時間：2023-08-27 15:17:05
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【關鍵詞】父親；教養投入；幼兒
【中圖分類號】G616 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-4604（2016）09-0045-5
在中國傳統文化背景下，“男主外，女主內”通常是一般家庭的角色分工模式，因此，養育孩子更多地被看成是母親的事，大多數父親習慣做“甩手掌柜”。但隨著社會的變遷，越來越多的女性走出了家門，走上了工作崗位，于是，要求父親更多地參與到孩子的教養中來的呼聲日漸大起來。父親對孩子的成長具有獨特的影響?！?〕在某些行為特質上，父親的影響甚至要大于母親?！?〕例如，父親能夠影響孩子的社會性發展、認知發展和學業成就，〔3〕對孩子性別意識的形成也具有重要影響。父親參與的缺失，不僅可能會影響孩子性別意識的發展，還可能導致孩子交往能力的欠缺，甚至出現行為?！?〕因此，對于父親的教養投入展開研究十分必要。那么，父親的教養投入現狀如何？父親教養投入的影響因素有哪些？
一、研究設計
（一）研究對象
本研究采用方便取樣方法，從湖北省武漢市抽取了4所幼兒園，每所幼兒園各抽取小中大班3個班級為研究對象，共發放問卷300份，回收292份，有效問卷280份，有效問卷率為93.3%。
（二）研究方法
本研究對幼兒及其父親的人口統計學信息進行了統計分析，包括幼兒的年齡、性別、是否為獨生子女，幼兒父親的年齡、受教育程度、月收入、每周工作時長、工作滿意度等。
2.父親教養投入問卷調查
本研究采用伍新春、劉暢等編制的《父親教養投入問卷》進行問卷調查，〔5〕問卷涉及互動性、可及性和責任性3個維度?；有允侵父赣H參與照顧孩子，包含生活照顧、學業支持、情感交流、規則引導和休閑活動5個子維度；可及性是指父親和孩子未發生直接互動，但當孩子需要的時候，父親能夠做出反應，包含空間可及和心理可及2個子維度；責任性是指父親為孩子長遠發展所做的準備、積累、規劃和支持等，包括榜樣示范、父職成長、信息獲得、教養支持和發展規劃5個子維度。〔6〕問卷共56個題項，適用于3～18歲兒童和青少年的父親。問卷采用0～4級評分，依次表示“從不”“偶爾”“有時”“經?！焙汀翱偸恰?。研制者報告，總問卷的Cronbach’s alpha系數為0.967，探索性因子分析KMO系數為0.943，表明問卷具有良好的統一性和內部一致性。互動性、可及性、責任性3個維度的Cronbach’s alpha系數都在0.867以上，12個子維度的Cronbach’s alpha系數也都在0.649以上。
二、研究結果與分析
（一）幼兒父親教養投入的總體情況
幼兒父親教養投入的總體得分為2.67分，各維度的得分均大于2分，其中，可及性得分最高，互動性得分最低。對互動性、可及性和責任性3個維度分別作兩兩T檢驗，結果顯示，互動性
（二）幼兒人口統計學變量對父親教養投入的影響
統計分析表明，幼兒的年齡和性別對父親的教養投入均沒有顯著影響，獨生子女和非獨生子女父親的教養投入具有明顯差異（見表2）。
進一步檢驗幼兒性別、年齡和是否是獨生子女三因素之間的交互效應，結果顯示，年齡、性別和是否是獨生子女的三重交互作用對父親教養投入的總得分有邊緣顯著效應（F=2.218，p=0.053），在可及性（F=2.615，p=0.025）和責任性（F=2.561，p=0.028）兩個維度上存在顯著差異，互動性差異不顯著。以可及性、責任性兩個維度為因變量，對幼兒年齡、性別和是否是獨生子女三因素的交互作用進行簡單效應分析，結果見表3。
（三）父親人口統計學變量對其教養投入的影響
統計分析表明，受教育程度、每周工作時長和工作滿意度對幼兒父親的教養投入有顯著影響。
1.受教育程度
學歷層次越高，父親的教養投入得分越高。其中，本科學歷和研究生及以上學歷的父親得分沒有顯著差異，但在互動性（F=2.324，p=0.057）上邊緣差異顯著。進一步分析表明，在學業支持（F=2.470，p=0.045）、休閑活動（F=2.671，p=0.033）和心理可及（F=2.551，p=0.040）上，不同學歷層次父親的教養投入存在顯著差異，學歷層次越高，教養投入越多。
關鍵詞 青少年 網絡暴力游戲 青少年暴力行為
中圖分類號 G206 文獻標識碼 A
一、研究背景
互聯網的迅速發展和以網絡游戲為代表之一的網絡文化的繁榮，使人們的目光注目于網絡這一新的生存空間。德弗勒在《大眾傳播理論》一書中曾提出“不同的傳媒以不同方式被指控負有五種責任”，其中就有一項為“提高青少年的犯罪率”。那么，作為人際互動性、情節開放性、以及刺激性強的網絡暴力游戲是否也像德弗勒所說的那樣，提高了青少年的犯罪率呢?
近年來，各地警方在一些涉及青少年的案件中發現，網絡游戲引發青少年犯罪居高不下，80％以上的青少年犯罪案件中，網絡暴力游戲成為他們違法犯罪的直接或間接誘因。人們將更多的注意力集中于青少年暴力犯罪的增加和網絡游戲在其中所起的作用。由此，研究網絡暴力游戲與青少年暴力行為的相關性就變得十分必要，而且對青少年的健康成長和社會和諧安定也具有十分重要的現實意義。
美國從人口統計學、醫藥學、心理學等角度來分析網絡暴力游戲與玩家攻擊的關系，為進一步研究網絡暴力游戲提供基礎。20世紀60年代格伯納對美國社會的暴力和犯罪問題研究發現，電視暴力內容對青少年犯罪具有“誘發效果”，并且發現暴力內容增大了人們對于現實社會環境的危險程度的判斷。多尼克與格林伯美研究兒童對暴力的態度，發現小學生在接觸電視暴力節目后，其對暴力行為的贊同程度顯著提高，遇到困擾的情況時也較容易采取暴力手段來解決。國內也有這方面的研究但不多，陳美芬等通過實驗考察了網絡暴力游戲對內隱攻擊性的影響；鄭宏明等分析暴力電子游戲對攻擊行為影響的心理機制和特點。國內外研究發現暴力內容對青少年暴力認知有影響，但網絡暴力游戲對青少年暴力行為是否有影響尚有深入研究的空間，而網絡暴力游戲對社會的發展所造成的危害又迫切需要這種研究。
二、相關理論與定義
社會學習理論認為。人的行為不是一種被動地受影響的過程，相反，人的學習具有主動觀察與模仿性。人們的攻擊是從個人引以為楷模的人物中學習而來的，如果該人物及其行動被視為“真實”，或與個人及心理情境有相似之處，則較容易產生注意、記憶及表現。許多犯罪的行為并不是天生的，而是人在環境中觀察后模仿的。傳媒所營造的符號環境的示范作用，效果可能更大。
美國學者喬治?格伯納在對美國社會的暴力和犯罪問題研究后建立了“涵化理論”，他認為，為電視暴力內容對青少年犯罪具有“誘發效果”但無必然聯系。而且，這種影響不是短期的。而是一個長期的、潛移默化的、“培養”的過程。這給我們提供了一個研究思路和基礎理論，可以探尋網絡暴力游戲對青少年影響的機制。
本文將“網絡暴力游戲”作為操作性概念定義為：網絡暴力游戲是通過互聯網進行的電腦游戲；是多個游戲者參與其中的互動游戲；是以刺激、暴力和打斗為主要內容的并帶有描繪游戲人物試圖對其他游戲人物造成傷害的電子游戲。網絡暴力游戲可以分為：1，不運用武器的單人攻擊(攻擊性為“低”)。2，不運用武器團體性攻擊(攻擊性為“中”)，3，運用武器進行單人攻擊(攻擊性為“高”)，4，運用武器的團體性攻擊(攻擊性為“最高”)。本文主要研究后三種游戲對青少年的影響。
目前的網絡暴力游戲可分為角色扮演類如《反恐精英cs》、《征途》、《奇跡》、《千年》等，策略類或戰略類如《魔獸世界》系列、《帝國時代Online》系列等。其中《反恐精英》，《魔獸爭霸》和《奇跡》是青少年最喜愛的網絡暴力游戲。這些網絡暴力游戲都表現了射擊或者武打，充滿了暴力、血腥、破壞性和攻擊性的內容。
三、研究方法與假設
本論文以中學生為調查對象，由于經費及人力的限制，依隨機抽樣的原則僅從重慶市秀山、山西壽陽縣、山東濰坊三地中學的各年級中抽取372名學生進行問卷調查。本研究的最終樣本368份，平均問卷有效率99％。
本研究自變量為玩網絡暴力游戲的行為；因變量為青少年暴力行為?？刂谱兞繛槟挲g、性別、家庭等人口統計學變量。本文采用調查法和定量分析的方法，檢測網絡暴力游戲對青少年暴力行為的相關性。
根據相關理論本文擬定如下假設：
假設1：網絡暴力游戲會影響青少年對暴力的態度。(即玩網絡暴力游戲時間越長，對暴力贊成程度越高。)
假設2：網絡暴力游戲會影響青少年對犯罪的態度。
假設2.1：玩網絡暴力游戲時間越長，越認同游戲中對犯罪的鑒定。
假設2.2：玩網絡暴力游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。
假設3：網絡暴力游戲對青少年暴力行為有示范作用。
假設3.1：玩網絡暴力游戲時間越長，越易產生憤怒、報復、進攻等情緒；
假設3.2：玩網絡暴力游戲時間越長，越會采取網絡暴力游戲的游戲規則處理現實問題。
四、研究發現
1 網絡暴力游戲對青少年認知的影響
(1)根據相關分析的結果，玩網絡暴力游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長對青少年的暴力贊成程度有影響。其中網齡對其影響極為顯著。(見表1)但考慮到暴力贊成程度受到人口統計變量的影響，因此在討論兩者關聯性時，對人口變量進行了控制。經過凈相關分析統計后發現，網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長三個變量與暴力贊成程度之間的關系仍存在，假設1得到了證實。即玩網絡暴力游戲時間越長。對暴力贊成程度越高。(見表2)
(2)據相關分析的結果，對犯罪的認知度與玩網絡暴力游戲行為中的玩游戲頻率呈正相關，而與游戲的暴力程度呈負相關，但網齡與次玩游戲的時長對青少年的犯罪認知度并無顯著相關，因此不作為變量分析。(見表3)即玩網絡暴力游戲的頻率越高，越認同現實中對犯罪的鑒定；而青少年所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。但考慮到人口統計變量的影響，在探討玩網絡暴力游戲與犯罪認知度的關聯性時，仍進一步進行凈相關分析統計。
在加入人口統計變量后，經凈相關分析統計結果發現，游戲暴力程度與犯罪認知度的關系仍存在，即青少年所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。假設2.2得到證實。但玩網絡暴力游戲的頻率與犯罪認知度之間的關系，在加人人口統計變量后消失了(見表4)。由此得出玩游戲的頻率與犯罪認知度之間沒有顯著的相關性，而
控制以前后呈現的正相關，可能是受到人口統計變量的影響。假設2.1未得到證實。
2 網絡暴力游戲會對青少年暴力行為有示范作用。
(1)如表5所示，玩網絡暴力游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、次玩游戲時長對青少年的暴力情緒有顯著影響，其中網齡對其影響極為顯著(見表5)。
在加入人口統計變量后，經凈相關分析統計結果發現，網齡、次玩游戲的時長與暴力情緒的關系仍存在，即青少年玩游戲時間越長，越易產生憤怒、報復、進攻等情緒。假設
3.1得到證實(見表6)。
(2)通過有關玩網游的行為與矛盾解決方式之間的相關，強度分析，證明網齡與矛盾解決方式之間相關系數最高，網齡與網絡矛盾解決方式相關系數為140，與現實矛盾解決方，式為201。而且在對人口變量進行控制后，這種關系仍存在。故對網齡與矛盾解決方式進行交互分析。
表7結果顯示，從宏觀上說，青少年在處理網絡中的矛盾時，學生選擇網上PK的方式的人數最多(占1／2)；在處理現實中的矛盾時，近一半的學生選擇無所謂的方式解決。同時發現，在解決網絡世界的矛盾時，選擇網下模仿游戲武力解決方式的學生所占比例為19.7％，而在處理現實世界的矛盾時，采取這種方式的學生最少。
從微觀上來說，在解決網絡世界的矛盾時，網齡越長的學生，選擇網下模仿游戲武力解決的比例越低。而選擇其他解決方式的比例遞增。在解決現實世界的矛盾時，選擇網下模仿游戲武力解決、網上PK的比例隨網齡增長，所占比例而遞減，其他解決方式呈遞增。由此可得出，玩網絡暴力游戲時間越長，越會采取網絡暴力游戲的游戲規則處理現實問題的假設不成立。假設3.2未得到證實。
3 暴力贊成程度、犯罪認知度、暴力情緒之回歸分析
根據前面分析結果可知，青少年玩網絡游戲行為中的網齡、玩游戲頻率、每次玩游戲的時長、人口統計等變量會影響其暴力贊成度。將這些變量輸入回歸方程式后，結果顯示網齡是解釋暴力贊成程度最強的變量(Beta=205，P
在用回歸分析法分析預測變量對犯罪認知度進行分析后發現，只有游戲的暴力程度這一變量進去回歸方程式，解釋度為2.9％。(P
對暴力情緒進行回歸分析后發現，只有網齡和每次玩網絡游戲時長兩變量進入回歸方程式。且網齡對暴力情緒的解釋力高于每次玩網絡游戲時長的解釋力。兩變量共同解釋暴力情緒的總變異量為4.5％(見表10)。
從以上回歸分析發現，玩網絡暴力游戲行為中的網齡是青少年認知、行為的最佳解釋變量。
五、結論與討論
這項研究的主要目的在于探究玩網絡暴力游戲的行為與青少年暴力行為之間的關聯性。我們首先分析了玩網絡暴力游戲行為與暴力贊成程度、犯罪認知度、暴力情緒之間的相關性，但考慮到它們之間的關系是曲線式的而非直線式的關系，因此最后建立回歸方程式，找出對這一相關性最有解釋力的變量，并進一步檢驗玩網絡暴力游戲的行為與犯罪行為之間的相關性。
從上面的統計分析數據顯示：隨著接觸網絡暴力游戲時間的增長，青少年對暴力行為的贊成度會有所提高，也更易產生暴力情緒。但對暴力、犯罪的鑒定則與網絡游戲的接觸量無關，而與所玩游戲的暴力程度有關，即所玩游戲的暴力程度越高，越認同游戲中對犯罪的鑒定。
同時還發現網絡暴力游戲中的規則與青少年解決問題方式的關聯性甚微，且在處理網絡世界的問題與處理現實世界的問題的方式有顯著的差別，但共同點在于網齡越長，青少年采取暴力手段解決問題的人數所占的比例越小。這一結論印證了脫敏理論即暴力傳媒對受眾的影響隨著時間而減弱。
由此我們得出。青少年在玩暴力游戲后，會產生憤怒、報復、進攻等情緒，會產生暴力傾向，但在解決矛盾時，受游戲影響的人甚微，即D.茲爾曼提出的“興奮轉移”并未發生。茲爾曼認為興奮轉移是否能解釋跟傳媒有關的暴力行為取決于傳媒引起興奮所持續的時間。而本研究采用調查法很難測量出調查對象在興奮持續期的行為變化，因此難免出現偏差。同時也說明青少年在處理問題上存在個體差異，他們是主動者，他們在玩游戲時，選擇性的接受網絡游戲所傳達的信息。玩網絡暴力游戲也可能成為是一種宣泄形式。
總之，玩網絡暴力游戲的行為會改變人們對暴力行為的看法，但只是網絡暴力游戲本身使玩游戲者產生一種暴力傾向，且這個過程是長期的潛移默化的。所玩游戲的暴力程度與認同游戲中對犯罪的鑒定之間的關聯性也證明了這點。同時，無論在網絡世界中還是在現實世界中，青少年對網絡游戲的模仿并不是普遍現象。
六、研究的局限性
本文選擇了三個地方的樣本并對人口統計變量進行了控制，同時在對受訪者網游時間的測量上，既考慮了接觸網游的時長、頻率也考慮了網齡這一縱向的指標。以期全面、客觀的呈現網絡暴力游戲對青少年犯罪的影響，但由于主客觀的局限，本研究仍存在許多的缺陷：
第一，本研究僅是一項初步的探索性研究，調查問卷收集的數據僅以地方的樣本數據論證了網絡暴力游戲與青少年暴力行為的相關性。第二，玩網游的行為與青少年暴力行為之間的關系并非直線性的，數據模式是曲線的，雖然采用回歸方程式進行了檢驗，但對數據的分析仍可能出現虛假的參數。第三，在網絡游戲對青少年社會化是一個長期的過程，但由于財力人力的局限，本研究僅是該過程中的一個短期檢驗。
關鍵詞：離散選擇模型；Logit模型；手機；品牌選擇
中圖分類號：F25文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）01-055-02
1 模型的選取
離散選擇模型的研究真正興起于19世紀50年代末，屬于微觀計量經濟學的范疇。離散選擇模型（discrete choice models），也被稱為品質反應模型（qualitative response models），是由表示選擇項集合在連續變量和離散變量之間存在的差異而引起的。通常而言，離散選擇的主要模型有如下四種：Logit模型、GEV模型、probit模型、Mixed logit模型。本論文的研究采用Logit模型為工具。
2 數據收集與描述性統計分析
本論文的數據來源為國內某公司2006年對我國全國城市家庭的調查數據。本次調查共收集有效問卷998份，選取的變量有：(1)品牌；(2)受訪者性別；(3)受訪者年齡；(4)受訪者教育程度；(5)受訪者個人月收入。
其中，男性受訪者為537人（53.81%），女性受訪者為461人（46.19%）；受訪者年齡小于29歲的有355人（35.57%），受訪者年齡在30－39歲之間的有275（27.56%），受訪者年齡大于40歲的有368人（36.87%）；受訪者受教育程度為小學/初中/技校的有220人（22.04%），受教育程度為高中、中專的有312人（31.26%），受訪者教育程度為大專及以上的有466人（46.69%）；受訪者月收入在1000元以下的有317人（31.7%），1000-2000元的有363人(36.37%)，2000－3000元的有159人（15.93%），3000元以上的有159人（15.93%）。
3 數據分析
將手機品牌作為因變量，其他變量作為自變量，把整理出的998份樣本輸入SPSS軟件進行多分變量Logit回歸分析。SPSS軟件通過運算可得出常數項b(b0,b1,b2,K) 的值，代入Logit模型，即得到不同人口統計因素對手機品牌選擇的概率。
3.1 單人口統計因素對手機品牌選擇的影響
(1)性別。將變量brand（品牌，0：其他，1：諾基亞，2：三星，3：摩托羅拉）作為因變量，由于樣本量中“諾基亞”、“三星”和“摩托羅拉”三種品牌在調查到的二十多個品牌中所占比重超過60%，所以筆者僅研究這三種品牌，將變量值為“其他”的作為缺損值，不進行分析。由于變量sex（性別，1：男，2：女）屬于分類變量，因此作為因素變量進行分析。
SPSS軟件進行最終方程的有效性檢驗得出的Sig值為0.033，小于0.05，因此方程有效；利用似然比統計量檢測每一個變量對方程的影響，sex變量的Sig值也為0.033，小于0.05，說明變量性別對方程具有重要影響。
參數估計統計量如表4所示。
由于男性sex值為1，女性sex值為0，因此截距簡化了女性的Logit模型。因為所有的系數為負值并且有顯著意義，所以可以看出，女性選擇諾基亞和三星的可能性都要比男性大。分析表4可以發現以下現象：對于諾基亞，男性與女性消費者的差異不顯著，其Wald的Sig值大于0.05；對于三星，男性與女性消費者間存在顯著差異，其Wald的Sig值小于0.05。根據分析，不難得出方程組：
P（諾基亞）P（摩托羅拉）=e0.364-0.104(sex)P（三星）P（摩托羅拉）=e0.492-0.502(sex)
P（諾基亞）+P（三星）P（摩托羅拉）=1
（2）年齡。由于受訪者的年齡在統計時被記錄為年齡段區間，因此變量年齡（年齡，1：≤29，2：30-39，3：≥40）屬于分類變量，作為因素變量進行分析。表4.10為不同年齡段區間消費者選擇三種品牌手機的人數。
最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統計量檢測得出的Sig值也小于0.05，說明變量age對方程具有重要影響（參數估計統計量從略）。
（3）教育程度。同樣，受訪者的教育程度（1：小學/初中/技校，2：高中/中專，3：大專/大學/研究生）屬于分類變量，所以作為因素變量進行分析。表4.13為不同教育程度消費者選擇三種品牌手機的人數。最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統計量檢測得出的Sig值也小于0.05，說明變量受教育程度對方程具有重要影響。（參數估計統計量從略）。
（4）個人月收入。將受訪者的個人月收入作為因素變量分析其對消費者手機品牌選擇產生的影響時，發現最終方程的有效性檢驗得出的Sig值大于0.05，因此方程無效?？梢缘贸鼋Y論，收入因素對消費者手機品牌選擇產生的影響不大，不同收入水平的消費者在選擇手機品牌時存在的差異不大。
3.2 多人口統計因素對手機品牌選擇的影響
以上分析的結果顯示出個人月收入對手機品牌選擇的影響不顯著，因此在進行多因素分析時，將不再把收入因素考慮進去。本研究分別考慮：（1）性別與年齡；（2）性別與教育程度；（3）年齡與教育程度三種情況。假如模型不能夠通過檢驗，則說明這些變量之間可能會有較強的相關性，不適宜放到一起來考慮。
（1）性別與年齡。將性別變量sex和年齡變量age作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗和似然比統計量檢測得出的Sig值均小于0.05，說明方程有效，且變量sex和變量age對方程具有重要影響。其參數根據統計量介于篇幅所限，此處從略。表6為同時考慮性別和年齡兩個人口統計學變量的消費者選擇三種品牌手機的概率。（2）性別與教育程度。將性別變量sex和教育程度變量degree作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗和似然比統計量檢測得出的Sig值均小于0.05，說明方程有效，且變量sex和變量degree對方程具有重要影響。其參數估計統計量略。
（3）年齡與教育程度。將年齡變量age和教育程度變量degree作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.001，因此方程有效。年齡變量的似然比統計量檢測得出的Sig值為0.001，說明變量age對方程具有重要影響；教育程度變量的似然比統計量檢測得出的Sig值為0.098，變量degree對方程也有影響。其參數估計統計量從略。
3.3 多人口統計因素對手機品牌選擇的綜合影響
本論文利用性別、年齡、教育程度和個人月收入四個人口統計因素分析消費者的手機品牌選擇行為。通過分析已得知個人月收入對消費者的手機品牌選擇行為影響不大，故在進行綜合分析時，僅考慮性別、年齡、教育程度三個變量。
利用SPSS軟件進行最終方程的有效性檢驗得出的Sig值為0.000，因此方程有效；利用似然比統計量檢測每一個變量對方程的影響，sex變量的Sig值為0.029，age變量的Sig值為0.000，degree變量的Sig值為0.089，說明變量sex、變量age、變量degree對方程均具有影響。其參數估計統計量見表6。
分析表6可以發現以下現象：30至39歲的與40歲以上（含）的消費者選擇了相同品牌的手機；小學、初中和技校學歷與大專、大學和研究生學歷的消費者選擇了相同品牌的手機，Wald的Sig值全部大于0.05；對于諾基亞，男性與女性消費者存在的差異不大。
根據Logit模型，可以計算出某個消費者對每種品牌手機選擇的可能性。
例如我們可以計算具有高中學歷的24歲男性消費者選擇各品牌手機的可能性。
同理可推出，任何一類人口統計因素組合的消費者對每種品牌手機選擇的可能性。
4 結論
分析研究數據結果10，可以得知：（1）男性消費者選擇諾基亞的概率最大，三星的概率最??；女性消費者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最小。（2）年輕消費者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最??；中年消費者選擇三星的概率最大，諾基亞的概率最?。焕夏晗M者選擇摩托羅拉的概率較大，選擇諾基亞和三星的概率相同。（3）教育程度較低的消費者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最??；中等教育程度的消費者選擇摩托羅拉的概率最大，三星的概率最??；教育程度較高的消費者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最小。
綜合性別、年齡和教育程度三個人口統計因素來看，選擇諾基亞概率最大的是教育程度較高的男性年輕消費者，概率最小的是中等教育程度的女性中年消費者；選擇三星概率最大的是教育程度較低的女性中年消費者，概率最小的是中等教育程度的男性老年消費者；選擇摩托羅拉概率最大的是中等教育程度的男性老年消費者，概率最小的是教育程度較高的女性年輕消費者。
參考文獻
［1］P.E.Green, F.J.Carmone, D.P.Wachspress. On the Analysis of Qualitative Data in Marketing Research［J］. Journal of Marketing Research, 1977, 14 (2): 52 - 91.
關鍵詞：商業銀行；績效考評；員工滿意度
一、 問題的提出
一些文獻對商業銀行績效考評指標的體系設計問題進行了討論，但這些討論的重點是如何對銀行的經營績效進行評價，可以對不同銀行按績效進行排名，而沒有關注銀行績效評價的對象和主體即員工績效。另外一些文獻則以企業經營戰略目標為考核依據，以平衡計分卡（BSC）為考核工具，討論了以戰略目標為導向、以員工績效為考核對象的商業銀行員工績效考評指標體系的設計問題。這一類研究的基本思路大致相同：以BSC的基本框架為理論依據，明確銀行的戰略目標以后，將財務層面、客戶層面、內部流程、學習與成長等四個一級指標進行分解，形成二級指標、三級指標和權重，實際考核時對照指標體系對部門和員工進行打分和計算，即可得出考核對象的業績表現。但是，相關研究基本都屬定性研究，并沒有嚴格的計量檢驗的證據。
沒有效率導向的企業經營績效考核，就不會有效率導向的員工績效考核。在商業銀行競爭壓力越來越大的情況下，基于效率（Efficient）和效果（Effects）的員工績效考評已經成為各銀行激勵員工努力工作、提升銀行競爭力的一種手段。尤其是在外資銀行不斷進入，新的銀行經營模式和管理理念不斷對傳統的中資銀行造成沖擊的情況下，一些新近成立的股份制商業銀行開始嘗試以管理會計系統為藍本的績效考核體系，強調“價值創造”理念，固化“成本倒逼”機制，徹底實現商業銀行員工績效考核的市場化轉型。管理會計系統是多維度的盈利核算系統，可以提供多維度的利潤指標，用以支持績效管理，因此，績效管理是管理會計主要用途之一。借助于管理會計系統進行業績評價，利用管理會計的利潤指標體系構建“價值創造型”的績效考核體系，能夠促使考核由規模導向轉為利潤導向，促使企業每個單元都能夠以價值創造為導向，實現企業利益最大化。但是，由于這一考核體系設計理念相對理性和剛性，而且指標眾多內容龐雜，在一些試行的商業銀行中引起不少爭議。
二、 理論與模型
制度經濟學（Institution Economics）與機制設計理論（Mechanism Design Theory）指出，“好的（Good）”制度與機制取決于兩個最重要的因素：制度設計與制度執行。制度設計主要解決衡量標準和衡量內容等方面的問題，制度執行主要解決制度運行與監督保證方面的問題。由于個人目標函數差異較大，阿羅已經證實，在所有人都是理性選擇的前提下，形成一個可以包容所有人偏好的社會目標函數是不可能的。但是，基于“一致計算”的原則，制度和規則必須得到大多數人的同意才會具有可執行性，制度設計的目的才有可能實現。在管理學的經典著作中，德魯克在《管理實踐》中提出的“目標管理”（Management By Objective，MBO）也指出，只有自上而下、自下而上多次討論博弈，最后制訂的組織目標才會成為激勵手段而不僅僅是考核與約束。
績效考核或績效評價（Performance Evaluation）是對行為過程（Progress）和行為結果（Results）的考核與評定。顯然，評估標準和評估執行是影響評估結果的兩個最重要的影響因素。在現有的績效考核實踐中，幾乎所有的組織單位都是自上而下的制訂一套考評體系，或者邀請咨詢機構設計一套考評體系來對員工進行績效考核，很少能夠按照“一致同意”的原則通過上下互動溝通而設定考核標準和考核執行機制。研究表明，一些組織高強度的績效考核不僅沒有發揮應有的激勵作用，反而扭曲了員工的工作態度和工作行為。員工的工作滿意度、工作投入度、組織承諾、組織公民行為變得越來越低，而消極怠工、蓄意破壞、不合作、忠誠度下降、離職等行為卻越發普遍，績效考核不再發揮應有的激勵員工的正面作用，反而在某種程度上成為員工“反生產行為”的導火索。因此，員工在對績效考核的認知與感受是至關重要的，員工對于績效考核的公平感會直接影響員工行為（OCB）和組織績效目標的實現。
員工的公平感是一種主觀感受，而不同員工的主觀感受是有差異的。對于績效考評而言，員工首先考慮的應該是考核目的能不能接受、考核指標設置合不合理、考核內容合不合適、考核結果有沒有及時反饋等等，公平感只是對考核結果與激勵約束匹配差異的一種反應。顯然，這種反應與個體情況緊密相關。對“反生產行為”可能產生影響的人口統計學變量包括年齡、性別、婚姻狀況、受教育程度以及工作年限等。在中國樣本中，收入和職位是另外兩個最可能影響個體認知與行為的因素。在以往的實證研究中，人口統計變量一般都作為控制變量進入計量模型的，盡管這些變量與“反生產行為”關系的研究結論尚未統一，但是在回歸模型中這些控制變量往往又是顯著的。這說明，一套既能防止員工“反生產行為”產生又具有激勵作用的績效考核指標體系設計的關鍵，是能夠在堅持戰略目標導向的前提下，充分考慮員工個體情況的差異，在考核標準制訂和考核執行兩個方面都能做到讓最多數的員工滿意。尤其是在商業銀行這樣的特殊企業類型中，員工績效考核更需要考慮員工的反應和行為。
三、 實證研究
1. 問卷設計與發放。在商業銀行中引入管理會計系統作為員工績效考核的指導思想和藍本，固然能夠扭轉國有銀行職工長期養成的地位優越的思想認識，但同時也讓很多員工感覺壓力太大和難以適應。管理會計系統本身比較專業，如果沒有相應的財務知識可能很難理解。此外，一套完整的績效考核體系應該包括考核指導思想、考核目的、考核準備、考核內容、考核指標、考核過程、考核時間、考核反饋和考核效果等幾個方面，員工對績效考核的滿意度主要來自于對這些考核要素的評價和認知。依據上面提出的理論模型和商業銀行績效考核的要素與環節，本文設計了39項問題，請調研對象對考核的指導思想、考核目的、考核準備等問題進行評價，評價尺度為Likert五點量表。最后一題是效標測項，也是員工總體滿意度測項。這樣，問卷主體共有40道問題。其次是人口統計變量，包括性別、年齡、職位、收入等，共9題。其中，工齡包括兩個方面的問題，一是個人全部工作時間，二是個人在本單位的工作時間。經驗是指是否有其它銀行工作經歷，有記為1，無記為0。
問卷在廣州某著名商業銀行全行發放，發放時間為2013年2月～2013年4月，共發放400份問卷，回收有效問卷316份，有效率為79%。
2. 描述性統計。首先觀察員工對績效考核各要素的評價是否存在個體差異。如果所有員工對績效考核的指導思想、考核目的、考核準備、考核指標等問題都具有同樣的判斷，那么績效考核就不會在不同部門、不同級別的員工中造成不同的影響。
方差檢驗表明，從績效考核各要素的角度看，考核是否經過充分準備在人口統計變量中的差異性最多，不同年齡、不同職位、不同學歷、不同專業、不同收入和不同工作經驗的人對銀行績效考核的準備工作評價都有顯著不同；其次是對考核目的的評價，學歷、專業、婚姻、收入和經驗都是顯著的影響因素；再次是對考核能否及時反饋和考核效果的評價，年齡、學歷、收入和經驗同樣是顯著的影響因素。而從人口統計學變量的角度看，對績效考核各要素的評價差異最大的影響因素則是個人年收入、是否有其它銀行工作經驗、學歷和年齡，尤其是收入變量和工作經驗，不同收入和工作經驗的人幾乎對所有績效考核要素的評價都存在差異性。
其次考察員工對績效考核的總體滿意度在人口統計變量中是否具有顯著性差異。分析結果表明，幾乎所有的人口統計學變量對績效考核的總體滿意度評價都有顯著性差異，換句話說，幾乎所有不同身份特征的員工對現有績效考核工作都有不同的看法和意見。
3. 計量分析。本文認為，員工對績效考核的認知與評價是影響員工考核滿意度的主要因素，而在這一影響過程中，不同人口統計變量將對主效應產生重要影響。從方差檢驗的結果看，績效考核各要素評價和績效考核總體滿意度在不同身份特征的員工之間存在顯著的差異性。本部分還將利用逐步回歸模型（Stepwise Regression）考察人口統計變量、考核評價對滿意度的影響。統計軟件為SPSS17.0。
結果表明，在控制變量對總體滿意度的回歸中，員工的職位、年齡、學歷、收入、經驗都是影響員工績效考核總體滿意度高低的因素。但是，職位、年齡、學歷和收入三個變量的影響都是負面的，職位越高、年齡越大、學歷越高、收入越高的員工滿意度越低，僅有工作經驗的影響是正的。而在績效考核各要素對總體滿意度的回歸中，指導思想、考核準備、考核過程、考核反饋和考核效果等幾個方面是影響員工總體滿意度的主要因素。其中，考核過程越復雜，牽涉的方面越多，越容易引起員工的不滿。把人口統計變量作為控制變量進入總回歸模型后，控制變量仍然顯著的是職位、收入和工作經驗，但是工作經驗的符號由正變成負，也就是說，有其它單位工作經驗的人滿意度越低。此外，在本單位工作時間長短也成為影響總體滿意度高低的一個因素，在本單位工作時間越長的人，滿意度越高。和單純的控制變量回歸結果相比，單位工作時間的影響作用也發生了反向變化，由負面影響（但不顯著）變成正面影響。而與單純的績效考核要素對滿意度的回歸結果相比，考核效果評價的影響作用不顯著，但是考核指標評價的影響作用加強，即考核指標設計得越復雜，越容易引起員工的不滿。
四、 分析與討論
員工績效考核是一個系統，這一系統不僅包括了考核指標設計、考核標準制訂、考核的具體執行等方面的內容，而且還應該包括考核指導思想、考核目的、考核準備、考核反饋機制等等。為了盡量少引起員工的“反生產行為”，考核的每一個環節都應該得到員工的理解和支持，如果員工不認同或不接受績效考核的設計理念、具體內容和執行方式，那么績效考核的激勵作用就會消失殆盡，員工的抵觸情緒和抵觸行為就有可能不斷發生。
本文的實證研究結果證實，績效考核各要素評價在員工個體間存在著顯著的差異，而且績效考核的總體滿意度在不同身份的員工之間也存在顯著差異。這說明，在商業銀行的績效考核過程中，存在著員工“反生產行為”產生的可能，本文提出的理論模型是成立的。進一步的考察發現，職位、收入和工作經驗是影響員工總體滿意度的最重要的三個影響因素，而且全部都是負面影響。就職位因素而言，職位越高的人滿意度越低，可能的原因是越高層的員工，手中掌握的權力越大，在成本概念沒有得到加強之前，職位產生的權力租金（Power Rents）基本上由領導本人說了算；但是，管理會計系統強化了利潤創造，對成本結構形成硬性約束，職位帶給領導的各種收益將被降低。而且，績效考核工作量大，指標計算復雜，考核頻率快，持續時間長，給領導增加了工作負擔。因此，領導層對強制性的績效考核往往都有不滿情緒。從收入的角度看，收入越高的人對績效評價的總體滿意度越低，可能的原因是這一指標和職位因素密切相關，銀行職工的收入在領導層和普通員工之間拉得距離較大，高收入群體其實就是占據領導職位的人，收入越高，成本約束越強，對績效考核就會越不滿意。從工作經驗來看，有無外單位工作經驗對滿意度的影響是負面的，有其它銀行工作經驗的越容易導致不滿。這一點和單純作為控制變量回歸的結果正好相反，可能的原因是如果不與其它單位比較，本單位的工作經驗對于復雜的績效考核是有妥善應對功能的；但是與其它單位的情況一比較就會發現，這套管理會計系統可能會降低收入或增加工作量，不滿情緒就會產生。這說明，如果單純從方便管理的角度講，一直在本單位工作的員工更容易接受績效考核；這也同樣說明，不同單位工作經驗可能具有雙刃劍的影響。
從績效考核各要素情況來看，加入控制變量后仍然顯著的有考核指導思想、考核準備、考核指標和考核反饋等幾項指標。這一結果為“一致同意”或MBO管理提供了有力的證據。如果員工能夠認可績效考核的設計理念和指導思想，比如說績效考核不是為了約束個人，而是為了提升銀行競爭力，并從長遠角度不斷提升個人收益水平等，那么員工就容易對績效考核表示滿意。而考核之前的工作也非常重要，俗話說“磨刀不誤砍柴工”是有道理的，既然成本導向型績效考核本身就會對個人收益或個人行為造成重大影響，如果不在行動之前做好教育、宣傳和鼓動工作，員工一方面可能因為難以理解考核內容和指標而產生抵觸甚至對立情緒，令一方面也可能會因為被排除在參與之外不能表達意見而生怨恨?？己酥笜嗽O計對員工滿意度的影響是負面的，指標設計的越復雜，員工滿意度越低。這一結果比較容易理解。但在實踐中，很多單位的績效考評體系都是極其復雜的，不是專業人士根本就沒法全部搞懂，員工不信任感由此產生。最后一項對員工滿意度產生顯著影響的因素是考核的反饋機制，考核不能及時反饋，或者考核結果與考核承諾的激勵不能相匹配的話，員工的不滿情緒立刻就會產生。這一結果提醒實踐者，“言必行，行必果”必須得到切實保證，形式主義的績效考核更容易傷害員工的積極性。
五、 總結與建議
本文以廣州農村商業銀行為樣本，考察了員工對復雜績效考核系統的評價和態度。本文的研究證實了員工個體差異和對績效考核各要要素的評價是影響員工績效考核總體滿意度的重要影響因素。和員工“反生產行為”的相關研究相比，本文的研究更為具體和深入，程序公平和結果公平應該貫徹到績效考核的每一個環節，如果員工不能認可績效考核的指導思想、考核指標、考核過程、考核反饋機制，績效考核工作沒有做好充分的準備工作，那么員工的“反生產行為”就有可能會發生。
本研究發現，個體特征對績效考核滿意度的影響往往都是負面的，職位、收入、工作經驗甚至學歷、年齡等因素都會讓員工產生不滿情緒。每個員工都是獨一無二的，在某種意義上講，他們都是既得利益者，績效考核機制明確了個人的責任和義務，界定了權利的邊界和內涵，這一考核過程極有可能會打破原有的利益格局，觸動某些人心中的“奶酪”，繼而會引起相應的情緒反應。因此，一套考核機制不僅需要盡可能地兼顧最大多數人的利益，接受最大多數人的意見，還需要在高層獲得強有力的支持才有可能真正執行。目前，一些商業銀行推行管理會計系統為藍本的績效考核體系，主要的動力就是來自銀行的最高層。銀行領導承擔的壓力最大，他們迫切需要體制、機制創新來提升銀行競爭力。但是，銀行畢竟不是普通的企業，完全市場化的考核機制是否適用，是否會引起員工的“反生產行為”，還需要在實踐中不斷總結，不斷完善，不斷創新。
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關鍵詞：反生產行為；影響因素；個體差異；情景因素
在經濟全球化和競爭國際化的背景下，企業不僅面臨著外部競爭的壓力，而且需要應對更加復雜的員工行為管理問題。其中，反生產行為（Counter Productive Work Behavior，簡稱CWB）管理成為目前組織行為管理所面臨的一項嚴峻挑戰。研究者很早就發現，反生產行為對組織危害巨大，僅經濟損失，每年就高達60億至2000億美元，有30%的企業倒閉是由員工的反生產行為所導致的。在網絡時代，反生產行為具有自內向外擴散的"漣漪效應"，其消極后果已經到了企業無法忽視和回避的地步。員工在工作場所中的反生產行為（如撒謊、缺勤、破壞、攻擊、偷竊和貪污等）及其管理，已經演變為世界各國企業共同面臨的一項重要而緊迫的課題。
一、員工反生產行為的概念內涵
對于反生產行為概念內涵的理解，不同學者有不同的看法。
Mangione和Quinn（1975）第一次提出有關工作場所反生產行為的概念，認為他是一種雇員不作力的表現，一種與雇員創造利潤的工作表現相對的破壞資方利益的行為，譬如：故意破壞雇主的工具。
Spector和Fox（2005）認為反生產行為是傷害組織和組織利益相關者的行為，其中利益相關者包括投資者、顧客和員工等。
Sackett和Devore（2001）則認為員工任何有意違背所在組織合法利益的行為都是反生產行為，并提出了三條判斷標準：（1）無論行為是否造成惡劣后果，只要該行為是有意為之；（2）該行為可以預見帶來傷害，但未必一定招致惡劣后果；（3）此行為對組織合法利益的潛在傷害要大于其對組織帶來的潛在利益。
雖然學者們對反生產行為的概念眾說紛紜，但從以上表述中可以總結出反生產行為的內涵：第一，行為主體。反生產行為的行為主體是員工。第二，行為客體。反生產行為的行為客體不單是指組織本身，還包括組織成員；不僅僅是有形財產，還可以是組織成員的名譽、組織品牌和企業公眾形象等無形資產。第三，行為性質。首先，在行為的意識水平上，反生產行為是組織成員有意采取的，是其故意的、自主決定的行為。其次，對組織的規范而言，反生產行為不僅是指違反組織正式或非正式規范的行為。無論組織規章制度是否明文規定，也不論組織成員主觀感知到該行為的嚴重性、危害性、可接受性如何，只要某行為客觀上給組織帶來有形與無形的消極影響，它就屬于反生產行為。第四，行為結果。反生產行為在客觀上給組織成員、組織的有形資產或無形資產帶來了消極影響。
二、企業員工反生產行為的前因變量
Martinko，Gundlaeh和Douglas（2002）提出了一個關于反生產行為研究的整合理論，他們將影響反生產行為的因素分為兩類，分別是個體差異和情景因素。
（一）個體差異
1、個體因素
主要指參與反生產者個人差異方面的共有特征，包括人格特征、態度、工作滿意、情緒等因素.通過學者們大量的實證研究發現：宜人性能夠較好地預測員工的離職行為；同時，責任意識能夠預測越軌行為和離職，情緒穩定性能夠比較好的預測離職；員工的自控性與反生產行為之間存在顯著負相關；而自負與反生產行為發生頻率呈顯著相關關系；個人道德水準與員工的反生產行為之間也呈現顯著負相關；另有研究表明：男性較女性而言，實施反生產行為的可能性更大。根據勒溫的場論"任何行為都是個人差異因素與情景因素交互作用的結果"，因此工作場所的反生產行為并非是單方面變量的影響，往往是多個變量綜合作用的結果。Skarlicki和Folger、Tesluk（1999）通過實證研究證明：負面情緒較高或宜人性較低的雇員在組織內感覺不公平時，更容易實施報復行為。
2、人口統計學特征
諸如性別、年齡、家庭背景，受教育程度、任職期限等人口統計學特征同反生產行為存在著聯系。然而這些變量與反生產行為關系的研究結論尚未統一。Hollinger和 Clark指出新進、年輕和兼職員工更可能從事反生產行為，但也有研究發現年齡與反生產行為是正相關關系，年齡越大越容易從事反生產行為。Lau等在對反生產行為前因變量進行定性和定量分析時發現年齡與偷竊、生產偏差行為、遲到和曠工呈負相關關系，女性更容易遲到，男性更容易濫用藥物，已婚者要比未婚者更可能實施偷竊，工作年限與遲到、偷竊行為顯著正相關，受教育程度與遲到、曠工呈微弱負相關關系。對于上述不一致的研究結論，雖然Murphy指出無法找到一個清晰的理論來解釋人口統計學變量與反生產行為的關系，但在眾多理論研究中，上述人口統計學變量通常都作為控制變量，說明這些變量與反生產行為存在相關關系。
（二）情景因素
1、工作因素
與工作或職務特征相關的前因變量，包括工作壓力、工作完成的困難性、工作的危險程度、工作或任務的自主性等特征。相關研究證明，工作壓力導致員工產生消極情緒，進而引發一些反生產行為，而角色沖突、角色模糊以及角色負荷等便是常見的可以形成工作壓力的工作特征。Martinko等指出任務困難性是影響反生產行為的情景因素之一。Lau等指出工作壓力與曠工、偷竊以及蓄意破壞等反生產行為積極正相關。Schweitzer等也證實工作目標是導致員工非倫理行為的刺激因素。除了工作壓力以外，一些工作本身也可能向員工提供從事反生產行為的機會。比如，團隊工作可能滋生搭便車行為，不在領導監視范圍的工作可能發生遲到、曠工、造假、努力撤退等不良行為，而獨立性工作安排也可能導致員工彼此間不共享知識、不相互合作。
2、組織因素
常見的影響反生產行為組織因素包括組織反生產行為規則、組織的倫理氛圍與倫理文化以及績效考核與薪酬管理制度等。相關研究發現，當組織內出現正式反偷竊政策時，零售組織中的偷竊率明顯下降，并且員工懲罰嚴厲感越強烈，偷竊率就越低。不良的工作群體規范也會鼓勵員工從事工作場所的反生產行為。Trevino等指出倫理氛圍和倫理文化都可以對員工的（非）倫理行為產生影響，不同的組織倫理氛圍與不同類型的反生產行為關系不同，在功利性、私利性倫理氛圍下，員工從事反生產行為的可能性較高。Marcus和Schuler也指出組織對抗反生產行為的氛圍（政策、監視、制裁）是限制反生產行為的情景-控制因素。Werbel和Balkin指出結果導向考核要比行為導向考核更能滋生不良行為，績效薪酬、個體薪酬以及非連續薪酬策略也可能更容易引發不良行為。Price的研究發現，那些處于低薪酬職位的員工更加可能缺席。
3、領導因素
關于領導行為與員工反生產行為的關系是近年來研究的熱點，其中辱虐管理最具代表性。辱虐管理是指下屬感知其領導持續從事口頭和非口頭敵意行為的程度，但不包括身體接觸。目前，比較一致的研究結論是領導的辱虐管理會積極影響員工的反生產行為。比如，Detert等在研究領導管理方式對員工反生產行為的影響時發現辱虐管理與反生產行為積極正相關。Tepper等也研究發現辱虐管理通過情感承諾對下屬的反生產行為產生影響。此外，Dineen等發現領導的指導行為與員工反生產行為呈負相關關系，但若領導行為不正直，即便其提供指導行為，員工依然可能從事反生產行為。Mayer等研究發現倫理型領導與反生產行為呈負相關關系。
4、員工認知因素
員工認知因素是反生產行為前因變量研究中被學者們探討最多的一類情景因素，包括工作滿意度、組織公平感、組織承諾、組織自尊、組織支持感以及心理契約破裂等。Mount等證實工作滿意度與反生產行為呈負相關關系。Aquino等發現，互動公平與組織指向反生產行為負相關，而分配公平、互動公平與人際指向反生產行為負相關。組織自尊是個體對通過組織情境下角色能夠滿足其需求的相信程度。高組織自尊個體更加認同組織，傾向于表現出較多的積極行為和較少的消極行為。Pierce 和 Gardner指出組織自尊會積極影響員工的倫理行為意愿。對于組織支持感，Colbert 等實證研究發現感知發展性環境與撤退，組織支持感與員工的人際反生產行為呈負相關關系。心理契約破裂是員工對組織履行其承諾程度的一種感知。Bordia 等研究發現心理契約破裂會引發員工消極的情感反應和報復心理，進而導致組織指向反生產行為。
5、環境因素
外部的環境變量對反生產行為也存在著影響。例如，高就業率和繁榮的經濟帶來了缺席率的上升（Markham & MeKee，1991；Drogan & Wooden，1992），然而，當員工有機可乘時或是物品便于取得時，員工會從事更多的偷竊活動（Astor，1976；Hair，1976）。最后當早晨陽光充足時，員工一般上班比較早，而當傍晚夕陽耀眼時，員工一般上班比較晚（Mueser， 1953）。Penney 和 Spector研究證明高溫、噪音、擁擠、空氣污濁等也會誘發反生產行為。
三、預防及控制對策
工作場所的反生產行為具有極大的危害性，組織應該采取措施對反生產行為行為進行有效的預防和控制。
（一）營造良好的企業文化，形成有效的非正式控制機制
企業文化是一個企業的經營價值觀、企業精神和企業形象的源泉，良好的企業文化可以提高員工的工作態度以及團隊的凝聚力和向心力，通過這種非正式的管理手段在基層員工的心理上形成一種團隊導向的工作氛圍。從根源上可以抑制反生產行為的出現。
（二）增加組織公平感
組織不公平是推動員工反生產行為的重要原因。企業應努力營造開放、透明的決策環境，有針對性的改善組織公正環境。組織決策遵循公正原則、領導對待員工保持良好的態度、完善收入分配體系等一系列措施可以增加員工的組織公平感。
（三）加強內部監督控制
做好反生產行為的預防措施，在有反生產行為出現的征兆時，管理層要及時了解員工的情況和動向，爭取消滅其產生的誘因。制定反生產行為的懲罰性措施，在反生產行為出現之后，對員工進行適當的懲罰，此外還要深入分析員工的動機和內部環境因素。在企業內部建立通暢、民主的溝通渠道，了解員工需要和對組織的認知，明白員工對組織有哪些不滿并及時化解，努力與員工建立和諧的關系，能有效消除員工與組織的沖突。
（四）改善工作設計
工作分配與目標制定要合理并與個人能力相匹配；確保結果的分配不偏不倚；允許員工參與決策制定過程并積極傾聽他們的意見和建議；并在執行程序的過程中充分尊重、關心員工，向員工解釋各種信息以提高員工的分配公平感、程序公平感和互動公平感。結合組織發展的需要，為員工制定合理的職業生涯規劃，并創造條件幫助員工實現個人職業目標，使員工對企業產生較高的理想承諾，從而極大地減少工作偏差行為的產生。
（五）注重員工的培訓與開發
對新員工進行針對性的培訓，可以有效引導員工熟悉環境，減少焦慮感，增加歸屬感和認同感。向員工開展壓力應對技能的培訓，包括放松訓練、理性情緒治療、社會技能培訓、時間管理等，能使員工正確認識壓力，提高其對工作的應激能力和應對壓力能力。提供專業技能方面的培訓，使得員工不斷學習以應對知識落后與自身價值的可能貶值，使得其對于工作的勝任力提高，可減小工作的復雜性所帶來的壓力。
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一、旅游客源市場結構理論
旅游客源市場按消費者地理區域分布、時間分布及旅游動機類型可劃分為旅游客源市場空間結構、時間結構、旅游類型結構。
美國著名旅游市場學家埃塞爾等人，按旅游者流向將旅游市場分為一級市場（即游客數占目的地接待總人數比例最大，一般達40%～60%的客源市場）、二級市場（即游客人數在目的地接待總人數中占相當比例的客源市場）以及目前來的人數尚少的機會市場（也叫邊緣市場）。旅游客源市場空間分布集中性可用地理集中指數來定量分析，其模型為：
G為客源地的地理集中指數；Xi為第i個客源地的游客數量；T為旅游地游客總量；n為客源地總數。G值越接近100，游客來源越集中，旅游經營越不穩定；G值越小，則客源越分散，客源市場越穩定。
旅游客源市場隨季節的不同而發生變化，因為對某一旅游地來說，不同的季節，其氣候不同，加之存在一些影響客源季節性變化的社會因素（如節假日、傳統習俗等），因而會出現旅游淡、旺季。
此外，旅游客源市場按消費者人口特征還可劃分為年齡結構、性別結構、職業結構、文化層次結構、收入結構等。
為了適應不斷變化的市場環境，在激烈的競爭中獲得生存與發展，各旅游地、旅游企業必須研究旅游客源市場結構，明確自己的客源市場目標，以便對自己的旅游產品進行正確的定位，制定切實可行的客源市場規劃，調整旅游產品經營組合，制定合理的價格政策，并集中人力、物力、財力等，選擇最佳的宣傳促銷渠道，有針對性、有秩序地開拓自己的客源市場，以提高旅游客源市場占有率和旅游經濟效益。
本文擬以全國百強縣之首的江蘇省江陰市為例，在對調查樣本的社會人口統計特征和旅行特征，以及旅游者旅游動機正交旋轉因子分析研究的基礎上，對江陰旅游客源市場進行了較為深入地比較分析。
二、資料來源與研究方法
筆者于2013年6-7月，對江陰旅游者進行了當面問卷調查。發放問卷720份，回收有效問卷494份，有效回收率68.61%。
問卷包括三部分內容：被調查者的人口統計特征及社會屬性、旅游行為特征、旅游動機表述。其中動機表述共21項，要求被訪者用1（非常不同意）～5（非常同意）的等級方法來回復自己對旅游動機的表述，采用SPSS軟件對調查數據進行分析處理。首先，對問卷的第一、二部分數據進行描述性統計分析和交互分析，考察目的地游客的人口社會統計學特征以及不同組別旅游者的決策等行為；然后，采用主成分分析法和其他相關數據分析方法對第三部分的動機進行歸納分析。
三、旅游者的背景特征研究
（一）客源地特征
根據數據分析結果發現：來江陰的游客中本省的占34.4%；江蘇、上海和浙江、安徽所占比例也很大，四地之和達61.6%，這些地區距目的地較近，經濟較為發達，居民旅游意愿較為強烈；其次是福建、河南以及山東等省也占據一定比例，這主要是由于這些地方在江陰做生意或是打工的人較多，這些人利用假期或閑暇時間到江陰旅游資源旅游的緣故。在客源調查中，江陰本地游客所占比例較高，這于江陰所有旅游景點只對本地市民免費開放有一定關系?？偟膩碚f，客源的距離衰減原理表現的非常明顯，出游距離較短，中短途的旅游者占絕對多數。
（二）人口統計學特征
如表1所示：在年齡分布上，25―44歲的游客比例最高，這主要由于調查選擇在非節假日期間進行，在旅游景區游玩的大都是本地市民和外地旅游者，45-64歲游客占25.7%，高于全國平均水平，其中很大一部分是單位組織的商務會議或獎勵旅游。15―24歲的比例達18.8%，很多是工廠里打工仔打工妹利用休息時間一起出來游玩。14歲以下的比例最小，僅占0.8%。小孩主要是部分家長帶孩子出來一起親子游。
在文化程度上，由于受調查的游客中江陰本地游客較多，而江陰由于經濟發達，教育重視，所以，江陰本地市民的文化水平普遍較高，同時，江陰由于重視人才的引進和培養，因此在以本地游客居多的旅游者中，高中以上的旅游者占90.5%就不足為奇了。
在月收入水平上，500元以下的占20.4%；500―2000元的中等收入人群居多，占37.8%；2000元以上的高收入也占相當比重，達到22.5%。與之相對應的是出游者的職業構成，企事業管理人員和文教衛生/專業技術人員占到34.2%，其次為學生為16.3%，服務銷售商貿人員11.2%，職業構成與學歷以及收入水平存在顯著的正相關。
四、旅游者決策與動機行為研究
（一）出游方式
江陰游客以散客為主，占46.8%；其次是參加旅行社，占27.6%；再者是單位組織的福利、獎勵旅游占16.3%，最后是因公務、出差、開會順便出游的，為9.2%。其中，散客出游方式，又以家庭和親朋結伴出游為重。總體來說，江陰旅游喜歡結伴出游，樂意與身邊的人分享旅游經歷。
（二）旅游信息來源
相關群體的介紹是主要的信息渠道，包括親朋的推薦和旅行社的推介，分別占28.7%，9.3%，其中親朋的推薦的28.7%是所有信息來源渠道中比例最高的，由此可以看出口碑對于游客的旅游決策起到異常重要的作用。另外一些白領傾向于在網站搜索旅游信息，比例為13.4%。這個比例也較高，說明在現代網絡時代，大眾對于信息的來源已經開始依賴于網絡；最后廣播電視的宣傳手段作用也比較大，達到16.4%。而報刊雜志和旅行社推薦比例是最低的，只有10.1%和9.3%。
（三）主要交通工具
受客源地的影響，到江陰旅游所選交通工具主要以汽車為主（54.7%），另外私家車所占也比例非常高，達到23.1%。在客源市場開發過程中要特別關注自駕車旅游市場的特點和需求。
（四）旅游者的出游動機研究
使用SPSS16.0對江陰市旅游者旅游動機進行因子分析，首先對21項旅游動機描述項進行KMO統計量分析和巴特勒球形檢驗。KMO值=0.819，大于0.7，說明作因子分析的效果較好。巴特勒球形檢驗的 概率是0.000，說明數據具有相關性，適宜做因子分析。采用主成分萃取方法提取公因子，并使用方差最大化正交旋轉法對提取的公因子進行旋轉，以使公因子有較滿意的解釋。以特征根大于1、因子負荷大于0.4為標準，可得5個動機因子，共解釋54.9%的方差，能夠概括江陰市游客主要旅游動機：
第一個動機因子包括9個變量，如考察學習、慕名而來、體驗不同的生活風格、增長見識增加知識等，命名為“考察體驗”動機，解釋總方差的17.33%；第二個動機因子包括觀賞美麗的風景、身體心理放松休息、處于平靜的氣氛中等，命名為“游憩放松”動機，解釋總方差的16.95%，前兩個動機因子解釋方差最多，是解釋江陰市旅游者動機差異的最主要因素；第三個動機因子包括探親訪友、和家人朋友在一起、帶孩子游玩增長見識，命名為“增進親朋感情”，解釋總方差7.67%；第四個動機因子包括商務公務會議需求和建立友誼發展關系兩個變量，命名為“商務/公務關系”動機，解釋總方差6.97%；第五個動機因子只有一個變量，命名為“宗教”動機，解釋總方差6.00%。
五、江陰客源市場的開發構想
（一）明確并選擇合理的客源市場目標層
根據對江陰旅游者客源地特征分析，江陰旅游者主要客源地應該重點鎖定在華東及華東周邊地區。
華東地區，特別是以上海為中心的長江三角洲，是我國經濟比較發達、城市密集、人口稠密的地區，出游能力較強，加之，江陰是長三角地區的幾何中心，交通發達，在本區內可達性較好。因此，該區應成為江陰市國內首選市場。華東周邊地區距江陰也不遠，在現代交通的背景下，華東周邊的游客可以很方便的通過飛機、高鐵、高速公路直達江陰。事實上，華東周邊地區如福建、湖南、河南等地區在江陰市國內客源市場中已占一定比例。這地地區可進行適度的宣傳促銷，以作為江陰市國內客源市場的補充。
（二）加強區域合作
華東地區旅游資源豐富，區內集中了35處國家級風景名勝區，還有許多著名的旅游城市，已形成一定的旅游網絡。南京市無論在資源開發方面，還是在促銷方面，都應該與片內其他地區加強合作，這樣可以形成優勢互補，還可以借助周圍旅游區，提高自己的知名度，擴大自己的客源市場。如上海是著名的國際化大都市，其國內、境外客源市場都很大，其每年境外游客數達100多萬人次，國內年流動人口達1億人次，江陰距離上海只有198公里，滬寧高速、沿江高速、京滬高速、京滬高鐵等多條交通線路直通上海，如能與上海方面合作，將上海的部分游客中轉過來，那將是一個可觀的數目。
（三）加大宣傳促銷力度
根據江陰旅游者的信息來源分析，江陰在客源市場的開發中一定要加大投入重點可以采取以下方式：（1）采用多種形式的廣告，如在具有標志性的江陰長江大橋兩邊設置大型廣告牌、在車站候車廳運用大屏幕廣告等；（2）編印各種介紹江陰的小冊子，并可作免費贈送嘗試；（3）拍攝江陰旅游風光錄像片，在國內外電視臺播映；（4）運用廣播電臺向國內外廣播宣傳；（5）建設江陰自己的旅游網站，并加強在網絡上進行江陰旅游形象的推廣；（6）與其他地區聯合宣傳。此外，江陰旅游宣傳要多走出去，多參加國內國際旅游方面的展銷、促銷活動等等?？傊梢酝ㄟ^不同渠道形成全方位、多層次的海內外促銷網絡。
（四）加快軟、硬件建設，塑造良好的旅游城市形象
近年來，江陰的旅游基礎設施、服務設施有了很大的改善，但還不盡如人意，尤其是市內道理狹窄、交通擁擠狀況未能有效地改變，連接各個旅游景區的交通系統還未建成，市容市貌、衛生狀況也有待進一步改觀。因此，要盡快加強基礎設施建設，改善城市旅游環境，進一步提高服務質量，樹立良好的旅游城市形象，打造江陰在旅游者心中的良好口碑，使江陰市的旅游業再上一個臺階。
參考文獻：
[1]保繼剛，楚義芳.旅游地理學[M].北京：高等教育出版社，1999.
【關鍵詞】彩票；收入彈性；春節效應
一、引言
自從1987年第一批福利彩票開始發行，繼而1995年體育彩票也開始發行，彩票行業逐漸發展完善，成為政府籌措公益慈善資金的重要來源。2011年，我國彩票銷售額就達到2215億元，創下歷史新高，共籌集彩票公益金634億元，為我國的公益事業提供了強大的資金助力。彩票行業的另一個重要貢獻在于提供了大量的就業崗位，特別為很多個體經營者帶來了一個不錯的就業選擇。彩票營業稅也成為服務業營業稅較快增長主因。同時，對普通大眾來說彩票也逐漸的進入了他們的消費生活，其中不乏一夜暴富的故事，也有為博頭獎傾家蕩產的反面例子。隨著彩票影響力的不斷增強，國內學界也更多的關注彩票相關的研究。哪些因素影響了彩票銷售就是一個研究的熱點。而在眾多的影響因素中，收入無疑是最關注的焦點。原因是，在中國，彩票公益金的主要用途是政府的福利救濟和中低收入群體的體育健身設施的建設，理想的模式是通過彩票將一部分中高收入人群的收入轉移支付到中低收入人群中，來提高整個社會的福利水平。但是，如果購買彩票的絕大部分都是低收入者，絕大部分的買彩票者都是為了追求一夜暴富，而彩票并沒有想其他娛樂品，例如電影，給購買者休閑的效用，那可能上述理想的情況不但不能出現，有可能還會更糟。如果真的那樣彩票管理者就應該檢查彩票發行機制來改善情形了。
本文利用中國2007-2010年來省級彩票銷售量的面板數據，從總量分析上來研究人均收入對人均彩票銷售量的彈性，同時，指出總量分析在這種關系識別上存在的問題，通過一個特殊外生事件（春節效應）的研究來對兩者的關系進行修正。
二、文獻綜述
在研究收入與彩票銷量關系的文獻中，按數據類型的不同，主要分為微觀分析和總量分析。前者是基于對彩票潛在購買者調查的微觀數據，通過一些例如Tobit一類的微觀計量模型，來研究包括收入、性別、年齡、種族、宗教等個體變量對彩票購買意愿以及購買量的影響。后者是基于地區，國家的宏觀總量統計數據，例如人均收入、人均GDP、教育水平、貧困程度等變量，來研究對該國家或者地區總體彩票銷售量的影響。
微觀分析代表文獻中，Farrell和Walker（1999）利用基于英國微觀個體的面板數據，通過Tobit模型研究了收入、年齡等一些人口統計學特征對彩票購買者購買概率和購買量的影響，他們主要關注了價格彈性以及“二次反轉”（double rollover）對購買的影響。他們發現高的價格彈性和低的收入彈性。Rubenstein和Scafidi（2002）等通過美國Georgia洲1998年的微觀家庭抽樣調查數據對該州教育彩票的購買偏好和最終用途進行了研究，發現低收入和非白人家庭的購買量更高，但是高收入家庭在教育彩票的收益上更大。同類的研究還有Grotea和Mathesonb（2007）等。
總量分析的代表性文獻中，Mikesell（1994）研究了1983年倒1991年美國33個州的人均季度彩票銷售量與各州各種經濟指標間的關系，主要發現人均收入對人均彩票銷售量的平均收入彈性達到了3.9，失業率相對與人均彩票銷售量的彈性要低得多，只有0.054。但彩票的銷售量對失業率的變化是敏感的，失業率增加1%彩票銷售量增加0.17%。Mikesell同時指出研究結果也證實了在經濟的衰退期，更多的人會感受更沉重的生活壓力，增加彩票的購買的假設。Garrett（2001）研究了1997年全球82個國家和地區的人均彩票銷售量和該國家地區的主要經濟指標間的關系，發現平均來看全球人均收入對人均彩票銷售量的收入彈性為1.347，比較各個大洲的情況，非洲為0.71，亞洲為1.31，北美為1.182，歐洲為1.681，南美最高為2.065。Garrett還研究了彩票銷售量占國家GDP的比重和各個國家或地區收入水平之間的關系，發現中低收入國家或地區彩票銷售量占國家GDP的比重較高，而低收入和高收入國家的比重較低，近似存在一種倒U型的模式。Coughlin和Garrett（2009）使用2005年美國七個州彩票數據，通過把收入分為名義收入、財富和轉移支付三類，分別考慮了它們對彩票收入的彈性，發現轉移支付的彈性最強，也暗示得到政府轉移支付更多的低收入人群購買了更多的彩票。
分析文獻我們發現，豐富的微觀數據能夠對潛在彩票購買者的購買意愿和購買數量進行精確的計量分析，而且大多數的結果和微觀經濟學以及心理學的理論相吻合，即對樂透型的彩票，低收入人群，高生活壓力的人群是它的主要購買人群，彩票隨收入增加的邊際消費傾向是遞減的，甚至從理論和現實中都存在低收入者購買彩票的絕對數量也會高于高收入者，比爾蓋茨很難為了中個五百萬而購買一張彩票。但是，對中國國內的研究來說，由于我們還沒有完善的微觀數據收集系統，數據的缺失使這樣的研究很難嚴謹的展開。所以，本文也采用的是總量分析的方法。但特別需要注意的是，總量分析卻存在一個嚴重的問題。僅僅估計到一個正的收入彈性，是無法說明單個個體會隨著收入的增加而增加彩票的消費量。這是因為，針對人均收入對人均彩票銷售量的彈性，總量分析得到的是一個地區一個個體平均意義下收入變化對彩票消費的影響，但是如果該地區本身人均收入的差異很大，高的人均收入的地區伴隨著更多的低收入群體，總量分析的結果就可能有問題。極端的來講，一個高的彈性可能是大量的低收入者巨額的購買和少量的高收入者的零購買形成的，這樣平均意義下的彈性就沒有多少的實際意義。本文后面的工作就是不僅僅估計出人均收入對人均彩票銷售的彈性，還有通過總量數據來分析到底是流動人口是否是彩票的主要消費者。
三、研究設計與數據來源
首先，為了得到中國各個省、直轄市彩票的收入彈性，本文在Garrett（2001）的模型上構建了彩票人均銷量與人均收入的計量模型。相對與Garrett（2001）的橫截面模型，本文通過中國2007年至2010年，中國大陸地區31個省、直轄市年度的彩票銷售數據和相應的收入數據建立了面板模型。
…………（1）
（1）式中，表示指定省市i年份t的人均彩票銷售量，表示i省市年份t的人均GDP，表示i省市的截距，表示i省市的斜率，表示誤差項。
本文選擇的面板模型是參數滿足時間一致性的固定效應模型，以為本文使用的數據是橫截面較長，時間維度較短的面板數據，從估計的角度參數容易滿足時間一致性；同時，本文使用的是全國所有省、直轄市的數據，本身就是總體，并且變量都是匯總后的總量數據，使用固定效應模型建模更為自然。
在變量選擇上，本文用人均GDP來代表收入水平，是因為國家統計局給出的收入指標，分為了農村人口的年度總收入和城鎮人口的年度可支配收入，并沒有一個統一的個人年度可支配收入，考慮到不同省市間城鄉差異較大，參考先前關于彩票收入彈性的研究（如Garrett（2001）），本文選擇了人均GDP來衡量各省市的收入水平。實際上，在研究中我們也嘗試選擇了上述兩個變量來進行分析，估計結果并不改變本文的主要結論。
第二步，為了分析各個地區實際購買彩票人群的特征是否符合心理學及其相關研究的特征，本文關注了兩個問題，一個是一類特殊的人群，流動人口。眾所周知，我國是一個流動人口的大國，特別是改革開放后，中西部富余勞動力大量的向東部移動，加之我國特有的戶籍管理制度，東部經濟發達地區常年積聚了大量的流動人口。這一部分社會群體是比較符合前面所談到的低收入，高生活壓力的特征，也就是說，他們按照理論分析應該會有更高的彩票購買傾向。存在這樣的可能，在彩票收入彈性更高的地區，很可能是因為有更多的流動人口，他們購買了更多的彩票，才產生了虛假的更高的收入彈性?；蛘哒f，高的彈性的一個重要原因之一是以為，在高收入的經濟發達地區聚集了更多的彩票潛在消費者――流動人口。但在，彩票銷售的總量統計數據中，卻并沒有購買者的統計信息，也就無法證明哪一部分彩票是這些流動人員購買的。為了克服這個困難，本文又從時間維度上考慮，在一個特定的時間，大量的流動人口會離開自己的暫居地――春節，具體的說主要是春節到元宵這一個時間段。一年一度的春運高峰，正是這個現象的最好體現。如果前面的邏輯是正確的，那么在流動人口集中度更大的地區，在除夕到元宵所在月份的人均彩票銷量會下降得更多，為了證實這個假設，本文建立了第二個模型：
…………（2）
（2）式中，表示各省市春節春節到元宵所在月份與上一月份的人均彩票銷售量的差，表示各省市流動人口占總人口的比例。
各省市年度的彩票銷售數據來源于中國財政部網站，其余數據都來源于中國國家統計局網站。中國財政部網站上提供了2007年8月至今的省市各月度的以及當年累計的彩票銷售數據，國家統計局網站提供的是各省市年度人口、收入、GDP數據。因為，全國第六次人口普查的詳細數據還沒有公布，各省市流動人口占總人口的比例是通過2005年全國1%人口抽查數據中統計的“全國按現住地分的戶口登記地在外省的人口”數據計算得到。人均彩票銷售量、人均GDP。
四、實證分析
首先，需要確定（1）式的具體形式。是相同截距，相同斜率；相同斜率，不同截距；還是不同斜率，不同截距的模型。本文先進行了模型選擇的F檢驗，F（60，62）=1.528，F（30，62）=1.634，所以，最后確定的（1）式的具體形式為，固定效應變截距模型。考慮到省級面板分析時，一般認為存在異方差，所以在估計參數時我們選擇了截面加權的廣義最小二乘。
（1）式的最后估計結果為：
R2=0.96，DW=2.15，F=75.57，是每個省市截距對平均截距的偏離。整體的回歸效果比較理想。同時，對模型固定效應進行似然比檢驗，LR=17.14，P
我們得到的彩票的收入彈性為1.06，同Garrett（2001）研究中得到的亞洲1.31的結果還是比較接近，考慮到Garrett提出的倒U型的收入彈性模式，以及其他大洲的數據，我們預計短期內，收入彈性還有增加的可能，這對整個彩票市場都是一個利好的消息。但是，一個大于1的收入彈性似乎指出，隨著收入的不斷增加，購買彩票的量也會增加得更快，富人比窮人有更強的購買彩票的意愿，這顯然同我們平常的邏輯和心理學的相關研究相悖。正如我們前面分析的，一個平均意義下通過總量分析得到的收入彈性可能會掩蓋社會不同階層對彩票的不同需求。為了分析彩票購買者的人群結構特點，接下來，我們又對（2）式進行了估計。估計時，我們選擇了White異方差修正。
（2）式的最后估計結果為：
R2=0.38，DW=1.54，F=17.69。整個模型的R2偏低，原因很大在于流動人口比例數據偏度較大達到了2.07，有不少省市的流動人口占該省人口比例都很小，總體樣本的容量只有31個，一個較低的R2也比較自然。同時考慮到，在95%的置信度下DW值和總體線性的檢驗都通過，（2）式的估計也是可以接受的。
最后得到流動人口比例的系數為3.69，說明在春節期間，的確有大量的彩票銷量的下降是由于流動人口的暫時離開造成的。也就是說，在平時流動人口是彩票的一個非常重要的消費群體。
結合上述實證結果，我們可以看到經濟發達地區，人均GDP，人均收入都較高，同時也有較高的人均彩票消費量，但是，這種平均意義下的高的人均彩票消費量掩蓋的是不同人群結構下的彩票消費，改革開放后，我國經濟發達地區吸引了大量的外來人員，積累了大量的流動人口，這些人群往往是相對收入較低，生活壓力較大的群體，他們實際上是這些經濟發達地區彩票消費的主體之一，也暗示真正的高收入群體的人均彩票購買量比總量數據分析得到的平均值要低。進一步，如果要獲得準確的彩票收入彈性或者是收入消費曲線，基于微觀個體的數據就是必不可少的。
[關鍵詞] 齲?。豢谇涣餍胁W；兒童
[中圖分類號] R781.1 [文獻標識碼] B [文章編號] 2095-0616（2013）15-75-02
Analysis of caries condition and influence factors in preschool children
LIN Qiaoxia
Department of Stomatology，the People's Hospital of Yangjiang City in Guangdong Province，Yangjiang 529500，China
[Abstract] Objective To investigate the caries and influencing factors in preschool children in Guangdong Yangjiang. Methods Surveyed the oral health of 217 preschool children aged 3-5 years，their oral health-related behaviors，knowledge and attitudes and other information were collected through questionnaires.The factors associated with dental caries status were statistically analyzed. Results The caries rate of respondents was 49.3%，caries was 2.5. Logistic regression analysis showed that the snacks frequency and start of brushing time were the relevant factors to affect the caries incidence. Conclusion We should pay attention to the oral health of preschool children， focusing on advocacy to reduce the intake of snacks frequency and start brushing early，in order to reduce the level of caries in preschool children.
[Key words] Caries；Oral epidemiology；Children
我國兒童乳牙患齲率及齲均在20世紀八九十年代期間有所上升，20世紀90年代至今有所下降。但與發達國家相比，我國的學齡前兒童乳牙患齲狀況仍較嚴重[1]。為了監測口腔齲病患病趨勢，為學齡前兒童口腔疾病的防治措施的制定提供相關理論基礎，本研究通過對陽江地區3～5歲學齡前兒童開展口腔健康調查，探索可能的影響學齡前兒童齲病的相關因素，現報道如下。
1 資料與方法
1.1 一般資料
本調查對象是陽江市城區3～5歲的學齡前兒童。利用2011年9月～2011年12月陽江市教育局開展的幼兒園兒童齲病篩查項目，抽取3～5歲的學齡前兒童為調查對象。采用多階段、分層、等容量、隨機抽樣的方法，抽取陽江市市區2所幼兒園的所有兒童參加此次調查。
1.2 調查方法
口腔健康調查包括齲病的臨床檢查和問卷調查兩部分。齲病狀況采用由世界衛生組織所推薦的齲失補指數（dmft）來評估。根據世界衛生組織所推薦的診斷標準和方法來診斷齲病[2]。臨床檢查由一位檢查者在人工光源下采用可棄置平面口鏡和CPI探針在每個幼兒園進行。
臨床檢查之后進行了問卷調查，以《第三次全國口腔健康檢查表》和《第三次全國口腔健康調查問卷》[1]為標準，進行口腔健康檢查和問卷調查。問卷內容包括基本的社會人口統計學指標、口腔健康相關的行為、口腔健康相關的知識和態度（表1），問卷由兒童的父母或者監護人填寫。
1.3 質量控制
口腔健康檢查人員均為從事臨床工作5年以上的口腔醫生，檢查前經過統一培訓，并通過標準一致性檢驗，Kappa值均在0.85以上。在檢查過程中，對10%的調查對象進行復查以便監測檢查者本身的可信度。
1.4 統計學處理
采用SPSS16.0統計軟件。對調查數據采用x2檢驗進行統計分析。通過Logisitc回歸來研究與齲病狀況相關的影響因素。在雙變量分析中選擇P
2 結果
