人口统计学变量分析精品(七篇)

序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇人口统计学变量分析范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。

篇(1)

关键词　青少年 网络暴力游戏　青少年暴力行为

中图分类号　G206　文献标识码　A

一、研究背景

互联网的迅速发展和以网络游戏为代表之一的网络文化的繁荣，使人们的目光注目于网络这一新的生存空间。德弗勒在《大众传播理论》一书中曾提出“不同的传媒以不同方式被指控负有五种责任”，其中就有一项为“提高青少年的犯罪率”。那么，作为人际互动性、情节开放性、以及刺激性强的网络暴力游戏是否也像德弗勒所说的那样，提高了青少年的犯罪率呢?

近年来，各地警方在一些涉及青少年的案件中发现，网络游戏引发青少年犯罪居高不下，80％以上的青少年犯罪案件中，网络暴力游戏成为他们违法犯罪的直接或间接诱因。人们将更多的注意力集中于青少年暴力犯罪的增加和网络游戏在其中所起的作用。由此，研究网络暴力游戏与青少年暴力行为的相关性就变得十分必要，而且对青少年的健康成长和社会和谐安定也具有十分重要的现实意义。

美国从人口统计学、医药学、心理学等角度来分析网络暴力游戏与玩家攻击的关系，为进一步研究网络暴力游戏提供基础。20世纪60年代格伯纳对美国社会的暴力和犯罪问题研究发现，电视暴力内容对青少年犯罪具有“诱发效果”，并且发现暴力内容增大了人们对于现实社会环境的危险程度的判断。多尼克与格林伯美研究儿童对暴力的态度，发现小学生在接触电视暴力节目后，其对暴力行为的赞同程度显著提高，遇到困扰的情况时也较容易采取暴力手段来解决。国内也有这方面的研究但不多，陈美芬等通过实验考察了网络暴力游戏对内隐攻击性的影响；郑宏明等分析暴力电子游戏对攻击行为影响的心理机制和特点。国内外研究发现暴力内容对青少年暴力认知有影响，但网络暴力游戏对青少年暴力行为是否有影响尚有深入研究的空间，而网络暴力游戏对社会的发展所造成的危害又迫切需要这种研究。

二、相关理论与定义

社会学习理论认为。人的行为不是一种被动地受影响的过程，相反，人的学习具有主动观察与模仿性。人们的攻击是从个人引以为楷模的人物中学习而来的，如果该人物及其行动被视为“真实”，或与个人及心理情境有相似之处，则较容易产生注意、记忆及表现。许多犯罪的行为并不是天生的，而是人在环境中观察后模仿的。传媒所营造的符号环境的示范作用，效果可能更大。

美国学者乔治・格伯纳在对美国社会的暴力和犯罪问题研究后建立了“涵化理论”，他认为，为电视暴力内容对青少年犯罪具有“诱发效果”但无必然联系。而且，这种影响不是短期的。而是一个长期的、潜移默化的、“培养”的过程。这给我们提供了一个研究思路和基础理论，可以探寻网络暴力游戏对青少年影响的机制。

本文将“网络暴力游戏”作为操作性概念定义为：网络暴力游戏是通过互联网进行的电脑游戏；是多个游戏者参与其中的互动游戏；是以刺激、暴力和打斗为主要内容的并带有描绘游戏人物试图对其他游戏人物造成伤害的电子游戏。网络暴力游戏可以分为：1，不运用武器的单人攻击(攻击性为“低”)。2，不运用武器团体性攻击(攻击性为“中”)，3，运用武器进行单人攻击(攻击性为“高”)，4，运用武器的团体性攻击(攻击性为“最高”)。本文主要研究后三种游戏对青少年的影响。

目前的网络暴力游戏可分为角色扮演类如《反恐精英cs》、《征途》、《奇迹》、《千年》等，策略类或战略类如《魔兽世界》系列、《帝国时代Online》系列等。其中《反恐精英》，《魔兽争霸》和《奇迹》是青少年最喜爱的网络暴力游戏。这些网络暴力游戏都表现了射击或者武打，充满了暴力、血腥、破坏性和攻击性的内容。

三、研究方法与假设

本论文以中学生为调查对象，由于经费及人力的限制，依随机抽样的原则仅从重庆市秀山、山西寿阳县、山东潍坊三地中学的各年级中抽取372名学生进行问卷调查。本研究的最终样本368份，平均问卷有效率99％。

本研究自变量为玩网络暴力游戏的行为；因变量为青少年暴力行为。控制变量为年龄、性别、家庭等人口统计学变量。本文采用调查法和定量分析的方法，检测网络暴力游戏对青少年暴力行为的相关性。

根据相关理论本文拟定如下假设：

假设1：网络暴力游戏会影响青少年对暴力的态度。(即玩网络暴力游戏时间越长，对暴力赞成程度越高。)

假设2：网络暴力游戏会影响青少年对犯罪的态度。

假设2.1：玩网络暴力游戏时间越长，越认同游戏中对犯罪的鉴定。

假设2.2：玩网络暴力游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。

假设3：网络暴力游戏对青少年暴力行为有示范作用。

假设3.1：玩网络暴力游戏时间越长，越易产生愤怒、报复、进攻等情绪；

假设3.2：玩网络暴力游戏时间越长，越会采取网络暴力游戏的游戏规则处理现实问题。

四、研究发现

1　网络暴力游戏对青少年认知的影响

(1)根据相关分析的结果，玩网络暴力游戏行为中的网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长对青少年的暴力赞成程度有影响。其中网龄对其影响极为显著。(见表1)但考虑到暴力赞成程度受到人口统计变量的影响，因此在讨论两者关联性时，对人口变量进行了控制。经过净相关分析统计后发现，网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长三个变量与暴力赞成程度之间的关系仍存在，假设1得到了证实。即玩网络暴力游戏时间越长。对暴力赞成程度越高。(见表2)

(2)据相关分析的结果，对犯罪的认知度与玩网络暴力游戏行为中的玩游戏频率呈正相关，而与游戏的暴力程度呈负相关，但网龄与次玩游戏的时长对青少年的犯罪认知度并无显著相关，因此不作为变量分析。(见表3)即玩网络暴力游戏的频率越高，越认同现实中对犯罪的鉴定；而青少年所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。但考虑到人口统计变量的影响，在探讨玩网络暴力游戏与犯罪认知度的关联性时，仍进一步进行净相关分析统计。

在加入人口统计变量后，经净相关分析统计结果发现，游戏暴力程度与犯罪认知度的关系仍存在，即青少年所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。假设2.2得到证实。但玩网络暴力游戏的频率与犯罪认知度之间的关系，在加人人口统计变量后消失了(见表4)。由此得出玩游戏的频率与犯罪认知度之间没有显著的相关性，而

控制以前后呈现的正相关，可能是受到人口统计变量的影响。假设2.1未得到证实。

2　网络暴力游戏会对青少年暴力行为有示范作用。

(1)如表5所示，玩网络暴力游戏行为中的网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长对青少年的暴力情绪有显著影响，其中网龄对其影响极为显著(见表5)。

在加入人口统计变量后，经净相关分析统计结果发现，网龄、次玩游戏的时长与暴力情绪的关系仍存在，即青少年玩游戏时间越长，越易产生愤怒、报复、进攻等情绪。假设

3.1得到证实(见表6)。

(2)通过有关玩网游的行为与矛盾解决方式之间的相关，强度分析，证明网龄与矛盾解决方式之间相关系数最高，网龄与网络矛盾解决方式相关系数为140，与现实矛盾解决方，式为201。而且在对人口变量进行控制后，这种关系仍存在。故对网龄与矛盾解决方式进行交互分析。

表7结果显示，从宏观上说，青少年在处理网络中的矛盾时，学生选择网上PK的方式的人数最多(占1／2)；在处理现实中的矛盾时，近一半的学生选择无所谓的方式解决。同时发现，在解决网络世界的矛盾时，选择网下模仿游戏武力解决方式的学生所占比例为19.7％，而在处理现实世界的矛盾时，采取这种方式的学生最少。

从微观上来说，在解决网络世界的矛盾时，网龄越长的学生，选择网下模仿游戏武力解决的比例越低。而选择其他解决方式的比例递增。在解决现实世界的矛盾时，选择网下模仿游戏武力解决、网上PK的比例随网龄增长，所占比例而递减，其他解决方式呈递增。由此可得出，玩网络暴力游戏时间越长，越会采取网络暴力游戏的游戏规则处理现实问题的假设不成立。假设3.2未得到证实。

3　暴力赞成程度、犯罪认知度、暴力情绪之回归分析

根据前面分析结果可知，青少年玩网络游戏行为中的网龄、玩游戏频率、每次玩游戏的时长、人口统计等变量会影响其暴力赞成度。将这些变量输入回归方程式后，结果显示网龄是解释暴力赞成程度最强的变量(Beta=205，P

在用回归分析法分析预测变量对犯罪认知度进行分析后发现，只有游戏的暴力程度这一变量进去回归方程式，解释度为2.9％。(P

对暴力情绪进行回归分析后发现，只有网龄和每次玩网络游戏时长两变量进入回归方程式。且网龄对暴力情绪的解释力高于每次玩网络游戏时长的解释力。两变量共同解释暴力情绪的总变异量为4.5％(见表10)。

从以上回归分析发现，玩网络暴力游戏行为中的网龄是青少年认知、行为的最佳解释变量。

五、结论与讨论

这项研究的主要目的在于探究玩网络暴力游戏的行为与青少年暴力行为之间的关联性。我们首先分析了玩网络暴力游戏行为与暴力赞成程度、犯罪认知度、暴力情绪之间的相关性，但考虑到它们之间的关系是曲线式的而非直线式的关系，因此最后建立回归方程式，找出对这一相关性最有解释力的变量，并进一步检验玩网络暴力游戏的行为与犯罪行为之间的相关性。

从上面的统计分析数据显示：随着接触网络暴力游戏时间的增长，青少年对暴力行为的赞成度会有所提高，也更易产生暴力情绪。但对暴力、犯罪的鉴定则与网络游戏的接触量无关，而与所玩游戏的暴力程度有关，即所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。

同时还发现网络暴力游戏中的规则与青少年解决问题方式的关联性甚微，且在处理网络世界的问题与处理现实世界的问题的方式有显著的差别，但共同点在于网龄越长，青少年采取暴力手段解决问题的人数所占的比例越小。这一结论印证了脱敏理论即暴力传媒对受众的影响随着时间而减弱。

由此我们得出。青少年在玩暴力游戏后，会产生愤怒、报复、进攻等情绪，会产生暴力倾向，但在解决矛盾时，受游戏影响的人甚微，即D.兹尔曼提出的“兴奋转移”并未发生。兹尔曼认为兴奋转移是否能解释跟传媒有关的暴力行为取决于传媒引起兴奋所持续的时间。而本研究采用调查法很难测量出调查对象在兴奋持续期的行为变化，因此难免出现偏差。同时也说明青少年在处理问题上存在个体差异，他们是主动者，他们在玩游戏时，选择性的接受网络游戏所传达的信息。玩网络暴力游戏也可能成为是一种宣泄形式。

总之，玩网络暴力游戏的行为会改变人们对暴力行为的看法，但只是网络暴力游戏本身使玩游戏者产生一种暴力倾向，且这个过程是长期的潜移默化的。所玩游戏的暴力程度与认同游戏中对犯罪的鉴定之间的关联性也证明了这点。同时，无论在网络世界中还是在现实世界中，青少年对网络游戏的模仿并不是普遍现象。

六、研究的局限性

本文选择了三个地方的样本并对人口统计变量进行了控制，同时在对受访者网游时间的测量上，既考虑了接触网游的时长、频率也考虑了网龄这一纵向的指标。以期全面、客观的呈现网络暴力游戏对青少年犯罪的影响，但由于主客观的局限，本研究仍存在许多的缺陷：

第一，本研究仅是一项初步的探索性研究，调查问卷收集的数据仅以地方的样本数据论证了网络暴力游戏与青少年暴力行为的相关性。第二，玩网游的行为与青少年暴力行为之间的关系并非直线性的，数据模式是曲线的，虽然采用回归方程式进行了检验，但对数据的分析仍可能出现虚假的参数。第三，在网络游戏对青少年社会化是一个长期的过程，但由于财力人力的局限，本研究仅是该过程中的一个短期检验。

篇(2)

关键词：反生产行为；影响因素；个体差异；情景因素

在经济全球化和竞争国际化的背景下，企业不仅面临着外部竞争的压力，而且需要应对更加复杂的员工行为管理问题。其中，反生产行为（Counter Productive Work Behavior，简称CWB）管理成为目前组织行为管理所面临的一项严峻挑战。研究者很早就发现，反生产行为对组织危害巨大，仅经济损失，每年就高达60亿至2000亿美元，有30%的企业倒闭是由员工的反生产行为所导致的。在网络时代，反生产行为具有自内向外扩散的"涟漪效应"，其消极后果已经到了企业无法忽视和回避的地步。员工在工作场所中的反生产行为（如撒谎、缺勤、破坏、攻击、偷窃和贪污等）及其管理，已经演变为世界各国企业共同面临的一项重要而紧迫的课题。

一、员工反生产行为的概念内涵

对于反生产行为概念内涵的理解，不同学者有不同的看法。

Mangione和Quinn（1975）第一次提出有关工作场所反生产行为的概念，认为他是一种雇员不作力的表现，一种与雇员创造利润的工作表现相对的破坏资方利益的行为，譬如：故意破坏雇主的工具。

Spector和Fox（2005）认为反生产行为是伤害组织和组织利益相关者的行为，其中利益相关者包括投资者、顾客和员工等。

Sackett和Devore（2001）则认为员工任何有意违背所在组织合法利益的行为都是反生产行为，并提出了三条判断标准：（1）无论行为是否造成恶劣后果，只要该行为是有意为之；（2）该行为可以预见带来伤害，但未必一定招致恶劣后果；（3）此行为对组织合法利益的潜在伤害要大于其对组织带来的潜在利益。

虽然学者们对反生产行为的概念众说纷纭，但从以上表述中可以总结出反生产行为的内涵：第一，行为主体。反生产行为的行为主体是员工。第二，行为客体。反生产行为的行为客体不单是指组织本身，还包括组织成员；不仅仅是有形财产，还可以是组织成员的名誉、组织品牌和企业公众形象等无形资产。第三，行为性质。首先，在行为的意识水平上，反生产行为是组织成员有意采取的，是其故意的、自主决定的行为。其次，对组织的规范而言，反生产行为不仅是指违反组织正式或非正式规范的行为。无论组织规章制度是否明文规定，也不论组织成员主观感知到该行为的严重性、危害性、可接受性如何，只要某行为客观上给组织带来有形与无形的消极影响，它就属于反生产行为。第四，行为结果。反生产行为在客观上给组织成员、组织的有形资产或无形资产带来了消极影响。

二、企业员工反生产行为的前因变量

Martinko，Gundlaeh和Douglas（2002）提出了一个关于反生产行为研究的整合理论，他们将影响反生产行为的因素分为两类，分别是个体差异和情景因素。

（一）个体差异

1、个体因素

主要指参与反生产者个人差异方面的共有特征，包括人格特征、态度、工作满意、情绪等因素.通过学者们大量的实证研究发现：宜人性能够较好地预测员工的离职行为；同时，责任意识能够预测越轨行为和离职，情绪稳定性能够比较好的预测离职；员工的自控性与反生产行为之间存在显著负相关；而自负与反生产行为发生频率呈显著相关关系；个人道德水准与员工的反生产行为之间也呈现显著负相关；另有研究表明：男性较女性而言，实施反生产行为的可能性更大。根据勒温的场论"任何行为都是个人差异因素与情景因素交互作用的结果"，因此工作场所的反生产行为并非是单方面变量的影响，往往是多个变量综合作用的结果。Skarlicki和Folger、Tesluk（1999）通过实证研究证明：负面情绪较高或宜人性较低的雇员在组织内感觉不公平时，更容易实施报复行为。

2、人口统计学特征

诸如性别、年龄、家庭背景，受教育程度、任职期限等人口统计学特征同反生产行为存在着联系。然而这些变量与反生产行为关系的研究结论尚未统一。Hollinger和 Clark指出新进、年轻和兼职员工更可能从事反生产行为，但也有研究发现年龄与反生产行为是正相关关系，年龄越大越容易从事反生产行为。Lau等在对反生产行为前因变量进行定性和定量分析时发现年龄与偷窃、生产偏差行为、迟到和旷工呈负相关关系，女性更容易迟到，男性更容易滥用药物，已婚者要比未婚者更可能实施偷窃，工作年限与迟到、偷窃行为显著正相关，受教育程度与迟到、旷工呈微弱负相关关系。对于上述不一致的研究结论，虽然Murphy指出无法找到一个清晰的理论来解释人口统计学变量与反生产行为的关系，但在众多理论研究中，上述人口统计学变量通常都作为控制变量，说明这些变量与反生产行为存在相关关系。

（二）情景因素

1、工作因素

与工作或职务特征相关的前因变量，包括工作压力、工作完成的困难性、工作的危险程度、工作或任务的自主性等特征。相关研究证明，工作压力导致员工产生消极情绪，进而引发一些反生产行为，而角色冲突、角色模糊以及角色负荷等便是常见的可以形成工作压力的工作特征。Martinko等指出任务困难性是影响反生产行为的情景因素之一。Lau等指出工作压力与旷工、偷窃以及蓄意破坏等反生产行为积极正相关。Schweitzer等也证实工作目标是导致员工非伦理行为的刺激因素。除了工作压力以外，一些工作本身也可能向员工提供从事反生产行为的机会。比如，团队工作可能滋生搭便车行为，不在领导监视范围的工作可能发生迟到、旷工、造假、努力撤退等不良行为，而独立性工作安排也可能导致员工彼此间不共享知识、不相互合作。

2、组织因素

常见的影响反生产行为组织因素包括组织反生产行为规则、组织的伦理氛围与伦理文化以及绩效考核与薪酬管理制度等。相关研究发现，当组织内出现正式反偷窃政策时，零售组织中的偷窃率明显下降，并且员工惩罚严厉感越强烈，偷窃率就越低。不良的工作群体规范也会鼓励员工从事工作场所的反生产行为。Trevino等指出伦理氛围和伦理文化都可以对员工的（非）伦理行为产生影响，不同的组织伦理氛围与不同类型的反生产行为关系不同，在功利性、私利性伦理氛围下，员工从事反生产行为的可能性较高。Marcus和Schuler也指出组织对抗反生产行为的氛围（政策、监视、制裁）是限制反生产行为的情景-控制因素。Werbel和Balkin指出结果导向考核要比行为导向考核更能滋生不良行为，绩效薪酬、个体薪酬以及非连续薪酬策略也可能更容易引发不良行为。Price的研究发现，那些处于低薪酬职位的员工更加可能缺席。

3、领导因素

关于领导行为与员工反生产行为的关系是近年来研究的热点，其中辱虐管理最具代表性。辱虐管理是指下属感知其领导持续从事口头和非口头敌意行为的程度，但不包括身体接触。目前，比较一致的研究结论是领导的辱虐管理会积极影响员工的反生产行为。比如，Detert等在研究领导管理方式对员工反生产行为的影响时发现辱虐管理与反生产行为积极正相关。Tepper等也研究发现辱虐管理通过情感承诺对下属的反生产行为产生影响。此外，Dineen等发现领导的指导行为与员工反生产行为呈负相关关系，但若领导行为不正直，即便其提供指导行为，员工依然可能从事反生产行为。Mayer等研究发现伦理型领导与反生产行为呈负相关关系。

4、员工认知因素

员工认知因素是反生产行为前因变量研究中被学者们探讨最多的一类情景因素，包括工作满意度、组织公平感、组织承诺、组织自尊、组织支持感以及心理契约破裂等。Mount等证实工作满意度与反生产行为呈负相关关系。Aquino等发现，互动公平与组织指向反生产行为负相关，而分配公平、互动公平与人际指向反生产行为负相关。组织自尊是个体对通过组织情境下角色能够满足其需求的相信程度。高组织自尊个体更加认同组织，倾向于表现出较多的积极行为和较少的消极行为。Pierce 和 Gardner指出组织自尊会积极影响员工的伦理行为意愿。对于组织支持感，Colbert 等实证研究发现感知发展性环境与撤退，组织支持感与员工的人际反生产行为呈负相关关系。心理契约破裂是员工对组织履行其承诺程度的一种感知。Bordia 等研究发现心理契约破裂会引发员工消极的情感反应和报复心理，进而导致组织指向反生产行为。

5、环境因素

外部的环境变量对反生产行为也存在着影响。例如，高就业率和繁荣的经济带来了缺席率的上升（Markham & MeKee，1991；Drogan & Wooden，1992），然而，当员工有机可乘时或是物品便于取得时，员工会从事更多的偷窃活动（Astor，1976；Hair，1976）。最后当早晨阳光充足时，员工一般上班比较早，而当傍晚夕阳耀眼时，员工一般上班比较晚（Mueser， 1953）。Penney 和 Spector研究证明高温、噪音、拥挤、空气污浊等也会诱发反生产行为。

三、预防及控制对策

工作场所的反生产行为具有极大的危害性，组织应该采取措施对反生产行为行为进行有效的预防和控制。

（一）营造良好的企业文化，形成有效的非正式控制机制

企业文化是一个企业的经营价值观、企业精神和企业形象的源泉，良好的企业文化可以提高员工的工作态度以及团队的凝聚力和向心力，通过这种非正式的管理手段在基层员工的心理上形成一种团队导向的工作氛围。从根源上可以抑制反生产行为的出现。

（二）增加组织公平感

组织不公平是推动员工反生产行为的重要原因。企业应努力营造开放、透明的决策环境，有针对性的改善组织公正环境。组织决策遵循公正原则、领导对待员工保持良好的态度、完善收入分配体系等一系列措施可以增加员工的组织公平感。

（三）加强内部监督控制

做好反生产行为的预防措施，在有反生产行为出现的征兆时，管理层要及时了解员工的情况和动向，争取消灭其产生的诱因。制定反生产行为的惩罚性措施，在反生产行为出现之后，对员工进行适当的惩罚，此外还要深入分析员工的动机和内部环境因素。在企业内部建立通畅、民主的沟通渠道，了解员工需要和对组织的认知，明白员工对组织有哪些不满并及时化解，努力与员工建立和谐的关系，能有效消除员工与组织的冲突。

（四）改善工作设计

工作分配与目标制定要合理并与个人能力相匹配；确保结果的分配不偏不倚；允许员工参与决策制定过程并积极倾听他们的意见和建议；并在执行程序的过程中充分尊重、关心员工，向员工解释各种信息以提高员工的分配公平感、程序公平感和互动公平感。结合组织发展的需要，为员工制定合理的职业生涯规划，并创造条件帮助员工实现个人职业目标，使员工对企业产生较高的理想承诺，从而极大地减少工作偏差行为的产生。

（五）注重员工的培训与开发

对新员工进行针对性的培训，可以有效引导员工熟悉环境，减少焦虑感，增加归属感和认同感。向员工开展压力应对技能的培训，包括放松训练、理性情绪治疗、社会技能培训、时间管理等，能使员工正确认识压力，提高其对工作的应激能力和应对压力能力。提供专业技能方面的培训，使得员工不断学习以应对知识落后与自身价值的可能贬值，使得其对于工作的胜任力提高，可减小工作的复杂性所带来的压力。

参考文献：

[1]张永军，廖建桥，赵君.国外反生产行为研究回顾与展望[J].管理评论，2012，（7）.

[2]彭贺.反生产行为理论研究综述[J].管理学报，2010，（6）.

[3]黄瑛，裴利芳，曹飞鸿.反生产行为研究：概念、特征及结构维度[J].人力资源，2012，（8）.

篇(3)

[关键词] 龋病；口腔流行病学；儿童

[中图分类号] R781.1 [文献标识码] B [文章编号] 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

我国儿童乳牙患龋率及龋均在20世纪八九十年代期间有所上升，20世纪90年代至今有所下降。但与发达国家相比，我国的学龄前儿童乳牙患龋状况仍较严重[1]。为了监测口腔龋病患病趋势，为学龄前儿童口腔疾病的防治措施的制定提供相关理论基础，本研究通过对阳江地区3～5岁学龄前儿童开展口腔健康调查，探索可能的影响学龄前儿童龋病的相关因素，现报道如下。

1 资料与方法

1.1 一般资料

本调查对象是阳江市城区3～5岁的学龄前儿童。利用2011年9月～2011年12月阳江市教育局开展的幼儿园儿童龋病筛查项目，抽取3～5岁的学龄前儿童为调查对象。采用多阶段、分层、等容量、随机抽样的方法，抽取阳江市市区2所幼儿园的所有儿童参加此次调查。

1.2 调查方法

口腔健康调查包括龋病的临床检查和问卷调查两部分。龋病状况采用由世界卫生组织所推荐的龋失补指数（dmft）来评估。根据世界卫生组织所推荐的诊断标准和方法来诊断龋病[2]。临床检查由一位检查者在人工光源下采用可弃置平面口镜和CPI探针在每个幼儿园进行。

临床检查之后进行了问卷调查，以《第三次全国口腔健康检查表》和《第三次全国口腔健康调查问卷》[1]为标准，进行口腔健康检查和问卷调查。问卷内容包括基本的社会人口统计学指标、口腔健康相关的行为、口腔健康相关的知识和态度（表1），问卷由儿童的父母或者监护人填写。

1.3 质量控制

口腔健康检查人员均为从事临床工作5年以上的口腔医生，检查前经过统一培训，并通过标准一致性检验，Kappa值均在0.85以上。在检查过程中，对10%的调查对象进行复查以便监测检查者本身的可信度。

1.4 统计学处理

采用SPSS16.0统计软件。对调查数据采用x2检验进行统计分析。通过Logisitc回归来研究与龋病状况相关的影响因素。在双变量分析中选择P

2 结果

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关键词：大学生 就业力 问卷 信效度

一、引言

现今我国高校毕业生就业“两难”，即高校毕业生就业难和企业招人难。这种就业结构性的矛盾，带来了高校毕业生就业适应性、就业能力与岗位需求不匹配等问题，这些问题的根结在于就业力的缺失。回顾以往大学生就业力的相关文献，对就业力都没有一个统一明晰的定义。Harvey（2011）指出，不同研究者从不同的视角提出了不同的内涵。但是无论哪种定义，学者大多赞同就业力指个人能受雇于组织、保有职位并获得职业发展所必须具有的职业能力（Knight & Yorke，2002；Boden&Nedeva，2010；Zhu，2009）。所以，研究大学生就业力影响因素是提升大学生就业力的基础。从文献数量分析来看，我国就业力研究相关文献从2004年开始增多，2004年至今，理论研究有164篇，实证研究有32篇，其中以就业力影响因素为主题的仅为7篇，占论文总数量的3.3%，说明运用定量方法构建大学生就业力影响因素的实证研究较少，而且未能明确阐述影响大学生就业力各因素的具体影响程度。

二、研究对象与方法

1.被试。从四所本科院校随机抽取部分2011届大学毕业生被试。共发放450份问卷，回收有效问卷共计397份，问卷回收率达到88.2%，具体人口统计学指标见表1。

表1 被试的人口统计学指标

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2.材料。本研究取样的一个基本方法学取向是事实驱动，大学生的就业力影响因素与时代特点、当下大学生能力特点等紧密相关。具备应聘工作经验并在同层次人群中取得相对较好工作岗位的学生更能反映影响因素。为此，我们通过开放式问卷、人物访谈、小型会议等形式邀请60位即将毕业并取得相对较好工作岗位的大学生进行开放式就业力影响因素设定。初始收集就业力因素109项，经过基本文字整理，及结合开放式问卷调查结果、理论分析和专家意见，确定整合就业力影响因素相关条目89项，例如：参加过挑战杯等科技竞赛、获得英语四六级等级证书等，结合测量基本人口统计学变量问题，形成正式施测问卷，总计问题数为110项。就业力影响因素测试问卷条目采用Likert 5级记分，包括“极其重要”“比较重要”“ 一般重要”“较不重要”“极不重要”5个等级，条目采用正向叙述的时候，分别赋予5分、4分、3分、2分、1分。然后对毕业后工作半年的学生进行问卷施测。麦可思数据有限公司（MyCOS）指出毕业半年后的学生，其就业状况已经趋于稳定，且只有在工作几个月后才能评价各项能力在自己工作中的重要性和要求水平。

3.数据处理本研究将有效问卷随机分成均等的两份，其中一半做探索性因子分析，另外一半做验证性因子分析。采用SPSS13.0和AMOS7.0软件进行数据分析。

三、结果与分析

1.探索性因子分析。对199份初始问卷数据进行探索性因素分析，KMO检验值为0.913，Bartlett球形检验值达到极其显著水平，说明进行因子分析是可行的。用主成分分析法（PC）和方差极大正交旋转（Varimax）求出最终的因子负荷矩阵，结合陡阶检验准则提取因子，抽取特征根大于1 的因子13个。旋转后的因子负荷情况见表2、表3。

表2 大学生就业力影响因素问卷的探索性

分析结果（一）

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表3 大学生就业力影响因素问卷的探索性

分析结果（二）

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注：因子负荷小于0.5的没有显示

由表2、表3可得知，该问卷经分析后，剔除了38个题项，一共得到51个题项，每个题项的因子负荷在0.525～0.823之间，总贡献率为65.883%。该问卷由13个因素构成，依据所包含项目的内容，分别命名为个人基本情况（S1）、就业基本素质（S2）、个人特质（S3）、个人特长（S4）、家庭状况（S5）、外语能力（S6）、实践能力（S7）、就业技能训练（S8）、就业期望（S9）、就业适应性（S10）、就业主动性（S11）、学习能力（S12）、学校因素（S13）13个因素。即就业力影响因素模型为S={S1，S2，S3，S4，S5，S6，S7，S8，S9，S10，S11，S12，S13}={个人基本情况，就业基本素质，个人特质，个人特长，家庭状况，外语能力，实践能力，就业技能训练，就业期望，就业适应性，就业主动性，学习能力，学校因素}。

2.信度检验。本研究以内部一致性信度（Cronbach α系数）来鉴定大学生就业力影响因素问卷的信度。结果见表4。

表4 大学生就业力影响因素问卷的内部一致性信度

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由表4可知，该问卷总的内部一致性信度为0.938，除了个人基本情况（S1）这个因子稍低外，其他因子均在0.7～0.9之间，表明该问卷的内部一致性信度比较高，作为大学生就业力影响因素的测量工具是稳定可信的。

3.效度检验。（1）内容效度是（content validity）反映测量工具内容的范围、广度和丰富性的适切程度，可作为外在推论的主要依据（张厚粲，2005）。本问卷的大学生就业力的理论构想是在查阅大量国内外相关文献资料的基础上，并结合人物访谈、开放式问卷结果的反映意见，使测试项目不局限于以往研究的内容，从而保证了问卷的项目能够反映当前大学毕业生的实际情况，提高测试内容的准确性。而且问卷经过预测、修订，保证了本问卷具有较高的内容效度。

（2）结构效度（construct validity）是指一个测量工具能够测得一个抽象概念或特质的程度。近年来，学术界通常经过检查测量工具是否存在合理、稳定的因素结构来验证其结构效度。从表5可以看出，13个因素之间绝大部分相关在0.3～0.5左右，因素与总分之间相关在0.536～0.699之间，相关系数达显著性水平，且各因素之间的相关明显低于因素与总分之间的相关，这表明本研究所编制的问卷具有较好的结构效度。

（3）验证性因素分析通过探索性因素得到的大学生就业力影响模型，可以进一步通过验证性因素分析确定模型与实际数据的拟合，从而检验理论模型的正确性。应用验证性因素分析评价模型的适合性时，主要考虑以下检验标准：①χ2检验，以考察理论模型与观察模型的拟合程度，适用于模型的解释力。一般以χ2/ df 作为替代性检验指数。公用的模型与数据的拟合标准χ2/ df的值小于3比较理想。②拟合指数，常用的拟合指标有“拟合良好性指标 GFI”“比较拟合指标 CFI”“增量拟合指数IFI”等。GFI、CFI、IFI 等拟合指标的数据值一般都局限于0～1之间，越接近1，表示理论模型越能说明原始数据之间的关系，模型的拟合程度越好；GFI、CFI、IFI 等指标>0.80，认为理论模型与数据拟合达到统计要求。此外，若 RMSEA 取值在0.05以下优良，在0.05～0.08之间良好。

四、讨论

1.大学生就业力影响因素问卷的编制本研究结果表明，所编制的大学生就业力影响因素问卷经过探索性及验证性因素分析表明心理测量学的结果值接近理想状态。研究中所使用的开放式问卷、访谈等方法较好地综合收集了可能的就业力影响因素，然后对编制问卷题目进行分析、讨论和修改，从而保证了问卷的内容效度。问卷的模型整体拟合良好，并且各个观测变量在潜变量上的载荷比较合理。

2.大学生就业力影响因素模型的建构大学生就业力影响因素分析完全以大学生的实际感受为根据，开放性收集所有可能的影响因素再进行分析。结果表明大学生就业力影响因素有13个维度，51个条目，分别是个人基本情况（性别、生源地、学历、专业），就业基本素质（性格、举止、品德、心理等），兴趣习惯（兴趣、习惯等），个人特长（文体等特长），家庭状况（父母职业、受教育水平、家庭关系等），外语能力（外语水平等），实践能力（参加科技、演讲等竞赛、担任学生干部等），就业技能训练（接受过就业课程训练、相关教师指导、参加模拟招聘活动等），就业期望（行业前景、符合个人兴趣、意向环境等），就业适应性（工作岗位、薪酬匹配等），就业主动性（投递简历、主动询问、耗费时间等），学习能力（专业成绩、毕业论文质量、奖学金获取等）、学校因素（学校声望、课程体系、教学方式等）。

参考文献：

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[8]马子媛，李春梅，张殿君.中学班主任胜任力问卷的编制.中国健康心理学杂志， 2012（20）.

篇(5)

在全社会提倡并建立生态消费模式是实现生态文明,发展循环经济进而建设资源节约型社会和环境友好型社会的必然要求。一般来说,在全社会建立生态消费模式应从企业的生产和居民的消费这两方面入手。对于企业,可以通过各种激励或惩罚的措施来引导其发展循环经济项目,采用环保节能技术。但企业不得不考虑这样做导致的成本的上升,从而影响其产品的市场竞争力,这就需要消费者的支持。因此,从根本上说企业在生产上追求循环经济的动力源泉是消费者,只有消费者愿意生态消费并肯支付由此而可能导致的溢价,并通过市场传递给企业,才能形成全社会生态消费的需求。城市居民作为重要的消费群体,其生态消费行为对于全社会生态消费模式的形成具有重要的意义。生态消费行为实际上包括两类行为。一是购买生态环保型商品的行为,二是消费过程中有利于环境和节约资源的行为。前者实际上还可以细分为两类行为,一是购买既有利于环境又有利于消费者自身安全和健康的生态环保型商品,如有机食品,称第一类生态环保型商品;二是购买仅有利于环境而对消费者自身安全和健康无影响的生态环保型商品,如由拥有减排处理技术的造纸厂生产的纸张,称第二类生态环保型商品。消费者购买第二类生态环保型商品的动机是从承担社会责任角度来考虑的,需要观念的支持,这也是建立生态消费模式的瓶颈所在。本文仅关注居民购买生态环保型商品的行为,并分别分析影响居民购买这两类生态环保型商品行为的因素。

1文献回顾

目前,国内对生态消费的理论与政策研究主要集中在以下三个方面:一是生态消费的合理内涵。这一方面的研究主要是阐明生态消费的概念、生态消费与相关概念如绿色消费、适度消费、可持续消费等的辨析。二是政府在推行生态消费模式中的作用,主要从宣传、法律法规、税收、补贴等方面要求政府给予重视[1]。三是城市生态消费体系的构建。李等[2]构建了扬州市的生态消费体系,并制订了居民生态消费的行动计划。在生态消费影响因素的实证研究方面,王建明等[3]通过对武汉市居民在消费时是否选择具有生态标识、包装可循环处理的商品的情况做了调查,认为性别、婚姻、年龄、就业状况等人口统计学特征对生态消费行为具有显著影响。更多的学者选择无公害或绿色食品作为研究居民生态消费行为的对象,认为消费者的年龄、收入等个体特征及对相关食品的认知程度直接影响消费者的购买行为[4]。崔春晓和宣亚南[5]对生态标识食品的研究则具体到无公害鸡蛋,得出的结论认为受教育程度、性别及对鸡蛋安全的关心程度对消费者生态标识鸡蛋的购买选择影响显著,而收入水平仅对无公害鸡蛋的购买行为影响显著,但有反向作用。国外的文献中鲜有生态消费的提法,而关于可持续消费的文献则浩如烟海。这说明国外将生态消费的合理内涵置于可持续消费的范畴之中。消费者生态消费的各种心理因素是国外实证研究中主要关注的内容之一[6~7],其次就是对消费者生态消费的态度以及生态消费的支付意愿的实证研究[8~9]。总之,国外对生态消费的研究趋向于数量分析和实证分析,而这正是国内研究目前最缺乏的。

2生态消费行为影响因素的理论分析

消费者购买生态环保型商品是一种生态消费行为,影响这一行为的因素有多种,大致可分为四类,即消费者对生态消费认知因素、生态消费政策因素、生态环保型商品特征因素以及消费者个人特征因素。

2•1生态消费认知因素

消费者对生态消费认知因素包括对生态消费的认知水平、从众影响以及对环保标识的信任水平三个方面。(1)对生态消费的认知水平。是指消费者对生态消费这一消费理念或消费模式的认知程度,即消费者对生态消费是否了解以及有多大程度的了解。(2)从众影响。是指消费者在购买生态环保型商品时是否受大众影响,即是否有别人购买我也买的从众心理。(3)对环保标识的信任水平。所谓环保标识,是一种贴在产品或其包装上的“证明性商标”,它表明该产品不仅质量合格,而且在生产、使用和处理处置过程中符合环境保护的相关要求。环保标识向消费者传递一个信息,告诉消费者哪些产品有益于环境,并引导消费者购买、使用这类产品。但是也有许多不法分子弄虚作假,伪造环保标志欺骗消费者,使得消费者对于商品的环保标识的真实性产生置疑。

2•2生态消费政策因素

生态消费模式的建立和推广在很大程度上需要政府对这种有利于生态文明的消费模式的宣传。政策宣传状况是反映生态消费政策的一个重要因素。

2•3生态环保型商品特征因素

生态环保型商品的特征因素有许多,其中一个很重要的因素就是生态环保型商品的质量状况。消费者购买生态环保型商品要支付一定幅度的超过普通商品价格的溢价,而该商品的质量或性能只有达到甚至超过普通的同类商品,这是消费者购买生态环保型商品的基本条件。

2•4消费者个人特征因素

消费者的个人特征包括年龄、性别、文化程度以及家庭月收入。(1)年龄。从理论上说,年龄对生态消费行为的影响的指向并不明确。消费者年龄越大,信息接受能力较差,对生态消费的认知程度可能较低,因而其选择生态消费的意愿可能越低;也有的消费者年龄越大,积累的经验越丰富,社会责任感更强,选择生态消费的意愿可能也更强。(2)性别。一般情况下,男性接受教育和与外界接触的机会要较女性多,男性风险承受能力、信息接受能力和决策能力要较女性强。因此,性别差异在消费者选择生态消费行为的意愿上会有所差异。(3)文化程度。通常情况下,文化程度越高,接受新事务和新知识的速度就越快,其视野也更为开阔,社会责任感也越强烈。因此,文化程度对于消费者选择生态消费行为的意愿会有所影响。(4)家庭月收入。一般来说,收入高的家庭,其家庭成员对价格较高的生态环保型商品的支付能力也高。但其是否有支付意愿还不能确定,但家庭月收入应该对消费者选择生态消费行为的意愿会有影响。

3实证模型、样本情况及变量设定

3•1实证模型

本文研究的是城市居民选择生态消费行为的意愿,其含义为消费者是否愿意购买生态环保型商品,包括愿意和不愿意两种情况。根据前面的理论分析,消费者选择购买生态环保型商品的意愿受以下四大类因素的影响:消费者对生态消费认知、生态消费政策、生态环保型商品特征以及消费者个人特征。在此,将它们之间的关系归纳为以下函数形式:居民选择生态消费行为的意愿=F(消费者对生态消费认知,生态消费政策,生态环保型商品特征,消费者个人特征)+随机扰动项本文以消费者是否愿意购买生态环保型商品作为因变量,即0-1型因变量(愿意参与,定义为y=1;不愿意参与,定义为y=0)。设y=1的概率为P,则y的分布函数为:f(y)=Py(1-P)1-y;y=0,1(1)本文采用二分量logistic模型,将因变量的取值限制在[0-1]范围内,并采用最大似然估计法对其回归参数进行估计。式(2)中,Pi是消费者愿意购买生态环保型商品的概率,i为消费者编号;βj表示影响因素的回归系数,j为影响因素编号;m表示影响因素的个数;Xij是自变量,表示第i个样本的第j种影响因素;α为常数项;u为误差项。#p#分页标题#e#

3•2样本情况

本文数据以调查问卷的形式通过实地调查得到,调查问卷共有16个问题。调查对象是黑龙江省哈尔滨市香坊区、南岗区、道理区和道外区的消费者,调查地点选择在百货商店、超市、建材市场。共发放问卷300份,最后回收有效问卷289份。

3•3变量设定

本文在调查消费者是否愿意购买生态环保型产品时,主要选择消费者对生态消费认知变量、生态消费政策变量、生态环保型商品特征变量以及消费者个人特征变量来考察。消费者对生态消费认知变量包括:对生态消费的认知水平、从众影响以及对环保标识的信任水平;生态消费政策变量包括:政策宣传状况;生态环保型商品特征变量包括:商品质量的质量程度;消费者个人特征变量包括:包括年龄、性别、文化程度、家庭月收入。模型变量说明见表1,各变量的统计学描述如表2和表3所示。

4实证分析结果与讨论

4•1模型运行结果

本文运用SPSS13•0统计软件对样本数据进行Logistic回归处理。首先将因变量Y1和所有自变量引入回归方程,对回归系数进行显著性检验,得到居民购买第一类生态环保型商品的回归模型,称模型一,结果如表4。然后将因变量Y2和所有自变量引入回归方程,对回归系数进行显著性检验,得到居民购买第二类生态环保型商品的回归模型,称模型二,结果如表5。

4•2讨论

表4中的Logisitc模型回归结果显示的是不同年龄、性别、文化程度和家庭月收入的城市居民购买第一类生态环保型商品的状况。统计结果表明消费者对生态消费的认知水平以及政策宣传状况在1%水平上显著;消费者对环保标识的信任水平在5%水平上显著;商品质量的可靠程度和文化程度在10%水平上显著;其他变量均不显著。表5中的Logisitc模型回归结果显示的是不同年龄、性别、文化程度和家庭月收入的城市居民购买第二类生态环保型商品的状况。统计结果表明消费者对生态消费的认知水平以及政策宣传状况在1%水平上显著;消费者对环保标识的信任水平、商品质量的可靠程度在5%水平上显著;性别在10%水平上显著;其他变量均不显著。

(1)消费者对生态消费的认知水平。从表4和表5显示的回归结果看,消费者生态消费的认知水平对其购买两类生态环保型商品都具有积极作用。对生态消费了解程度越高的消费者,越倾向于购买两类生态环保型商品。模型一消费者对生态消费认知水平的Exp(B)值高于模型二,说明认知水平对消费者购买第一类生态环保型商品的作用高于第二类生态环保型商品。消费者对生态消费的了解程度直接影响到消费者对生态环保型商品的理解和判断,决定了他们对生态环保型商品的价值的评判和消费态度,进而影响他们的购买行为。

(2)消费者对环保表示的信任水平。从表4和表5显示的回归结果看,消费者对环保标识的信任水平对其购买两类生态环保型商品都具有积极作用。对环保标识信任水平程度越高的消费者,越倾向于购买两类生态环保型商品。模型一消费者对环保标识信任水平的Exp(B)值高于模型二,说明信任水平对消费者购买第一类生态环保型商品的作用高于第二类生态环保型商品。不难理解,如果消费者对环保标识不信任,他们就不会去购买生态环保型商品。

(3)政策宣传状况。从表4和表5显示的回归结果看,政策宣传状况对消费者购买两类生态环保型商品都具有积极作用。而且在两个模型中该变量的Exp(B)值都较高,说明政府对生态消费的宣传在很大程度上决定了消费者是否购买生态环保型商品。

(4)商品质量的可靠程度。该变量在两个模型中都显著,但在模型二中更显著一些。商品质量的可靠程度对消费者购买两类生态环保型商品都具有积极作用。生态环保型商品的质量和性能的可靠性也在很大程度上影响着消费者对它的购买。

(5)从众影响。模型一的结果显示从众心理和行为对消费者购买第一类生态环保型商品的影响为负方向,说明消费者在购买第一类生态环保型商品时并不从众。模型二的结果从众心理和行为对消费者购买第一类生态环保型商品的影响为正方向,说明消费者在购买第二类生态环保型商品时从众。但是,从众影响两个模型中都不显著。

(6)性别。从表4和表5显示的回归结果看,性别对于消费者购买第二类生态环保型商品影响显著,而对购买第一类生态环保型商品的影响不显著。说明男性比女性更倾向于购买第二类生态环保型商品。但对于第一类生态环保型商品,虽然也是男性比女性更倾向于购买,但影响并不显著。

(7)文化程度。从表4和表5显示的回归结果看,文化程度对于消费者购买第一类生态环保型商品影响显著,而对购买第二类生态环保型商品的影响不显著。说明文化程度高的消费者更倾向于购买第一类生态环保型商品。但对于第二类生态环保型商品,文化程度的影响却是负方向的,不过,影响不显著。

(8)年龄。正如前文所分析,年龄的影响并不明确。从表4和表5显示的回归结果看,年龄的影响为负方向,说明年轻人购买生态环保型商品的倾向更高一些,但是影响不显著。

(9)家庭月收入。从以往相类似的实证研究看,收入水平对消费行为有比较明显的影响。表4和表5的规划结果显示,收入水平对消费者是否购买两类生态环保型商品的影响很小,而且对购买第二类生态环保型商品的影响呈负方向作用。造成这种结果的原因可能是被调查者以中等收入水平为主,而且消费者对生态消费认知水平普遍较低。

5结论与政策启示

本文以黑龙江省哈尔滨市居民为例,利用289个样本数据,通过分别建立居民购买对环境和自身都有利的生态环保型商品和对环境有利而对自身无影响的生态环保型商品的回归模型,分析了影响城市居民生态消费行为的主要因素。结果表明,居民对生态消费的认知水平、对环保标识的信任水平、政策宣传状况、商品质量的可靠程度对居民购买两类生态环保型商品都有显著影响,而且为正方向影响。性别和文化程度分别是居民购买第二类生态环保型商品和第一类生态环保型商品的比较显著的人口统计学影响因素。根据以上结论,可以采取以下措施,提高居民对两类生态环保型商品的有效消费水平,促进居民生态消费模式的建立。

篇(6)

关键词：电子政务；公众满意；绩效测评

中图分类号：F407．6

文献标识码： A

文章编号：1000-176X(2006)05-0055-08

一、问题的提出

随着中国电子政务的逐步成熟和发展，相关理论研究也由定性研究向定量研究发展，即开始注重电子政务的绩效测评。由此，一系列电子政务测评报告(指标)相继出台。其中，比较有代表性的包括：中国地级市电子政务研究报告、中国互联网络信息资源数量调查报告、中国政府行业信息化建设及IT应用趋势报告、联合国e―Readiness报告等。这些报告大多周期性，持续进行电子政务的测评活动，滚动电子政务测评的结果，并且可以在国内各级政府、各部门或各国间的电子政务进行比较。这些测评可以随时间的推移追踪绩效，从而有助于改进电子政务工作。

但是，上述这些研究中，尽管指标设计比较全面，包含了与电子政务相关的几乎所有因素(其中也包括公众因素，比如信息公开程度等)，但仍然没有突出以公众为中心，在统计方法上也主要以描述性统计为主。在电子政务的工作中，诸如“完善服务规范，落实对客户的服务承诺”等类似的口号很多，但是，大多都是站在政府的角度看问题。世界著名的默门顿研究集团2004年对欧洲8国进行的《网络影响2004》调查表明，78％的受访者认为提高“公众满意度”是仅次于“提高政府部门效率”的电子政务的第二大目标。相反，我国政府门户网站所进行的许多网上调查都是从政府的角度出发来设计问卷，而对于针对用户的整体电子化服务中，用户最关心哪些因素，最不满意哪些问题，却并不清楚。这样，在真正体现电子政务为公众服务的时候，就等于无的放矢。

电子政务重在政务，更为重要的是借助信息技术转变政府职能，树立以“公共服务为核心，以顾客需求为主导”的新理念，真正实现基于互联网的政府。在市场经济中，公众就是政府的顾客，因此借助顾客关系管理理念引导电子政务发展，为政府提供分析公众行为、了解公众需求的工具，有助于公众与政府之间个性化关系的培养，使政府可以根据不同的情况设计和选择提供服务的具体方式和服务内容，为公众创造良好的服务体验。电子政务必须根据公众的需要量身裁制。许多电子政务项目失败的原因就在于以政府部门的使用和管理方便来构建电子政务系统。

政府工作的质量归根结底取决于公众的满意。因此，本文拟对电子政务公众满意度的影响因素进行考量。公众满意度是顾客满意度测评指标体系在公共管理领域的具体应用。美国质量协会、密西根大学和Foresee公司已经建立起了电子政务满意度季度报告。顾客满意度指数作为一种成熟的、科学的、定量的测量顾客满意与否的方法，它在政府层次上的运用，可以有效地考量公众目前对电子政务的态度以及将来的期望，以用来评价政府工作质量的好与坏。

二、电子政务公众满意度模型的构建

(一)顾客满意度模型

1．美国顾客满意度模型(ACSI：AmericanCustomerSatisfactionlndex)

目前，ACSI是影响最大的顾客满意指数，很多国家，如韩国、马来西亚的顾客满意指数就是在ACSI的指导下建立的。ACSI的测评模型也被认为是顾客满意领域内应用最广泛的模型之一，其关于顾客满意过程的因果关系理论被其他许多顾客满意指数所引用。根据美国ASCI的解释，美国顾客满意度模型的内容如图1所示：

在上述模型中，共包括6个结构变量。模型中的结构变量之间的连线表明它们之间存在的因果关系。其中，感知质量、顾客预期为前提变量(或称外生变量)，感知价值、顾客满意、顾客抱怨和顾客忠诚为结果变量(或称内生变量)。两个前提变量和四个结果变量之间存在着复杂的相关关系。根据该结构方程式模型(SEM：StructuralEquationModels)，可以建立一个可检验的、由多元方程组成的经济计量模型。根据方程的变量，输入被访问者给出的分数就可以计算出每一个地区、企业和部门的顾客满意度得分。

2．模型的修正

各国在顾客满意度指数模型的使用过程中，都或多或少地对上述模型进行了修正和补充。这些调整主要体现在模型结构变量的选取上。马来西亚顾客满意度指数模型中，取消了“顾客预期”与“感知质量”之间的相关关系，并且把“顾客抱怨”改为“感知形象”。瑞士顾客满意指数(SWICS)的模型中增加了“顾客倾向”(CustomerOrientation)和“顾客交流”(CustomerDialogue)两个结构变量。欧洲顾客满意指数中则取消了ASCI模型中的“顾客抱怨”这一变量，而是增加了“公司形象”这一自变量，并认为“公司形象”对“顾客预期”会产生影响。我国的一些学者在研究中国顾客满意度指数时，也进行了修正。张新安等将“顾客抱怨”改为“企业声誉”。修正的目的都在于使顾客满意度指数模型更适合某一国家、地区、行业或者部门的研究。

3．顾客满意度指数的其他构建方法

关于顾客满意度指数(或者衡量体系)的构建，还有另外一类常用的研究模型。这些研究模型主要通过定性调研的方法，确定公司的服务(或产品)中的哪些属性对于用户来说是最重要的。然后，把这些属性确定为该服务(或产品)的影响因素来构建顾客满意度分析模型。随后，针对这些影响因素设计问卷，根据影响因素(属性)的重要程度设置权重，最后对调查数据进行加权平均或其他算法(比如模糊算法)，从而得到顾客满意度的最后结果，并可对各影响因素(属性)进行分析。比如Naumann和Ciel、Hill和Alexander、Mihelis等、中国标准化协会等用的都是这种方法。

这种方法在实施中相对比较简便，而且对于数据分析的要求不多，比较适合一些小型企业或者产品，以及一些精确度要求不是很高的应用当中。但从整体上看，仍然存在着如下问题：其一，模型假设不科学。首先，各影响因素的提出基于经验；其次，没有检验各影响因素与顾客满意度之间的相关和回归关系。其二，对数据的统计分析仍显简单，基本上局限于描述性统计阶段。

(二)电子政务公众满意度模型的提出

1．模型的提出

政府公共管理活动与企业经营活动不同，再加上我国政府公共管理体制决定了电子政务用户的现状以及用户的使用行为，所以，不能完全照搬用于企业分析的顾客满意度模型。否则，可能会造成构建出的电子政务公众满意度代表性不强，缺乏必要的指导意义。

电子政务公众满意度模型主要从公众的角度出发。电子政务中的一些其他重要内容，比如政府部门间公文的传递等，不在考虑之列，因为它们对于用户来说只是一个黑箱，用户并不需要也没有必要知道黑箱内是如何运作的。但是，换一个角度看，电子政务公众满意度也可以在一定程度上反映该问

题。也就是说，如果黑箱的效率高，公众的满意度自然就高。

根据上述分析，本文提出如下考量电子政务公众满意的结构方程式模型：

2．模型的论证和说明

公众满意度评价指标包括公众预期、感知质量、信息、互动性四个独立变量和公众满意、政府形象、公众忠诚三个依变量组成。下面，将对上述各变量进行论述和说明。

(1)公众预期。“公众预期”是几乎所有研究公众(顾客)满意度的文献中都采用的评价指标。根据Grigoroudis等人的观点，公众满意主要是指公众对过去经历的一个良好的体验。因此，公众预期对于公众满意度有着非常重要的影响。在电子政务出现之前，公众以及企业或多或少都有与政府打交道的体验。这种体验将决定公众对于电子政务的预期。

假设1 公众的预期越高，电子政务公众满意度越高

(2)感知质量。这一指标的目的在于衡量电子政务的政务功能。电子政务的核心就在于把政府服务以电子化的方式传递给公众和企业，因此，该指标主要表示公众在使用电子政务所提供的产品(主要是信息)和服务(网上办公)的过程中以及过程后其感受到的感觉。“感知质量”也是一个在评价公众(顾客)满意度中常用的、行之有效的指标。

假设2 公众感知的质量越高，电子政务公众满意度越高

(3)信息。目的在于调查政府的透明度。主要表示电子政务内容服务的质量。目前我国的公共析。比如Naumann和Ciel、Hill和Alexander、Mihelis等、中国标准化协会等用的都是这种方法。

这种方法在实施中相对比较简便，而且对于数据分析的要求不多，比较适合一些小型企业或者产品，以及一些精确度要求不是很高的应用当中。但从整体上看，仍然存在着如下问题：其一，模型假设不科学。首先，各影响因素的提出基于经验；其次，没有检验各影响因素与顾客满意度之间的相关和回归关系。其二，对数据的统计分析仍显简单，基本上局限于描述性统计阶段。

(二)电子政务公众满意度模型的提出

1．模型的提出

政府公共管理活动与企业经营活动不同，再加上我国政府公共管理体制决定了电子政务用户的现状以及用户的使用行为，所以，不能完全照搬用于企业分析的顾客满意度模型。否则，可能会造成构建出的电子政务公众满意度代表性不强，缺乏必要的指导意义。

电子政务公众满意度模型主要从公众的角度出发。电子政务中的一些其他重要内容，比如政府部门间公文的传递等，不在考虑之列，因为它们对于用户来说只是一个黑箱，用户并不需要也没有必要知道黑箱内是如何运作的。但是，换一个角度看，电子政务公众满意度也可以在一定程度上反映该问题。也就是说，如果黑箱的效率高，公众的满意度自然就高。

根据上述分析，本文提出如下考量电子政务公众满意的结构方程式模型：

2．模型的论证和说明

公众满意度评价指标包括公众预期、感知质量、信息、互动性四个独立变量和公众满意、政府形象、公众忠诚三个依变量组成。下面，将对上述各变量进行论述和说明。

(1)公众预期。“公众预期”是几乎所有研究公众(顾客)满意度的文献中都采用的评价指标。根据Grigoroudis等人的观点，公众满意主要是指公众对过去经历的一个良好的体验。因此，公众预期对于公众满意度有着非常重要的影响。在电子政务出现之前，公众以及企业或多或少都有与政府打交道的体验。这种体验将决定公众对于电子政务的预期。

假设1 公众的预期越高，电子政务公众满意度越高

(2)感知质量。这一指标的目的在于衡量电子政务的政务功能。电子政务的核心就在于把政府服务以电子化的方式传递给公众和企业，因此，该指标主要表示公众在使用电子政务所提供的产品(主要是信息)和服务(网上办公)的过程中以及过程后其感受到的感觉。“感知质量”也是一个在评价公众(顾客)满意度中常用的、行之有效的指标。

假设2 公众感知的质量越高，电子政务公众满意度越高

(3)信息。目的在于调查政府的透明度。主要表示电子政务内容服务的质量。目前我国的公共管理体制改革还远未成熟，关于政府信息的公开制度还不完全规范。模型中应该增加考虑信息因素对顾客满意水平的影响，即考虑政府信息的透明度、及时性等因素。事实上，信息作为一个变量在我国顾客满意度模型中的应用已经得到了证实”。

假设3 政府信息的透明度越高，更新越及时，电子政务公众满意度越高

(4)互动性。目的在于考虑政府与公众和企业间的沟通与反馈。主要用于衡量政府观念的转变，是否由“管理型政府”向“服务性政府”转变。电子政务是借助于信息技术转变政府的工作方式。建立在互动基础之上的电子政务，不仅可以提高政府的效率和服务质量，降低服务成本，还可以改善政府与公众、企业之间的关系，促进民主社会和法治社会的建立。

假设4 互动性越强，电子政务公众满意度越高

(5)公众满意。主要表示公众在将对电子政务的预期与实际的感觉比较后而产生的感觉。

假设5 公众越满意，电子政务公众满意度越高

(6)政府形象。主要表示公众在使用电子政务后对政府的看法。感觉好，抱怨就少。在欧洲顾客满意度模型中就采用了形象(imase)作为一个结构变量，并用于表示顾客对某一品牌的感知。政府形象主要通过网上监督体现出来。政府有关部门对公众在网上的监督、投诉、检举等进行直接受理，是“阳光政府”、“透明化办公”的重要体现。

假设6 政府形象越好，电子政务公众满意度越高

(7)公众忠诚。主要表示公众重复使用电子政务的情况。这是在感受到电子政务的质量后而显示出来的行为。

假设7 公众越忠诚，电子政务公众满意度越高

(8)在本模型中，去掉了常用的“感知价值”这一常用变量。其原因在于， “感知价值”主要用于衡量顾客对企业提供的产品或服务的价格的感知。而电子政务与企业不同，它不以盈利为目的，无法用产品或者服务的价格进行衡量，也无此必要。

(三)研究变量的衡量与问卷设计

上述结构方程式模型中的结构变量难以直接进行测量。因此，公众满意度测评的另一个关键是根据上述公众满意度指标体系，将测评目的转化为问卷上的问题，然后通过向公众发放反映测评指标内容的调查问卷来获取与各指标相关的原始数据。

公众满意度测评指标体系是一个多指标的结构，运用层次化结构设定测评指标，从而清晰地表述公众满意度测评指标体系的内涵。每一层次的测评指标都是由上一层测评指标展开的，而上一层次的测评指标则是通过下一层的测评指标的测评结果反映出来的，其中“电子政务公众满意度指数”是总的测评目标，为一级指标；电子政务公众满意度模型中的公众期望、感知质量、信息、互动性、公众满意、政府形象和公众忠诚等七大要素作为二级指标。根据电子政务的特点，将七大要素(二级指标)展开为具体的三级指标，具体见表2。三级指标实际上就是调查问卷上的问题。本文的三级指标

设计参考了大量与电子政务调查以及顾客满意度调查相关的调查问卷。

(四)量表的选用

公众满意度测评的本质是一个定量分析的过程，即用数字去反映顾客对测量对象的属性的态度，因此需要对测评指标进行量化，即所谓的“量表”。由于数字型量表可以表达强度等级，因此非常适于满意度调查。从统计的观点看，量表的级数越多，就可以获得较大数目的答案类别。有了5个以上的级数，收集的答案会开始接近正态分布，可以用作更严谨的参数统计试验。但是，如果级数过多，公众在回答问卷时会耗费很多的时间，也会感到厌烦。一般而言，5分制已经足够容纳比较广泛的公众意见，而且比较容易为人们所接受。因此本文将采用5级李克量表。

三、电子政务公众满意度的实证研究：以辽宁为例

(一)研究对象的确定与样本的选择

本文电子政务公众满意度测评实证研究计划针对辽宁省政府门户网站(www．ln．gov．cn)的。原因在于，随着辽宁省老工业基地改造的不断深入发展，政府职能也需要相应转变。政府要真正发挥作用，就必须以公众满意为考量。此外，辽宁省政府网站通常下属数十个地市级网站。这些网站能够充分反映辽宁省各地区、各部门之间的差异性，能够比较充分反映辽宁省的经济、政治和文化等地区状况。

关于样本数量的选择，Bagozzi和Yi认为使用LISREL进行分析时，样本数量最少必须超过50；Hair等人认为用最大概似法估计时，样本数大于100是最起码的要求，样本数400以下则为较佳的选择。Marsh和Haut也认为在运用小样本进行结构方程式模型计算时，应当审慎小心。他们认为如果在结构方程式模型中以小样本进行分析，经常出现无法得到完全解(completelypropersolu―tion)的情况。但陈顺宇认为，如果样本数太大则卡方检验容易被拒绝。因此，本研究拟以200份左右的有效问卷为取样的依据。

本调查实际在沈阳、大连、辽阳和鞍山发放调查问卷800份，回收276份，其中有效问卷198份。因此，选择这198份调查问卷用于样本分析。

(二)数据分析方法：以结构方程式模型为基础

根据本文提出的结构方程式模型，采用“线性结构关系”软件(LISREL：LinearStructuralRela―tion)。LISREL可以探讨变量间的线性关系，并可以对可观测变量与潜在变量之间的因果关系进行假设检验。MSREL结合了传统统计学领域中的因素分析和通径分析，并且加入经济计量学的联立方程式(simultaneousequationmodel)，可以同时求解多因素、多因果通径(CasualPath)。对于互为因果的径向关系(Non―recursiveModel)和不可观测变量(latentvariables)的衡量问题均可获得解决。

四、数据分析

(一)样本的人口统计信息

被调查者的性别、年龄、地域的分布情况如下所示：

(二)Cmnbachsct的内部一致性信度分析

在进一步探求因果关系之前，先确定各因素的内部一致性信度是否达到可接受的水平。

Cronbach所建立的a值是常用的内部一致性信度分析工具，本研究亦采用之。验证其内部一致性，亚取a值大于0．60者。分析结果见表2。从表2中可见，从各因子的Cronbach'sa系数来看，整个调查问卷中各间项的Cronbach'sa系数均大于0．83，说明各因子的信度均在可接受范围之内，内部一致性很好。

(三)效度检验

在效度检验中，本文采用内容效度和构建效度来对问卷及各因子组成项目进行衡量。结果表明，两种效度分析均能起到较好的解释作用。

先看内容效度。本研究的问卷项目是在整理文献的基础上，采用大多数学者曾经使用过的量表及衡量项目(试卷问题)，再经过预试修正所得。因此，在衡量工具的内容效度上，应可以符合其要求。

关于构建效度，可以利用因子分析进行验证。本文因子分析的KMO(Kaiser―Meyer―Olkin)和Bartlett检验结果如表3所示。Kaiser―Meyer―OlkinMeasureofSampling Adequacy是用于比较观测相关系数值与偏相关系数值的一个指标，其值愈逼近1，表明对这些变量进行因子分析的效果愈好。今KMO值：0．875，说明样本充足度高，根据Kasier等给出的标准，适合作因子分析。Bartlett球度检验给出的相伴概率为0．000，小于显著性水平0．05，因此拒绝Bartlett球度检验的零假设，认为本问卷及其各因子组成项目的构建效度好，故考虑进行因子分析。

(五)径向系数检验

通过利用HSEREL软件进行的通径分析结果表明，除了r11(=0．07)之外，其余各项均在统计上达到P

五、建议和进一步研究

(一)建议

从分析结果上看，假设2至假设7均得到验证。说明感知质量、互动性、信息对于提高公众满意度有很大的重要性。政府为了获得更多的公众认可和接受，应当加强政府网站的网上办公功能，提供更多的便民服务，提高电子政务网站的接人／浏览速度和有效链接率，使政府网站的信息更加充实、实用，努力改善公开和透明度，确保政府信息更新及时、准确，认真回复公众和企业通过“网上民意调查、市长信箱”提出，做到政府网站的网上咨询、网上查询栏目更加方便、有效。同时，分析结果还说明，如果公众满意，政府形象就会提高，公众忠诚就会增加，而政府形象的提高也会进一步增加公众的忠诚。

但是，假设1经检验没有得到验证，说明公众预期对于公众满意度没有多大的影响。其原因可能在于，中国政府在公众心目中的地位一直较高，政府的信任度也一直较高。不论政府采取何种形式提供公众服务，公众都是信任并愿意接受的。

(二)进一步研究

1．研究限制

本文也存在着一定的研究限制。即中国辽宁网站上包含众多下属政府分支机构，被调查者通常只与其中的部分政府部门打交道，因此，无法代表中国辽宁网站的整体情况。此外，没有考虑对外经济服务这一方面的公众。对外经济服务包括招商信息、旅游信息等。其主要面向对象为外商和外地游客。所以由于调查的困难而没有取样。

2．模型修正

电子政务是一个不断发展的过程。影响电子政务公众满意度的因素还有很多，比如技术创新因素、公众信任因素等等。因此，未来研究可考虑纳入更多指标，建构更加完整的模式，来探讨它们之间的关系，以便更好地掌握对电子政务的影响。

篇(7)

关键词 农户；经营行为；农村生态环境；两型社会

中图分类号 F323.22：X321 文献标识码 A

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

着两型社会建设进程的加快，人们在不断关心城市生态环境问题的同时，也意识到农村生态环境问题的重要性与紧迫性，于是也引起了学者们的广泛关注。侯俊东等［1］采用实证研究发现农户将农村生态环境问题的表现形式归为农业面源污染、农村水质污染、空气噪音污染、生活垃圾污染、工业转嫁污染五类。基于这些研究成果，也有学者开始探讨农村环境问题形成机制。研究发现，除了城市污染转移是外来因素，乡镇工业污染是以企业为基本单位产生之外，以上所提到的大部分农村生态环境问题都或多或少的与农户的经济行为有关［2］。为此，从农户的经营行为动机出发，分析影响农户经济行为的主要因素及其对生态环境的影响已成为热点问题［3］。农户作为农村生产中最基本的微观经济单位，其生产经营行为关系到生产资源的合理利用与配置，影响到农村的生态系统保护与整个农村的可持续发展［4］。Hu［5］指出农户不合理的经济活动与生态环境恶化有着直接的、必然的联系。传统农村经济中，以传统农业为主，生产力低下。农户在选择生产项目和生产规模时，主要考虑的是是否满足自身需要。而且，重经验轻技术，生产中多采用精耕细作的方式，肥料多以有机肥料为主，因而生产经营中造成的污染较少，生态系统保护较好。但在全国范围内开始实行为基础的农业生产经营模式以来，农产品市场化和农业现代化得到进一步发展，农户生产经营目标逐渐变化为利润最大化目标，农户生产经营方式也转变为现代集约生产类型，这种生产经营方式的转型加上我国特有的农户生产禀赋构成了我国现阶段特有的农户生产经营形态。可见，农户生产经营行为同农村生态环境质量已经到了息息相关的地步。因此，从农户入手，研究并优化我国农户生产经营行为模式对保护和改善农村生态环境，促进两型社会及新农村建设具有重要的价值。在此背景下，本研究主要利用一般计量模型建构了农户生产经营行为影响农村生态环境及其五种表现形式（即农业面源污染、农村水质污染、空气噪音污染、生活垃圾污染、工业转嫁污染）的数理模型，并利用微观调查数据检验分析，给出合理政策建议。

1 文献评述

农村生态环境已经受到了广泛关注，但更多的是以农业污染作为研究对象。而且，在此领域的研究，国内外学者大多从工程技术措施、理论角度、经济管理措施及相关政策法规的角度探讨如何防止农业污染，而对导致农业污染的原因分析不足，也没有充分认识到农户是防治农业污染的主体［6］ 。

近年来，学者们也开始研究农户经营行为对农村生态环境的影响，如陈利顶、马岩［3］从理论上探讨了农户的经营行为以及对生态环境的影响。李海鹏［4］研究了农户农业生产行为的面源污染效应。宋建辉［6］深入分析了河北省农户经营行为与农业污染的关系及防治农业污染的对策。赫晓霞、栾胜基［7］通过观察和访谈的方式了解了农民在不同的行为方式下的所面临的农村环境问题。邱长溶、郝爱民［8］分析指出建设节约型农业的关键是优化农户的生产经营行为。洪音［9］以土地沙漠化发生的三个典型区域类型为例，采用环境社会学的研究方法，对农户的生态经济行为进行了调查，揭示了农户生态经济行为与保护生态环境的矛盾。这些研究大多以定性分析为主，在进行计量分析时，大多是以农业污染作为生态环境的主要构成部分。虽然，农业污染是农村生态环境的主要问题，但是着新农村建设以及农村工业化的发展，非农业所造成的生态环境问题也与日俱增。为此，本研究以两型社会建设为背景，依托侯俊东等［1］实证研究得到的农村生态环境问题的五种表现形式，深入揭示农户经营行为对农村生态环境的影响，以拓展农村生态环境的研究体系。

2 研究方法

2.1 变量选取与模型构建

农户经营行为是指为了满足自身物质需要或精神需要，个体或群体在特定的社会环境中对农产品价格和生产要素价格变动做出的农业投入与管理的反应或决策，主要包括农户生产投资行为、消费行为、择业行为和储蓄行为等［10-11］。在此定义基础上，学者们通常认为应从农户的角度把农户经营行为的影响因素分为内、外部影响因素。进而，通过访谈发现，农户的经营行为始终受到传统文化的熏陶，对土地有强烈的依赖关系，一般将土地作为生活的重要保障。再加上，农户处在社会较低阶层，其行为的选择往往被迫表现出一定程度的妥协性，农户总是在现有的社会、经济等外部条件的约束下来确定自己的经营目标和实现该目标所采取得手段。于是，受利益驱使，一般会通过经营行为，追求短期的增产，忽略对生态环境的长期影响。基于此，本研究将选取表1所示变量来衡量农户的生产经营行为。

将农业面源污染、农村水质污染、空气噪音污染、生活垃圾污染、工业转嫁污染五个方面的农村生态环境问题表现（分别用Y1、Y2、Y3、Y4、Y5表示）及农村生态环境总体状况（Y）作为衡量农村生态环境的指标，参考已有的研究方法，采用一般线性模型来分析农户经营行为对生态环境环境及其具体表现的效应。模型的一般形式：

y=α+β1x1+β2x2+…+βpxp+ε(1)

其中：y表示农村生态环境变量，Xi（i=1,2，…,p）表示农户生产经营行为变量，ε表示机扰动项。

2.2 数据来源

基于方便回收的考虑，采用实地调查法。为了使调查

地点具有代表性，课题组在地点选择上采取了分层抽样方法，共选择了8个城市，如表2。

进而，根据问卷调查便利性，以及抽取城市的地形、通达性、土地类型和经济水平4个类型选取的现实情况，选取了新洲等8县市的22个村作为调查村，对村里的农户再进行抽样调查，共发放700份问卷，回收有效问卷650份，基本信息如表3。

3 研究结果

首先通过对问卷调查得到的数据标准化并对自变量与因变量进行相关分析，结果表明各变量间存在一定程度的相关，但所有变量的方差膨胀因子（VIF）介于1.033至1.558之间，明显小于2.5，故不会导致多重共线性。进而将分析农户生产经营行为对农村生态环境影响。

不同农户本身可能存在一定的差异，为了规避这一差异，故在运用多元线性回归时，将农户人口统计学变量作为控制变量。利用SPSS软件对其进行回归，得到结果如表4所示：

从整体上看，模型2、4、6、8、10、12通过显著性检验（p

（1）劳动力投入行为。

在两型社会建设中，农户的性别、年龄、家庭常住人口、收入来源、家庭人均收入等农户人口统计学变量对农村生态环境总体、农村水质污染、空气污染、工业转嫁污染的影响不显著；大部分变量对农业面源污染、生活垃圾污染的影响也不显著，这与侯俊东等［1］实证结论一致。不过，研究还发现收入来源、家庭人均收入对农业面源污染有显著的负面影响（β=-0.242，Sig.=0000；β=-0160，Sig.=0000），这说明农户越是依赖农业，收入就越低，农业面源就越高；家庭常住人口对生活垃圾污染有显著的正面影响（β=0089，Sig.=0018），家庭人均收入对生活垃圾污染有显著的负面影响（β=-0.106，Sig.=00009），这说明家庭常住人口越多，产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）农户文化程度。

农户的文化程度对生态环境总体有显著的正面影响（β=0105，Sig.=0015），并且对农业面源污染、农村水

质污染、空气噪音污染、生活垃圾污染和工业转嫁污染均有显著影响（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，他们越能意识和认识到农村生态环境污染问题。

（3）经营规模。

农户经营规模主要由农户耕种的土地面积指标来体现，经分析发现，农户经营规模除对农业面源污染有正面影响外（β=0111，Sig.=0006）；对生态环境总体、农村水质污染、空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染均没有显著影响。

（4）农业投资行为。

农户的农业投资行为主要体现在农产品自用比例指标上，自用比例越低，则农业投资力度越大。以上统计分析结果显示，农户的农业投资行为对生态环境总体、空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染均无显著影响，而对农业面源污染、农村水质污染有显著的负面影响（β=-0135，Sig.=0001；β=-0098，Sig.=0016），即农业投资力度越大，为了提高产量而造成农业面源污染及农村水质污染的情况就会越严重。

（5）经营组织行为。

农户的经营组织行为主要由有机肥施用情况、有机肥每亩平均施用量以及参加农业技术培训情况三个指标来体现。从总体上来看，有机肥施用情况、有机肥每亩平均施用量以及参加农业技术培训情况均对生态环境没有显著影响。从个别指标来看，有机肥施用情况对农业面源污染、生活垃圾污染（β=0125，Sig.=0002；β=0088，Sig.=0029）有显著的正面影响，而对农村水质污染、空气噪音污染以及工业转嫁污染没有显著影响，这说明不施用有机肥会造成农业面源污染，且这些没有施用的有机肥也加剧了生活垃圾污染；有机肥每亩平均施用量对农业面源污染和农村水质污染有显著的负面影响（β=-0159，Sig.=0000；β=-0085，Sig.=0036），而对空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染均没有显著影响，这说明有机肥使用越多，农业面源污染及农村水质污染情况也就弱；参加农业技术培训情况则对农业面源污染和农村水质污染具有显著的正面影响（β=0076，Sig.=0058；β=0121，Sig.=0003），而对空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染则没有显著影响，这说明参加农业技术培训会降低农业面源污染和水质污染。

（6）农户环境关注度。

通过分析发现，农户环境关注度对生态环境总体、农业面源污染和农村水质污染均有显著的正面影响（β=0138，Sig.=0001；β=0115，Sig.=0003；β=0073，Sig.=0063），对空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染则没有显著影响。

4 结论与启示

基于调研数据以及构建的模型，通过农户生产经营行为对农村生态环境影响的实证分析，得到如下结论与启示：

（1）农村生态环境污染有很大一部分是在农户生产过程中产生的，农户生产目标、行为特征等内部因素以及市场机制、政策环境等外部因素均会对农户生产行为产生影响，作用于外在环境，最终导致环境恶化。然而，实证结果表明，除农户文化程度及对环境的关注程度对农村生态环境有着显著的关系外，农户经营行为的其它变量与其对农村总体的生态环境状况感知之间并不存在显著的关系。显然，现实与理论间存在明显的矛盾，这可能是由于在两型社会建设的初期，农户对其长期从事的农业经营行为会造成污染的认识并没有得到改变。为此，政府、非营利组织，乃至于市场都应该加大宣传力度，培养农户的生态意识。

（2）农村生态环境自然资源的自主经营权在农户，在现有利用模式和政策下，良好的农业生态系统对周边环境维护提供了大量环境功能，却无法对农户产生经济利益，在利润最大化目标驱动下，农户在生产中主要考虑自身经济利益而忽略对生态环境的污染效应。

（3）在生产经营过程中，农户的劳动力投入行为、文化程度、经营规模、投资行为以及经营组织行为对农村生态环境中的农业面源污染及农村水质污染影响较大，这进而说明农户在生产经营过程中应当注意自身在追求经济利益过程中，也要密切关注自身行为对外部环境的影响，产生的负外部性最终还是需要大众来买单。

（4）在保障农产品安全的前提下，保持恰当的农产品自给率，可以减轻过量施肥或者其他过度的生产经营行为对农村生态环境的压力。同时，发展生态农业也是控制农村生态环境污染较为理想的经济方式。生态农业的应用与推广，有助于提高农业生产效率和增加农民收入，有利于全面提升农业生产的现代化技术水平，有利于污染的有效控制。另外，在农业生产过程中，加强宣传教育，提高农业生产者素质是有利于改善农村生态环境的，且推进农业生产的规模化经营同样有利于控制污染。调整农业技术培训和推广的方向，使农民获得更多的合理施肥信息，加强农民专业组织的建设。

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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