订。用来评估个体的冲动性人格特征的情况。包含30个条目，计划分量表、行动分量表和认知分量表3个分量表。计划和认知分量表的条目均为反相条目。验证性因素分析发现 BIS-ll具有较好的信度和效度，符合心理测量学的要求，可以在我国用于冲动性的研究[7]。

1.3.2汉密尔顿抑郁量表（HAMD）[8]

由Hamilton于1960年编制，是临床上评定抑郁状态应用最为普遍的量表，共24项，采用0―4分的5级评分法。包括7个因子，即焦虑/躯体化因子、体重因子、认识障碍因子、日夜变化因子、阻滞因子、睡眠障碍因子、绝望感因子。

1.3.3一般人口学资料及病史情况

根据临床工作要求选择相关信息。包括基本人口学资料和病史资料。

2.结果

2.1被试人口统计学资料

本研究共收集病例资料352例，删除胡乱作答、漏答的问卷，实际回收有效问卷334例，有效回收率为94.9%。被试人口统计学特征显示性别上女性被试多于男性被试。被试年龄主要集中在20-40岁，符合抑郁障碍发病率在年龄上的分布。被试的学历主要集中在初高中文化，本科次之；职业以学生为主，符合抑郁障碍多发于文化层次高群体的状况。从被试的婚姻状态来看，已婚多于未婚。总体上，被试特征的分布于抑郁障碍发病的特征相一致，因此具有一定的群体代表性。

2.2 BIS-11信效度分析[9]

2.2.1 BIS-11内部一致性信度

内部一致性是指量表所测量内容的相同程度或特质程度，即量表内部各条目之间的相关性，用Cronbach’s α系数对BIS-11进行内部一致性信度检验，运动冲动性0.825，认知冲动性0.807，无计划冲动性0.860，总分0.898，量表各维度的系数达到了可接受的标准，具有较好的内部一致性信度。

2.2.2 BIS-11分半信度

分半信度测量的是两半项目间的一致性，用分半信度系数来反映量表的分半信度。首先将量表内反向计分条目作逆向处理，以保证各题项得分方向的一致性，而后依次按公式R=2Rh/（1+Rh）计算，BIS-11分半信度为0.816，具有较好的分半信度。

2.2.3 BIS-11结构效度

因量表中包含有多个无法直接准确测量的变量（潜变量），而结构方程模型具有同时分析多个外生潜变量和内生潜变量的优势，因此采用结构方程模型中的验证性因子分析方法对量表的结构效度进行分析。结构方程模型既可分析问卷中各条目与维度的从属关系是否正确，也可分析各条目对其从属维度的贡献程度[10]。

根据量表已有结构对其进行验 证性因子分析，量表各题目作为显变量，量表各维度作为潜变量。根据结构方程模型原理构建模型，使用LISREL 8.7进行模型拟合分析，结果见表1，图1：

由表1可知，量表的各项拟合指标达理想标准，其结构模型符合理论构想。由图1可知，个条目的因子载荷均大于0.5，认为模型尚可接受。

3.讨论

冲动性的测量工具是量表，其性能（信度、效度）直接影响筛查情况，BIS用于评价不同人群的冲动性时，其性能有可能发生变化。因此，将一个量表用于一个特定人群的测量时，对其在该人群中信度和效度的验证评价具有重要的作用[11]。

3.1 BIS-11信度评价

信度即可靠性或精确度，指根据测验工具所得到的结果的一致性或稳定性[12]。信度分析可以为效度评估提供基础。量表的信度分析常采用基于真分数理论的内部一致性α系数[13]、分半信度来进行评价。

一般认为Cronbach α系数在0.7之上表示信度较好，在0.8之上表示内部一致性信度很好，分半信度系数>0.7表示分半信度非常好。表明BIS-11信度较高，能够稳定可靠地评价抑郁症患者的冲动性。

3.2 BIS-11效度评价

效度即准确度，指一个测验或量表实际能测出其所要测的心理特质的程度。利用结构方程模型对BIS-11的结构效度进行验证性因子分析。一般认为，各条目标准化负荷系数>0.5时，对量表贡献度较高。模型拟合指标RMSEA0.90、CFI>0.90时，模型拟合结果较好[14]。结果显示，除第6、12题的因子载荷为0.32、0.42，分量表的贡献过低；其余题目的因子载荷均在0.5以上。表明该量表的理论假设合理，各分量表都得到了较好的专业解释。可以认为BIS-11具有良好的结构效度。

4.结论

巴瑞特冲动量表中文版具有较好的信度和效度，可较好的评价抑郁症患者的冲动性。

参考文献：

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

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

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

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

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

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[8]汤毓华.汉密顿抑郁量表.上海精神医学，1984，2（2）：61-64.

[9]方敏.结构方程模型下的信度检验[J].中国卫生统计，2009，26（5）：524-526.

[10]方敏.结构方程模型下的信度检验[J].中国卫生统计，2009，26（5）：524-526.

[11]龚开政，张振刚，朱宁，等.SF-36在慢性心力衰竭患者中的信度和效度评价[J].中国康复医学杂志，2004，19（3）：182-184.

[12]王乐三，孙振球，蔡太生，等.健康测量量表SF-36应用于2型糖尿病患者的信度和效度评价[J].中国现代医学杂志2OO7，17（21）：2651-2653.

第12篇

引言

《国家中长期教育改革和发展规划纲要（2010―2020年）》指出，“教育是民族振兴、社会进步的基石，是提高国民素质、促进人的全面发展的根本途径。强国必先强教。”大力发展教育事业，对于建设创新型国家、和谐社会和实现中华民族的伟大复兴都具有重要的战略意义和现实意义。教育的发展离不开教师，只有有了好的教师，才可能有好的教育。正所谓百年大计，教育为本；教育大计，教师为本。

然而，近年来随着经济转型、学校人事制度改革、教育多元化和素质教育观念的不断深入，教师面临着来自社会、学校、学生和家长等多方面的压力，自身发展经受着巨大的挑战。中华教育改进社日前的《2015年度中国教育改进报告》称，2015年教师职业倦怠不断蔓延，发展到多年来范围最广、程度最深的程度。国内已有学者对中学英语教师职业倦怠情况进行了调研，并取得了一定的研究成果（如程晓堂，2006）。自2000年以来，国内部分师范类大学和综合性大学的英语专业和学科教育专业硕士论文也对英语教师职业倦怠问题进行了实证性研究和探索。本文拟从研究主题方面入手，对2011年―2015年以来的国内英语教师（尤其是中学英语教师）职业倦怠方面的研究进行整理和分析，以期对我国相关研究有所裨益。

一、职业倦怠的概念

职业倦怠作为一个心理学研究术语，最早由美国学者弗登伯格（Freudenberger）1974年提出。一直以来，不同的学者对于这一概念的定义依然存在争议。如今学界普遍接受的定义是由马斯拉奇（Maslach）提出，主要涉及三个方面，即情绪衰竭、去人格化及个人成就感降低。国内近些年来对于职业倦怠的探讨以实证研究为主，理论研究为辅。大部分学者注重通过问卷和调查进行定量分析，因此研究具有较强的现实意义和借鉴作用。

本文所涉及的数据主要是通过中国知网等学术期刊数据库获得，因此为不完全统计。考虑到期刊文献质量差异，笔者重点选取了其中比较具有代表性的文献进行了梳理。

二、职业倦怠与性别关系研究

研究发现，人口统计学变量如性别、教龄等，可能会对教师职业倦怠情况产生影响。何周春（2011）在对中国西部中学英语教师职业倦怠情况进行调研的基础上指出，性别不会对教师的职业倦怠程度产生明显影响。同时他也指出，长期从教于重点中学的教师不容易受到不良情感的影响。然而，这一研究与王芳、许燕（2004）的研究发现相左。王芳研究认为，男性教师职业倦怠水平要比女性教师高。这一观点事实上也在一些实证性研究中得以证实。男性比女性倦怠感强烈，可能是因为男性在社会中、单位中以及家庭中承受着更多的责任和压力，因此在同等条件下容易对教师这一工作产生倦怠感。当然这种差异也有可能是由男女生理和性格差异导致的。从另一个角度而言，这些研究结果的不同也在某种程度上说明，国内学界对于此方面的研究还有待于进一步深入。

三、职业倦怠与教师工作环境关系研究

王群峰（2011）在对57名瑶族中学英语教师进行调研的基础上指出，社会、学校和职业等工作环境因素都对职业倦怠程度产生影响。“其中职业因素与职业倦怠总量表之间的相关性最强”。在情绪衰竭和个人成就感降低这两个维度方面，工作环境并未对其产生明显影响。沈虹（2013）在对广州400余名高中教师进行抽样调查的基础上得出结论，高中教师由于工作方面压力较大，容易产生职业倦怠。事实上，刘晓明（2004）也进行过相关研究并发现，环境压力（尤其是来自考试、人际关系和工作方面压力）越大，职业倦怠症状越发明显。因此，在职业倦怠与教师工作环境关系研究方面，研究者们在很多维度上达成了共识。

四、职业倦怠成因研究

对于职业倦怠的诱因和应对策略方面探索一直以来都是学界研究的重点。无论是理论研究还是实证研究，无论是期刊论文还是硕士论文乃至学术专著，相应的研究从来没有间断过。

近年来研究表明，职业倦怠的诱因主要体现在以下几个方面：教育制度、领导管理、学生、人际关系和自我实现（王宁，2012；姜凤云，贾月明，2014）。这些研究与西方此方面的研究基本一致，即工作因素、学生因素、管理因素和教师职业发展是导致教师职业倦怠的主要诱因。

总之，近年来国内不断有学者、教师和研究生对英语教师的职业倦怠进行研究，包含期刊论文、硕士论文和专著等形式，研究方法也逐渐转向了更加系统和科学的实证研究。尤其是对教师职业倦怠情况和人口统计学变量之间的关系这方面进行了较多的探索。尽管存在着不同意见，但是也就一些方面形成了共识。不足之处在于对高中英语教师职业倦怠方面的研究还相对较少，只有零星几篇硕士论文，且研究的不是很深入，针对性不是很强。因此，对于此方面的研究还有待于进一步加强。

参考文献

[1] He Zhouchun. Job Burnout of English Teachers in Secondary Schools in Western China [J]. Chinese Journal of Applied Linguistics （Quarterly）， 2011（1）， 35-46.

[2] Liu， X. Relationship between Professional Stress， Teacher Efficacy and Burnout among Primary and Secondary School Teachers. Psychology Development and Education， 2004， 2， 56-61.

[3] 王群锋，石婕妤. 瑶族中学英语教师职业倦怠与工作环境因素的相关分析[J]. 长春理工大学学报， 2011， 07：15-16.

[4] 沈虹. 普通高中教师工作压力、职业倦怠与主观幸福感的关系研究[D].华中师范大学， 2013.

[5] 王宁. 中学英语教师职业倦怠现状及其成因调查研究[D].鲁东大学， 2012.

第13篇

关键词：管理者团队；人口统计学特征；高管薪酬；盈余管理

刘睿智(中国海洋大学管理学院，山东青岛266075)

一、引言

根据Hambrick和Mason[1]的高阶管理理论，组织的行为策略不仅仅是一项经济决策过程，更受到了企业高层管理团队特征的影响。而已有的关于盈余管理的研究中较少考虑到管理者特征对其的影响，仅有少量文献主要集中在探讨管理者性别以及年龄对盈余管理的影响[2-3-4]，而并没有系统考察管理者团队的人口统计学特征对于盈余管理的影响。且现有研究多假设管理者为理性经济人，而实际企业管理者由于自身知识背景、年龄以及性别差异等一系列因素的限制，并非是完全意义上的理性经济人。因此，研究管理者特征对于盈余管理的影响，其研究结论会更符合企业的实际状况，对理解企业的盈余管理行为有更好的指导意义。

Watts和Zimmerman[5]就提出管理者的薪酬计划是企业进行盈余管理的三大动机之一。随后的诸多研究也证实了这一假设。但是该类研究并没有考虑到薪酬动机下的盈余管理程度受管理者特征影响。由于管理者个人特质的不同，在面临盈余管理决策时，其对于风险的判断以及收益的权衡将会截然不同，进而影响到其盈余管理程度。因此，基于薪酬动机研究管理者特征对于企业盈余管理程度的影响将能够更真实地反映企业的盈余管理状况，同时也为理解企业管理者个人特征对于盈余管理的影响提供较好的切入点。

二、理论分析与假设提出

Hambrick和Mason[1]的高阶管理理论认为，组织的行为策略与绩效都显著地受到企业高层管理者背景特征的影响，包括管理者的年龄、性别、教育程度、工作经验以及社会关系。正是由于管理者背景特征的差异，造成了其在认知能力上的不同，进而影响到企业的行为策略，进一步影响到企业的未来经济绩效。

企业的盈余管理行为作为信息不对称下的企业会计选择问题，也会涉及到道德问题。同社会学中的年龄与行为分析相类似，随着企业管理者年龄的增大，其体力与精力也会逐步下降，理解和学习新知识的能力随之下降，其行为会更趋于保守，且会更为珍惜目前阶段所获得的财富与声誉，安于公司目前阶段的现状，而不愿承担较大的风险获取更高的收益。Huang等[4]就详细分析了CEO的年龄与企业的盈余质量之间的关系，研究发现，随着CEO年龄的增大，企业会显著减少其迎合分析师预测的盈余管理行为，其财务重述的水平也显著较低，企业的盈余质量有较大程度的提高。因此，可以合理预期随着管理者团队平均年龄的增大，企业会进行更少的盈余管理行为，因为该行为会让其承担更多的风险，降低个人的效用水平。因此，基于以上分析，笔者提出如下假设：

H1：在其他条件相同的情况下，管理团队平均年龄的增加会有效抑制企业的盈余管理水平。

管理者性别对于盈余管理水平的影响研究相对较多，且主要是基于风险分析的视角。Groson和Gneezy[6]的研究认为与男性相比，女性是风险回避者，而公司的决策行为都是受到企业的管理者风险偏好的影响。这种特质反映在企业的会计选择行为上应该就是其采用更少的盈余管理行为，以减少自身所面临的法律风险。Francis等[2]研究了公司CFO由男性变更为女性时，企业的盈余管理水平的变化，即与男性CFO相比女性CFO出具的财务报告会更为保守，且市场对于女性CFO在位期间公司出现的负面盈余信息反应不足，这更激发了女性CFO采用更为保守的会计政策，减少了公司的盈余管理行为。Peni和Vähämaa[3]的研究同样也发现CFO为女性的公司会有较高的盈余质量，盈余管理行为较少。因此，若在公司高层管理团队中，女性管理者的增加将能够在一定程度上使得公司的财务报告更为保守，减少盈余管理行为。因此，基于以上分析，笔者提出如下假设：

H2：在其他条件相同的情况下，管理团队女性管理者的增加会有效抑制企业的盈余管理水平。

而管理者的学历背景、教育程度与企业盈余管理的研究目前鲜见于文献。管理者的受教育程度是企业人力资源的重要因素。Castle和Jane[7]认为高层管理者的教育程度越高，其处理公司业务的能力越强，并具有较强的创新性，从而对公司的绩效有较为正面的影响。根据叶上葆等[8]的推论，由于高层管理者的教育程度越高，其经营能力越强，公司并不需要进行过多的盈余管理行为来维持业绩，但是其实证分析只证实了继位管理者的年龄越大，教育程度越低，越容易出现盈余管理行为，并没有直接得出教育程度越高，盈余管理程度越低的结论。而根据Hambrick和Mason[1]的分析，企业高层团队的受教育程度会影响其价值观与认知偏好，进而影响到企业的绩效，但并没有显著证据表明，高层团队的受教育程度一定与企业绩效正相关。但是，他们进一步分析指出，没有受到好的教育的管理团队，其绩效一定低于行业平均水平。由此可见，良好的高等教育虽然不一定必然导致高绩效，但是通过教育所传导的正确的价值理念必然会抑制管理者的不道德行为。因此，基于以上分析，笔者提出如下假设：

H3：在其他条件相同的情况下，管理团队的受教育水平越高，企业的盈余管理水平越低。

由于管理者薪酬水平与业绩相联系，从而导致了管理者的盈余管理动机，管理者在业绩压力之下，为了获得更多的报酬，通常会采用更多的盈余管理行为来满足业绩要求。但是考虑到管理者团队的背景特征，其薪酬契约下的盈余管理行为可能产生相应的变化。正如H1的分析，由于高龄管理者安于企业现状，为了保持声誉，不愿承担风险，特别是在现有中国制度背景下，国有企业较多，且企业的股权激励制度尚未普遍施行，管理者的薪酬与业绩的关联较弱，因此，薪酬对于高龄管理者团队的激励作用并不显著。但另一方面，可能正是由于制度建设的不健全，企业高层管理者可能会进行较多的机会主义盈余管理，通过业绩操控抬高股价，伺机出售其所持公司股票，获取不正当利益；或者是通过离职前的盈余管理行为提高企业业绩，为离职后谋取更好的退休福利。因此，笔者认为薪酬对于年龄与盈余管理程度之间的调节作用并不明确。

而管理者的性别差异对薪酬激励与盈余管理行为之间的关系起到一定的抑制作用，由于女性管理者作为天生的风险回避者，其通常不会通过盈余管理来满足业绩要求；而男性管理者则恰恰相反，其可能会实施更多的盈余管理行为，因此，笔者认为薪酬激励会使得女性管理者更加谨慎，使得男性管理者更加激进，从而对性别与盈余管理行为之间起正向的调节作用。从管理者的受教育程度看，良好的高等教育必定会产生正确的价值观，减少管理者的不道德行为，报酬激励的负面作用在一定程度上会被抵消，而报酬的正向激励以及资本市场的积极反应都会进一步强化管理者减少盈余操控行为。因此，基于以上分析，笔者提出如下假设：

H4a：在其他条件相同的情况下，薪酬水平对年龄与盈余管理行为并不存在显著的调节作用。

H4b：在其他条件相同的情况下，薪酬水平对性别与盈余管理行为起正向的调节作用。

H4c：在其他条件相同的情况下，薪酬水平对教育程度与盈余管理行为起正向的调节作用。

三、研究设计

(一)高管界定

笔者借鉴Hambrick和Mason[1]等的研究，将高管团队定义为公司现任监事会及董事会成员(包括董事和独立董事)、总裁、副总裁、CEO、总经理、副总经理、财务负责人以及董事会秘书等。

(二)样本选取与数据来源

笔者以2001—2014年间所有A股上市公司为研究样本，由于计算应计盈余管理模型的需要，实际的样本区间为2000—2014年。并按照以下标准选择样本：(1)剔除金融类上市公司样本以及在研究区间内被证监会特别处理的上市公司样本。(2)剔除行业年度少于15家的行业年度。(3)剔除上市时间不足1年的上市公司样本以控制IPO效应。(4)剔除管理者特征披露不详以及企业财务数据缺失的上市公司样本。最终获取样本数为1975个。文中管理者特征所需数据来自上市公司披露的公司高管简历、通过手工搜集计算获得。其他数据均来自CSMAR数据库。

(三)变量设定

1.被解释变量

本文的被解释变量为盈余管理水平。根据夏立军[9]的研究，Dechow的修正Jones模型最能反映企业的盈余管理水平。因此，笔者也采用该分行业分年度模型计量企业的应计盈余管理水平(采用证监会2001年行业代码，除制造业细分到二级行业，其他行业都采用一级行业代码)。

2.解释变量

笔者以高阶管理理论为基础，实证考察管理者团队人口统计学特征对企业盈余管理水平的影响。选取管理者团队的平均年龄(Age)、平均学历(Edu)以及团队中男性所占比重(Gender)为解释变量。同时考察了管理层激励(Inc)以及二者交互作用对企业盈余管理水平的影响。

对于管理层薪酬激励，笔者借鉴Bergstresser和Philippon[10]的股权激励公式，但是考虑到我国股票市场的实际情况，实施股权激励公司较少，因此，本文在计算薪酬激励占比时并不考虑管理者已被授予但尚未执行的股权数量，具体计算公式如下：

Inc=0.010×Price×Shares/(0.010×Price×Shares+

Salary)

(3)

其中，Price为股票年末最后一个交易日的收盘价，Shares为管理层持股数量，Salary为管理层工资数额。

3.控制变量

借鉴已有研究，笔者选取企业资产负债率(Lev)、企业净资产收益率(Roe)、企业规模(Size)以及企业成长能力(Growth)等变量为控制变量，以控制不同企业特征对企业盈余管理水平的影响。同时，笔者还设定年度虚拟变量来控制不同年度中经济情况以及突发事件的影响。

(四)检验模型

为了考察管理者特征对企业盈余管理水平的影响，并进一步考察管理者激励措施与其特征对企业盈余管理水平的交互影响，笔者构建如下回归模型来验证H1—H3：

以上数据显示全国房地产市场综合实力百强企业的市场份额即CR100从2011年的26.2%增加至2017年的47.7%，增长率为82.1%。从10强和百强企业的数据对比分析来看，二者均表明全国房地产市场集中度在不断增强，但10强企业的市场份额的提升速度稍快于百强企业，这说明随着中国房地产市场发展，大企业规模增长有所加快，市场集中度仍有较大提升空间。不过，按照贝恩的市场结构分类标准，当前全国房地产市场仍处于竞争型市场结构，市场集中度虽有所增长但仍处于偏低水平，这是对中国房地产业市场结构的一个基本判断。

DA=β0+β1Tmc+β2Lev+β3Roe+β4Size+β5Growth+

∑Year+∑Ind+ε

(1)

构建如下回归模型验证H4：

DA=β0+β1Tmc+β2Tmc×Inc+β3Inc+β4Lev+β5Roe+

β6Size+β7Growth+∑Year+ε

(2)

其中，Tmc为管理者背景特征，在回归分析中分别代入管理者性别、年龄以及学历程度。

四、实证研究

(一)描述性统计和相关性分析

表1汇报了变量的描述性统计情况，在进行描述性统计之前，笔者对文中的被解释变量及控制变量进行了上下1%分位数的Winsorize处理。

表1变量的描述性统计(N=1975)

通过对表1的分析，我们可以看出，表征样本企业盈余管理水平的变量DA均值为0.034，表明企业的操控性盈余管理水平仅占到企业资产总额的3.4%，平均水平较低，而最大值与最小值之间的极差达到3.784，这表明不同企业之间的盈余管理程度存在较大的差异。同时，就本文的自变量而言，企业高层管理者的平均年龄达到46.970岁，这一年龄段的管理者正处于“年富力强”的人生阶段。既拥有较为丰富的人生阅历和管理经验，又拥有持续学习和不断接受新思想的能力，可以最大限度地为企业健康发展贡献自己的力量。从最小值39.370岁和最大值54.660岁来看，不同企业的高管平均年龄具有较大差别，表明不同企业之间在高管人事安排上有所差异。

2.变量的相关性分析

表2报告了本文主要变量的相关性分析。

表2变量间相关系数表(N=1975)

注：本表报告了变量之间的Pearson相关系数与Spearman相关系数，分别置于表的左下方和右上方；*、**和***分别表示在10%、5%和1%的显著性水平。下同。

通过Pearson相关系数与Spearman相关系数，我们可以看到，企业的盈余管理水平与管理者特征变量之间均有较为显著的相关关系，由此我们可以推断，管理者特征确实对企业盈余管理产生了一定程度的影响。其中，管理者团队平均年龄和团队中男性管理者所占比重与盈余管理水平呈现正相关关系，而管理者的平均学历水平以及接受的薪酬激励水平与其呈现一个负相关关系。初步验证了H2与H3。同时还可以看到所有变量之间的相关系数均未超过0.500，可以断定变量之间没有显著的多重共线性，可以进行回归分析。表2报告的相关性分析仅为单变量分析结果，考虑到有影响企业盈余管理水平的其他因素，因此可能具有测度误差。更为严谨的结论有待回归检验的结果呈现。

(二)回归结果分析

1.管理者特征与企业盈余管理

由于盈余管理行为包括正向与负向两个层面的盈余管理行为，不同方向的盈余管理程度越大均表示盈余管理程度越大，因此，本文将盈余管理分为大于零组与小于零组，分别进行回归，以控制不同方向上的盈余管理不具有可比性的问题。表3和表4分别报告了大于零组和小于零组的回归结果。

表3盈余管理水平大于零组回归结果(N=798)

注：括号内数据为经过稳健调整的t值。下同。

表4盈余管理水平小于零组回归结果(N=935)

通过表3可以看出，企业管理者的年龄对企业正向盈余管理水平有一个显著的负向影响，相关系数为-0.013，显著性水平为5%，这表明，随着企业管理者年龄的增大，其所在企业的正向盈余管理水平逐渐下降。也就是说，在其他条件相同的情况下，管理团队平均年龄的增加会有效抑制企业的盈余管理水平，企业盈余质量大幅提高。H1得到验证。同时可以看到，管理团队的平均学历水平与企业盈余管理水平呈现显著的负相关关系，相关系数为-0.103，且显著性水平同样为5%。这表明，随着企业管理团队平均学历水平的提高，企业同样有减少正向盈余管理水平的倾向，盈余质量大幅提高，H2得到验证。

对于企业管理团队中男性成员所占比重对企业盈余管理水平的影响，我们可以看到，虽然影响方向为正向，但是其统计学意义并未达到显著性水平。因此，H3只能得到较为微弱的经验证据支持。究其原因，笔者推断，由于我国上市公司中，团队高管大部分成员为男性，女性占比较少，因此，团队中性别异质性对企业盈余管理水平的作用无法得到充分发挥。另外，就管理者的薪酬激励对企业盈余管理水平的影响而言，我们观测到了一个显著性水平为1%的负相关关系，相关系数为-0.146，与已有研究[11]相一致。表3中列(5)的回归中，我们将所有管理者特征变量放入同一模型，以进一步考察管理者特征与企业盈余管理水平的关系。上述结论均成立，并且，模型的拟合优度得到了一定程度的提升，这进一步表明上述结论的稳健性。而控制变量中，仅有企业规模与盈余管理水平呈现出显著的正相关关系，均在1%水平上显著。虽然这与政治成本假设不一致，但是在中国背景下，企业可能为了获得政府支持，更有动机进行利润操控，提高利润，以从政府干预中获得更多的好处。

通过表4可以看出，企业管理者的年龄与负向的盈余管理行为呈现出正相关关系，相关系数为0.008，在10%水平上显著。即企业管理者团队的平均年龄越大，其负向盈余管理水平越弱，管理者的年龄对盈余管理程度有一定的抑制作用，与H1相一致。但是教育水平与负向盈余管理的回归结果并不支持H2。由表4列(2)的回归结果可知，平均教育水平与盈余管理呈负相关关系，相关系数为-0.077，且在1%水平上显著。这说明高管团队的平均教育水平越高，其越可能进行负向的盈余操控。表4中列(3)和列(4)的回归结果均不显著，H3没有得到验证，可能的解释原因与正向组的解释原因相一致。表4中列(5)的回归结果与前4列的回归结果基本一致，再次验证了H1，H2与H3没有获得支持。在负向盈余管理组中，其控制变量资产负债率与企业负向盈余管理的负相关关系与债务契约假设相一致，即越高的负债比率，企业越可能为避免债务违约而进行盈余管理行为。而其他控制变量与负向盈余管理的关系具有一定的波动性，在不同的回归模型中结果存在一定的差异。

2.管理者特征与企业盈余管理：薪酬激励的调节作用

由于本文选用了包含时间变量的企业面板数据，因此，可以采用面板固定效应模型对企业不随时间改变的个体效应进行控制，同时，考虑到企业在不同年度可能会受到不同政治环境以及经济环境的影响，因此，笔者在模型中加入时间虚拟变量，构造双向固定效应模型进行研究。另外，由于样本数据之间可能会存在异方差以及截面相关、序列相关等问题，普通模型的回归会造成衡量的偏误，因此，笔者采用Driscoll和Kraay[12]稳健性回归对上述问题进行了控制。为了验证H4，我们在模型(1)的基础上进一步加入了管理者年龄、教育水平和性别比重与薪酬激励的交乘项。由于交乘项的存在，模型(2)具有一定的多重共线性，因此，我们首先对相关变量进行中心化处理然后构造交乘项以降低模型的多重共线性。同上文的分组，表5报告了薪酬的激励对于正向盈余管理调节作用的回归结果。

表5回归结果：考虑薪酬激励作用(N=496)

通过表5我们可以看到，企业管理者的平均年龄与平均学历水平仍旧与其盈余管理水平呈现显著的负相关关系(显著性水平均为1%)，性别与盈余管理水平的回归结果仍不显著，进一步证实前文结论的稳健性。同时，我们可以看到，企业管理者学历水平与其薪酬激励的交乘项在5%显著性水平上与其正向的盈余管理水平负相关，相关系数为-0.047，在10%水平上显著，H4c得到验证。这表明当企业的管理者团队的薪酬水平显著提高时，原先管理者团队对于盈余管理的抑制作用更强了。但是，企业薪酬激励水平对管理者年龄与企业盈余管理水平的关系影响虽然存在，但并不显著。这在一定程度上说明了H4a，由于薪酬的此种调节作用虽然可能是存在的，但是正如假设分析中所阐述，正反两个方面的作用存在一定的抵消，因此，造成其最终的结果并不显著。而企业薪酬激励水平对管理者性别与企业盈余管理水平的关系影响也并不显著，H4b没有得到验证。笔者进一步考察了薪酬激励对于管理者特征与负向盈余管理组的调节作用，研究结果并不存在显著的相关性，回归结果略去没有汇报。

(三)稳健性检验

笔者进行了如下稳健性检验：(1)考虑到在中国的上市公司中，普遍存在制度约束，上市公司增发配股、保牌以及IPO动机均较强，因此，将样本中去除该类上市公司，研究结论基本不变。(2)将数据进行Winsorize修正之后进行回归，回归结果基本一致。(3)参考陈燕锡等[13]衡量管理者团队的学历、年龄的办法对上市公司中主要解释变量进行重新测量并进行回归分析，结论基本一致。(4)采用Kothari等[14]模型来计量应计盈余管理水平，研究结果基本一致。

第14篇

关键词：中小学校长；工作压力；社会支持；心理健康

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

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

一、对象与方法

1.对象

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

2.工具

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

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

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

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

3.统计方法

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

二、结果

1.中小学校长工作压力和心理健康的整体状况

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

2.中小学校长总体工作压力和心理健康状况的人口统计学变量分析

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

3.中小学校长工作压力、社会支持和心理健康的相关分析

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

4.中小学校长工作压力、社会支持对心理健康的回归分析

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

5.中小学校长社会支持在工作压力与心理健康间的调节作用分析

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

三、讨论

本研究以贵州省中小学校长为对象，通过问卷调查方法，

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

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

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

参考文献：

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[3]汪小琴，任春亮.中学校长心理健康状况与人格特征的调查研究[J].中国行为医学科学，2006，(6)：564

[4]闻吾森，等.社会支持、心理控制感和心理健康的关系研究[J].中国心理卫生杂志，2000，(4)：258－260

[5][13]王雁飞.社会支持与身心健康关系研究述评[J].心理科学，2004，27(5)：1175－1177

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[8]许军.自测健康评定量表(SRHMS)[J].中国心理卫生杂志社，1999。(s)：35－45

[9]温忠麟，侯杰泰，张雷.调节效应与中介效应的比较和应用[J].心理学报,2005，37(2)：268－274

第15篇

【关键词】冠心病介入治疗;血管并发症;患者因素;并存疾病

冠心病是致死率和致残率很高的疾病，美国心脏协会预测2010至2020年冠心病致死率将在全球排名第一。我国每年接受冠心病介入治疗(PCI)的例数已逾7万人,且逐年增加[1]。介入治疗后血管并发症(VascularComplications，VCs)的发生率,依据患者性别、体型、并存疾病的不同而不同(5%～30%)[2]。VCs可增加患者痛苦、医疗费用和护理负担，本研究旨在进一步确认PCI后导致VCs的危险因素，以期为我国日益增多的PCI患者实施切实可行的预见性护理提供客观依据职称论文。

1对象与方法

1.1研究对象及入组条件

本研究于2009年5月至2010年5月在第四军医大学西京医院、吉林医药学院附属医院进行。共计918名确诊为冠心病的患者，因不稳定型心绞痛或AMI(急性心肌梗死)择期行PCI。患者入组条件：年龄>18岁,术中及术后未出现严重并发症,具有读写能力,配合研究、治疗。下列情况除外：1)PCI中患者血液动力学不稳定，需主动脉球囊反搏(IABP)支持、气管内插管和呼吸机辅助呼吸、PCI后入住ICU;2)PCI之前或24h内行溶栓治疗;3)有明显腹股沟病变;4)有精神症状者(如老年痴呆)。患者在导管室行PCI，术后进入指定单元接受治疗。

遴选30名资深护士经专业培训进入研究组，要求：统一掌握腹股沟压迫技术;统一评估患者、数据收集、资料记录标准。于鞘管拔除前、压迫去除后、鞘管拔除12h、24h后分别评估腹股沟处是否出现VCs，包括渗血(穿刺部位任何渗血)、淤血(任何皮肤色泽改变)、血肿(出现非搏动性肿块﹥4cm)，或搏动性肿块(肿块随心脏的收缩舒张而移动)。统计患者PCI前、后资料，摘录病程记录中年龄、性别、族别、并存疾病(心绞痛、高血压、糖尿病、脑梗塞);现用药情况;血压及体表面积(BSA);术中出现的并发症;PCI类型;PCI持续时间;鞘管型号;抗凝剂使用情况、PCI中用药情况、鞘管拔除前、后用药情况。

1.2研究工具

研究数据应用MicrosoftAccess数据库分析。采用SPSS13.0统计软件对实验数据进行统计学分析处理，原始数据利用计数值和百分比表述，组间数据使用均值和标准差表述。

2结果

2.1人口统计学资料

918例患者年龄29~81岁，平均62.3岁，男性占65%，女性占35%。并存疾病包括：心绞痛(95%)、高血压(70%)、糖尿病(40%)、脑梗塞(3%)。患者一般资料如下：血压100~160/60~100mmHg;体表面积(BSA)1.02~3.08m2;冠心病介入术式90%为支架成形术，5%为PTCA，5%为PTCA伴支架成形术;平均介入术操作时间69.5min;股鞘型号2%为5.0，98%为6.0;使用肝素100%;用药情况PCI中使用肝素、硝甘、尿激酶、安定，鞘管拔除前补液、营养心肌、扩血管药、抗血小板药，鞘管拔除后使用肝素。

2.2血管并发症发生率

鞘管拔除前，174例(19%)出现渗出;171例(18%)出现皮下淤血;177例(19.3%)出现血肿。鞘管拔除后仅3例出现搏动性肿块。所有病例采用腹股沟压迫止血，拔除鞘管后渗出发生率降低，而皮下淤血增多。血肿在鞘管拔除之后12h内轻微增多，见表1。表1血管并发症发生情况

2.3患者特征、并存疾病及血管并发症间关系

2.3.1二元变量分析患者特征与血管并发症年龄因素与皮下淤血发生显著相关(累积比数OR为1.03，95%可信区间为1.01~1.05，Vs=0.14，P=0.01)。BSA与血肿形成时间、数量明显成反比(OR为0.88，95%可信区间为0.80~0.98，Vs=-0.13;P=0.04)。未见其他因素与血管并发症显著相关。

2.3.2多元变量分析患者特征与血管并发症①渗血：未见患者特征、并存疾病影响渗血发生;②血肿：BSA显著与血肿形成相关,体表面积每增加0.1，患者出现血肿可能性下降0.88;③皮下淤血：年龄显著与淤血形成相关,年龄每增加1岁，患者出现皮下淤血的可能性增加3%;④高血压患者出现皮下淤血可能性比无高血压者降低一半。

3讨论

临床常采用的PCI技术包括：支架成形术、PTCA、PTCA伴支架成形术、粥样斑块切除术、激光血管成形术及支架内再狭窄后的放射治疗等[3]。这些手术的血管并发症可导致患者出现永久损伤和致残、甚至死亡。本研究发现：1.介入术后淤血的发生与年龄呈明显正相关;2.伴高血压者淤血减少;3.体表面积小者易于发生皮下血肿。血管并发症的出现延长了患者住院时间，并因此产生焦虑等不适[4]，加大了患者负担和护理工作量。

3.1积极预防血管并发症

PCI过程中需抗凝治疗,以预防冠状动脉因急性血栓形成而闭合。故在鞘管拔出前、后4~6h患者需卧床休息，以促进动脉穿刺部位愈合[5]。患者总凝血酶原<120s、最后一次使用肝素在4~6h前，可拔出鞘管。拔鞘后立即压迫股动脉止血，密切观察病情变化。为预防和减少急性血管并发症的发生，尤其高龄、体表面积较小的患者，应提高股动脉穿刺成功率;选择合适的适应证;操作轻柔、避免球囊过大及压力过高;鞘管口径合适，不宜太粗，导引套管以6F为宜。术后密切观察血压、脉搏等情况及患者有无腹痛等主诉，做好输血等各项准备。

3.2识别导致血管并发症的危险因素

拔鞘管后常见血管并发症有：止血不彻底导致的渗出、皮下淤血、血肿;假动脉瘤、动静脉瘘、血栓形成、动脉内壁分离、血栓栓塞及腹膜后出血等。此外，患者的某些特征，如女性、高龄(﹥65岁)、体表面积小等增加发生血管并发症风险[6]。此外，操作方法、重复置管、周围性血管疾病、操作中溶栓药物的使用等，都可导致VCs[7]。其他危险因素包括：抗凝水平及持续时间、肌酐升高、血小板低、鞘管型号过大[8]。术前应识别各类危险因素，根据不同患者存在的不同情况，采取积极、个体化的护理干预，可以积极预防血管并发症的出现。

3.3PCI期间对血管并发症的评估与处理

淤血是鞘管拔除后最常见的并发症，血肿及渗出在鞘管拔除后会逐渐减少。年老患者多见皮下淤血;血压正常或偏低容易形成皮下淤血。增龄导致皮下淤血的增多可能与血管脆性增强相关。体表面积小与血肿形成的关系目前不明了，皮下脂肪组织的增加可能起到一定的止血作用[9]。

综上，本研究结果表明，运用循证理论指导护理实践，包括股鞘拔除护理干预、评估;掌握股鞘拔除时机;股鞘拔除后护理。拔鞘前加强对腹股沟穿刺部位的观察评估，尤其不能忽视对高龄、小BSA患者的观察;加强PCI后患者健康指导，对有危险因素的患者在拔鞘后应密切观察并限制其活动。通过提高对VCs的识别能力，采取积极的应对措施，可以有效控制VCs的发生发展。

【参考文献】

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