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關鍵詞：競技體育；教練員；職業壓力；壓力源
中圖分類號：G804.87 文獻標識碼：A 文章編號：1006-2076(2012)05-0068-05
職業壓力問題在國外早已成為研究的熱點，而我國關于職業壓力的研究迄今尚未成熟，還沒有形成特有的“本土化”理論體系。許多研究者對于職業壓力問題的理解仍具有一定的局限性，認為職業壓力和職業倦怠多發生于人際服務領域，因此研究對象主要集中于教師、護理、醫生和管理工作者等職業［1-2］，關于教練員職業壓力問題一直被人們所忽略，相關領域研究較少涉及。通過檢索CNKI中國期刊全文數據庫和Elsevier Science外文期刊數據庫，發現國內相關文獻
甚少，國外研究也不多見。表明體育人力資源管理還未將教練員職業壓力問題正式納入研究。Maslach和Jackson(1984)［3］認為，持續的壓力會導致教練員生理和心理上的精疲力竭，最終形成職業倦怠。Dingle(2002)［4］對印地安那州田徑教練員的研究顯示，性別對其感知到的職業壓力無顯著差異。而Acosta和Carpenter(2003)［5］研究發現，女性教練員因職業壓力有較高離職意愿，得出工作性質、強度在傳統性別角色分工影響下女性感知到更多的工作-家庭沖突壓力。但同時Burrows(2002)［6］的研究表明，籃球教練職業壓力在性別、婚姻和父母地位3變量上無顯著差異，表現出結論的不一致性。我國學者顧海勇（2004）［7］認為，足球職業教練員承受的壓力是多方面的,其中俱樂部方面、聯賽成績和名次、創新意識、知識水平和指揮能力是主要壓力源。許欣（2007）等人［8］經調研證實收入水平高低與教練員工作-家庭沖突程度有顯著性差異，積極滲溢和補償行為對工作滿意度有較強預測力。
以上關于職業壓力的研究文獻，對于研究和認識我國教練員職業壓力問題，具有重要的啟迪意義。然而，以往零散的教練員職業壓力研究尚存在不少的缺憾及不足，具體表現為以下幾個方面：1)研究背景：我國與西方的文化背景有著巨大差異，造成了東西方種族價值追求、倫理取向、職業壓力等方面迥然相悖。因此，不能將國外的東西直接照抄照搬，而應該加強其“本土化”的研究，更加關注和加強職業壓力特征在我國文化背景和組織管理模式下的研究，使以往研究成果與我國實際情況相結合，以真正揭示我國教練員職業壓力的跨文化特征。2)研究方法：從依據的研究方法和理論基礎看，由于知識及能力偏于一隅，其研究成果也僅是停留于局部定性的描述，或簡單的數據羅列分析，缺乏深度及廣度的領域拓展。3)研究類型：研究類型只是研究者主觀思想觀點的闡述和經驗總結，而系統的理論分析和實證研究較為匱乏。4)研究內容：研究內容多為現狀認識和觀點陳述，側重于表面層次的分析和探討，特別是研究范圍僅局限于工作組織和個體職業壓力或職業倦怠一個單獨變量上，顯得比較片面單一。本研究運用心理學、社會學、管理學的理論，通過問卷調查對山東省“優秀運動隊后備人才訓練基地”教練員職業壓力以及人口統計學變量的差異特征進行實證探究，以希為今后體育領域個體或組織進行壓力管理提供理論依據。
研究對象與方法
1.1 研究對象
根據研究內容和樣本采集的可行性，本研究主要在山東省濟南市體育運動學校、青島市體育運動學校、煙臺市體育運動學校、新泰市業余體育運動學校等59個“優秀運動隊后備人才訓練基地”（主要考察基層和中層運動隊教練員）隨機分層抽取278名教練員為被試進行量表的測查；項目包括田徑、游泳、舉重、摔跤、柔道、跆拳道、拳擊、體操、乒乓球、排球、籃球、足球、自行車、射擊、帆船帆板、賽艇皮劃艇、武術散打、武術套路、手球、射箭、跳水共21個項目。共發放問卷400份，回收312份，經篩查剔除其整份問卷答案成規則作答的，或一個題項選取兩個及以上答案的，以及整份問卷漏答題目≥2個的，最后得到有效問卷278份。其中，男性205人，女性73人；年齡30歲以下81人，30歲～40歲109人，41歲以上88人；已婚217人，未婚61人；具有大專學歷97人，本科及以上學歷181人。
1.2 研究方法
1.2.1 研究工具
1.2.2 數據處理
運用SPSS12.0軟件對收集的數據進行探索性因素分析、信效度檢驗、描述性分析、獨立樣本t檢驗、單因素方差分析、事后多重比較等。
2 結果與分析
2.1 競技體育教練員職業壓力總體現狀分析
研究表明，有68.9%的教練員壓力體驗較大或壓力感受很大。此數據比國內關于普通教師職業壓力的調查數據略高［9-11］，且明顯高于國外關于競技體育教練員壓力的研究結果［12-14］。
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。控制變量為年齡、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： 轉崗幼兒教師 職業緊張 自我效能感
職業緊張現如今已經成為世界上嚴重的衛生問題之一。調查顯示，職業緊張是各種心身疾病的危險因素，職業緊張增加了焦慮、抑郁等精神疾患發生的危險性。汶川5.12地震后，許多小學被毀，小學生人數急劇下降，富余出來的小學老師經培訓考核后要轉崗到幼兒園，充當幼兒教師。這對大多數轉崗老師來說不是件容易的事。能不能適應新的崗位？如何更快地適應新的崗位？這都會給轉崗教師帶來一定的困擾和不安，導致職業緊張。研究采用職業緊張量表（OSI-R）、自我效能感量表對轉崗幼兒教師職業緊張和自我效能感狀況進行定量分析，分析職業應激源、緊張反應各個具體層面、反映應付策略對個體和組織緊張度的影響，同時分析職業緊張與自我效能感的關系，為緩解轉崗幼兒教師職業緊張和轉崗幼兒教師的培訓提供實證依據。
一、被試與方法
被試采用整群抽樣方法選取汶川及其周邊地區轉崗幼兒教師（女）為對象。共計104人。進行了問卷調查與訪談。共發放問卷104份，有效問卷102份，問卷有效率98%。
研究內容（1）人口統計學特征調查，包括年齡、學歷、教齡、職稱、子女、婚姻狀況和健康狀況。（2）職業緊張狀況，采用華西醫科大學王治明教授編制的《職業緊張量表》（OSI-R）[1]，該量表包括職業任務（ORQ）、緊張反應（PSQ）和應對資源（PRQ），3項共140個條目，每個條目均按5級記分，有些項目為反向計分。（3）自我效能感調查，采用Schwarzer等人編制《一般自我效能感量表（GSES）》，共有十個項目，全部為正向計分題，量表采用4點等級計分。
1.3數據管理與統計分析所有統計均用SPSS for Windows 16.0軟件統計包分析處理。數據為正態分布，相關分析采用Pearson積差相關，顯著性檢驗采用獨立樣本T檢驗和回歸分析。
二、結果
（一）不同人口統計學特征對教師職業緊張的影響。
職業任務（ORQ）和緊張反應（PSQ）在年齡、子女、教齡、職稱、婚姻狀況和健康狀況等因素上得分差異無統計學意義（P>0.05）。應對資源（PRQ）在年齡、教齡、職稱、學歷、和健康狀況等因素上得分差異無統計學意義（P>0.05）。而不同的學歷在職業任務（ORQ）上得分差異有統計學意義（P
表1 不同人口統計學特征教師職業緊張因素得分比較（x±s）
注：*p
（二）轉崗幼兒教師職業緊張及自我效能感的得分。
如表2所示，總體來說，轉崗幼兒教師職業任務中任務不適和任務模糊這兩項得分較高。與其他研究的中小學教師的職業任務得分相比較[2]。緊張反應得分不高。應對資源得分較高。自我效能感得分也較高（總分40分）。
表2 幼兒教師職業緊張及自我效能感得分（x±s）
（三）轉崗幼兒教師職業緊張量表各因子與自我效能感得分相關狀況。
結果表明：自我效能感與職業任務的各因子不相關（P>0.05）；自我效能感與緊張反應總分、心理、人際關系緊張呈顯著負相關（P
表3 幼兒教師在職業緊張各因子得分與自我效能感的相關（r）
注：*p
（四）轉崗幼兒教師職業緊張反應的多元逐步回歸分析。
為了解幼兒教師緊張反應（PSQ）的主要影響因素，分別以業務緊張反應（VS）、心理緊張反應（PSY）、人際關系緊張反應（IS）和軀體緊張反應（PHS）為應變量，以職業任務（ORQ）、應對資源（PRQ）、職稱、學歷、年齡、工齡、婚姻、健康情況、子女、自我效能感共10個因子為自變量，在顯著性水平α=0.15時，做多元逐步回歸分析，結果見表4。
表4 ORQ、PRQ及一般情況對PSQ的多元逐步回歸分析
由表4結果可知：應對資源是轉崗幼兒教師職業緊張反應的主要影響因素，其中應對資源為負值，表明對緊張反應具有緩解作用。職業任務、健康狀況和應對資源是軀體緊張反應的主要影響因素。
三、討論
（一）不同人口統計學特征對轉崗幼兒教師職業緊張的影響。
本次調查發現，年齡、子女、教齡、職稱、婚姻狀況和健康狀況等因素對職業任務（ORQ）和緊張反應（PSQ）影響不大（P>0.05）。年齡、教齡、職稱、學歷和健康狀況等因素對應對資源（PRQ）影響不大（P>0.05）。不同文化程度教師在職業任務、職業緊張反應評分上差異有統計學意義（P
（二）轉崗幼兒教師職業緊張各個因子與自我效能感的總體狀況。
調查顯示，轉崗幼兒教師職業任務中任務不適和任務模糊這兩項得分較高。說明，轉崗幼兒教師從小學教師到幼兒教師的角色轉換過程中，還存在工作性質不清、教學技能缺乏、教學方法不足等問題，但緊張反應得分不高。應對資源和自我效能感得分較高。可見，轉崗教師自身的綜合素質較好，經過相應的培訓，能很好地適應新的工作和環境。
（三）轉崗幼兒教師職業緊張與自我效能感的相關及多元逐步回歸分析。
相關分析顯示，自我效能感與職業任務的各因子不相關（P>0.05）；自我效能感與緊張反應總分、心理、人際關系緊張呈顯著負相關（P
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[關鍵詞]非倫理消費；人口學變量；因子分析
[中圖分類號]C81；F205 [文獻標識碼]A [文章編號]1672-2426（2017）04-0064-08
一、非倫理消費行為研究現狀
消費者非倫理消費行為研究開始于20世紀70年代。從文獻梳理來看，可以分為特定形態的非倫理消費行為和廣泛的非倫理消費行為兩個研究視角。
特定形態的非倫理消費行為研究主要是研究如購買仿冒品、商店行竊、使用或下載盜版軟件等消費場合中某一種非倫理消費行為，分析消費者作出非倫理消費行為的態度、意圖和原因[1]。例如，許多學者研究消費者購買仿冒品的意向，研究發現消費者倫理信念顯著影響消費者購買仿冒商品行為[2][3][4]；消費者購買仿冒品受到的阻礙越少越可能購買仿冒品，感知行為控制顯著影響消費者仿冒品購買意向，且影響最大。[5]企業社會責任顯著影響消費者仿冒品購買意向，即企業的社會責任履行的越好，消費者購買仿冒品的意向越低[6]。使用盜版軟件的行為也是非常普遍，而且人們相信只要盜版不涉及商業盈利就可以接受[7]。推動消費者盜版行為不是消費者固有價值觀，而是對固有價值觀的“中和”[8]。在中國情境下，否認責任等中和技術與消費者軟件盜版傾向有顯著聯系，表明消費者利用中和技術中和或抵消固有道德觀念的約束，為其盜版行為尋求合理化[9]。有些學者針對消費者對非倫理消費行為的態度進行研究，發現情緒穩定性較低、外向性較高、不太贊同他人、嚴謹性較低、智商較低的人更容易接受非倫理消費行為和入店行竊[10]。翻閱相關文獻可以看出，特定形態的非倫理消費行為的研究以實證研究為主，分析影響消費者非倫理消費行為的因素，但是對變量行為作用機理的研究較少。
廣泛的非倫理消費行為研究側重于在不同的文化背景下，理論上模擬不同類型的非倫理消費行為，探討消費者面對的各種不同的倫理困境的決策過程、決策差異或影響因素。例如，Rawwas等（1996）[11]以澳大利亞消費者為研究對象、Polonsky（2001）[12]以北歐和南歐各國消費者為研究對象、Al-Khatib等（1997）[13]以美國和埃及消費者為研究對象以及Kyoko Fukukawa和Christine Ennew（2010）[14]以（大不列顛）聯合王國為研究對象，對消費者非倫理消費的決策差異或影響因素進行了研究。曾伏娥等主要運用實證研究的方法，研究影響非倫理消費行為的因素[15][16]。隨著研究的深入，學者們越來越關注其他中間變量，如感知風險[17]、文化價值觀[18]、心理契約違背[19]、直接經驗[20]等對消費者非倫理消費行為的影響。
總體而言，目前學者們對消費者非倫理消費行為的研究多是從消費者倫理的角度，基于不同的文化背景，探討影響非倫理消費行為的因素。那么，在中國情境下消費者非倫理消費行為傾向在性別、年齡、學歷、職業、出生地等人口學變量上會呈現怎樣的特點？本研究以沈陽地區的消費者為研究對象，試圖通過問卷調查的方式，勾勒出基于人口統計學變量的消費者非倫理消費行為傾向的具體特點，以期豐富非倫理消費行為的研究成果。通過研究，可以幫助企業了解沈陽地區消費者非倫理消費行為的狀況，從而制定策略以減少由于消費者非倫理消費行為給企業帶來的損失。同時，也能夠使得消費者對自己的非倫理消費行為進行反思，引導和鼓勵規范的消費者行為，營造和諧消費文化。
二、非倫理消費行為研究方法
1.消費者非倫理消費行為研究量表。本文以Muncy-Vitell四維量表[21]為基礎，參照國內其他學者對該量表測量條款的修訂，并結合中國情境形成用于測量消費者非倫理消費行為的29個測量條款的初始四維量表[23]。本文以沈陽市區的消M者為研究對象，先在學校周邊發放問卷，進行了小樣本前測。通過小樣本前測，本研究刪除了因子載荷小于0.5的測量條款？押 “在超市品嘗葡萄，但不買”、“用別人的而不是自己的電話打長途”、“花一個小時試穿不同衣服，卻一件也不買”和“商品試用后不喜歡就退回去”。最終形成包含25個測量條款的四維量表。問卷使用Liket-5級量表（1=完全不認同，5=完全認同），要求被調查者對每個變量的測量題項進行打分。數值越小，則表明消費者的非倫理消費行為傾向越低，而數值越大，表明消費者非倫理消費行為傾向越高。
2.非倫理消費行為研究樣本。本文以沈陽市區的消費者為研究對象，正式的數據收集選擇以網絡和現場兩種方式發放問卷。現場收集問卷是在沈陽市區某一繁華的消費購物街進行，采取隨機攔截、自愿填答、匿名填答的方式，當場發放，當場回收。共發放問卷250份，回收236份，經過對問卷結果的仔細審核，剔除掉其中的無效問卷14份，最終得到有效問卷222份，有效回收率為88.8%。樣本信息如表1所示。
3.非倫理消費行為研究量表信度與效度。本研究使用SPSS19.0分析軟件對量表進行信度分析，采用Cronbach α值作為量表信度的依據。研究結果分析顯示，非法受益、被動受益、主動受益和無傷害四個因子的Cronbach α值分別為0.871、0.888、0.881和0.864。本文所采用量表的整體信度為0.876，說明本研究所采用量表具有良好的內部一致性。由于本文所采用的量表來自于成熟量表，并且在問卷設計的過程中多次請教、征詢本領域的專家學者的意見，并進行了小樣本前測最終修訂而成，因此問卷具有較好的內容效度。
4.非倫理消費行為研究數據處理。本研究對調研得到的225份消費者有效問卷進行探索性因子分析，進而對沈陽地區消費者的非倫理消費行為現狀做出一個整體判斷。本文首先檢驗研究數據是否適合進行因子分析。對數據進行檢驗，結果顯示KMO值為0.943，大于0.7，P值為0.000，小于0.05。因此，本文的調研數據適合進行因子分析。
本問卷提取特征值均大于1的4個因子，累計方差解釋率為63.117%，表明本文所用的量表具有良好的結構效度。由于本文所獲得的因子結構與前期學者的研究基本一致[12][22]，因此本文沿用以往學者的因子命名。
通過探索性因子分析，本文獲得四個因子。第一個因子為“非法受益”，表示消費者從非法活動中積極受益的行為。“非法受益”因子由7個測量條款組成，這類行為由消費者主動進行，例如，入商店行竊；乘坐無人售票公交車，不投或少投硬幣。第二個因子為“被動受益”，表示由于他人的失誤，消費者被動受益的行為。“被動受益”因子由7個測量條款組成，這類行為指消費者從賣方的失誤中得到好處。例如，商品已有損害但從外觀無法看出，退換時卻不說；發現服務員多找了錢，不把錢退還給商家。第三個因子為“主動受益”，表示消費者主動進行的以賣方利益為代價的非法獲利行為。“主動受益”因子由7個測量條款組成，這類行為指消費者從不違法但有問題的行動中受益。例如，使用不屬于自己的長期可用密碼來獲得電子資源；低報小孩年齡，以獲得半價優惠。第四個因子是“無傷害”，表示消費者認為這類行為不會給任何人帶來直接傷害，即使實際上可能造成傷害的行為。“無傷害”因子由4個測量條款組成，這類行為指消費者認為不會損害他人利益的問題行為。例如，在超市多拿幾個塑料購物袋；購買仿冒品而不買正宗的品牌產品。
三、人口統計變量分析
1.消費者非倫理消費行為在性別上的差異。本文利用獨立樣本T檢驗來分析非倫理消費行為是否存在性別上的顯著差異。如表3和表4所示，檢驗結果表明，在被動受益因子和無傷害因子上，男性和女性消費者沒有顯著差異；但在非法受益因子和主動受益因子上，男性和女性消費者在0.05顯著水平上均存在顯著差異。同時，從每一個題項上來看，男女消費者在7個題項上存在顯著差異。雖然總體上看男女消費者在無傷害因子上沒有顯著差異，但是在選項“安裝使用不是自己購買的電腦、游戲軟件”上，男女消費者卻存在顯著差異。這可能是由于“無傷害”因子的題項太少，樣本數量不足夠多，使得在“無傷害”因子上，男女消費者沒有表現出顯著差異。
總體而言，消費者非倫理消費行為在性別上存在顯著差異。我們也可以看出，在所有四個因子上，男性消費者的均值都大于女性消費者，因此男性消費者比女性消費者的非倫理消費行為傾向更高。這可能是因為女性比男性更關注倫理問題[24][25][26]，女性的非倫理消費傾向更低。
2.消費者非倫理消費行為在年齡段上的差異。本研究采用單因素方差分析方法，對消費者非倫理消費行為是否存在年齡上的顯著差異進行分析。如表5所示，分析結果表明，在“無傷害”因子上，不同年齡段的消費者在0.1顯著水平上存在顯著差異，30-39歲的消費者對消費者非倫理消費行為更傾向于認同，但是在其他三個因子上，他們均沒有顯著差異。同時，在四個因子上，年齡50歲及以上的消費者的均值都是最高的，年齡在40-49歲的消費者的均值是最低的，說明50歲及以上的消費者非倫理消費傾向水平更高，40-49歲的消費者非倫理消費傾向更低。這可能是因為隨著年齡的增長，個體行為逐漸體現出社會一致性和公正性，倫理水平不斷提高[27]，所以相比于40歲以下的消費者，40-49歲消費者的非倫理傾向更低。但是50歲以上的消費者大多出生于20世紀70年代以前，受教育程度較低，且對自己的行為約束較少，更能容忍非倫理行為。
3.消費者非倫理消費行為在職業、學歷、出生地上的差異。運用均值分別對消費者非倫理消費行為在職業、學歷、出生地上的差異進行分析。從圖1中可以看出，企業員工在四個因子上的均值均是最高的，這可能是由于在企業中工作以創造利潤為首要目標，企業員工可能更注重行為的效用，因此更能夠容忍非倫理行為，企業員工的非倫理消費行為傾向水平更高。但是總體上，不同職業的消費者對待非倫理消費行為的態度的差異不是很大。從圖2中可以看出，不同學歷的消費者非倫理行為均值沒有較大差異。從圖3中可以看出，不同出生地消費者非倫理消費行為均值差別較小。
4.消費者非倫理消費傾向的總體特點。研究結果顯示，非法受益因子的總體均值最低，為1.47。說明應試者普遍對這些主動進行的非倫理消費行為是非常不認同的，認為這些活動是違法的，非倫理消費傾向很低。“被動受益”因子和“主動受益”因子的總體均值分別為2.10和2.22，這兩個維度的均值較低，應試者普遍對這些會損害賣方利益并能獲得直接利益的行為是不認同的，認為這些活動也是非倫理的。“無傷害”因子的總體均值為2.74，這個維度的均值最高，應試者普遍對這些不會給賣方帶來直接傷害的行為的態度接近中立，不認為這些行為是錯誤的，傾向于認同此類的非倫理消費行為。
四、建議與對策
本文以沈陽市消費者為研究對象，基于人口統計學變量視角，圍繞沈陽市消費者的非倫理行為現狀展開研究。基于實證研究的結果，得出以下結論：一是沈陽市消費者非倫理行為具有兩面性。當倫理界限較為清晰，消費者行為會給賣方帶來傷害時（“非法受益”、“被郵芤妗焙汀爸鞫受益”情境下），沈陽市消費者可以輕易做出獨立正確的判斷；當倫理界限較為模糊，消費者認為行為不會損害賣方利益（“無傷害”情境下）時，沈陽市消費者態度模糊，無法做出正確的判斷。二是性別、年齡等人口統計學變量因素會對沈陽市消費者非倫理行為產生顯著影響。實證研究表明：在“非法受益”和“主動受益”情境下，男性消費者比女性消費者更能容忍非倫理行為，在“無傷害”情境下，消費者年齡越大越能容忍非倫理行為。
從總體上來看，沈陽地區消費者在非倫理消費量表的得分較低，且非倫理消費行為具有兩面性。這可能是因為中國人具有較強的集體主義和面子問題，在公共場合下嚴格遵循道德標準，但私底下由于丟面子的風險小，所以有可能放松執行道德的標準[28]。
基于上述研究結論，本文提出減少消費者非倫理消費行為的一些建議。企業可以基于產品的目標消費群體的人口統計學特征，合理分配資源，制定有針對性的的營銷策略，一方面減少消費者的非倫理行為，另一方面吸引顧客留住顧客。
1.企I要提供生產優質的產品和優質的售后服務。積極地宣傳社會主流價值觀念，這些會潛移默化的影響消費者的消費觀念，面對倫理困惑時，能夠獨立做出準確地判斷。比如在景區售票處打出“爭做孩子的榜樣，文明旅游”等字樣，一方面盡量減少家長為逃票謊報孩子年齡的數量，另一方面提醒家長文明出行。
2.企業可以改善消費者的消費體驗。一方面可以在店面裝修、商品擺設和服務態度等方面營造舒適的購物環境，以提高消費者進一步了解商品的意愿；另一方面注重培養員工職業素養，提高員工的專業素質，增加顧客滿意度。良好的購物體驗能夠使消費者約束自己的行為，降低非倫理行為傾向。
3.企業可以通過增大消費者的風險感知來降低消費者實施非倫理行為的意向。一方面，企業可以提醒消費者作出某種非倫理消費行為可能會有“受罰”的風險，另一方面，企業可以通過增加技術手段提升非倫理消費行為被發現的可能性，如在多處安裝監控，或者安排員工值班等提高消費者的感知風險，避免失竊的發生。另外，企業應該學會適度地拒絕顧客的不合理要求，給予消費者善意委婉的提醒。例如，在超市內，對于消費者多拿購物袋、隨意拆開商品包裝袋等行為，可以在這些物品旁邊貼上“溫馨提示”，提醒消費者注意。
4.傳遞積極的企業價值觀，強化消費者的倫理信念。企業價值觀包含了企業在追求經營成功過程中所推崇的基本信念。企業員工在與顧客進行溝通交流時，會將企業的經營理念與消費倫理觀念傳遞給顧客，使消費者了解企業為消費者提供優質產品以及優質服務的追求，了解企業對服務規范的態度。當消費者在購買企業產品和置身于企業服務的環境中，會受到企業積極價值觀的影響，其消費倫理信念也會得到喚醒和強化。這有利于消費者規范自己的消費行為，同時也有利于提高顧客忠誠度。
本研究有一些局限性。由于倫理問題是比較敏感的話題，增加了數據收集的難度，并且受到經費的限制，樣本數量略顯不足，可能會影響樣本的代表性。另外，本研究的樣本的人口統計特征也還不夠寬泛。本文研究對象是沈陽地區的消費者，并不能代表我國其他地方消費者的非倫理消費行為特征，對于中國消費者的非倫理消費行為在人口統計學變量上的特征有待進一步研究。另外，性別和年齡等人口統計學變量對消費者非倫理行為產生的影響僅僅是表面上的，對于影響消費者非倫理消費行為的深層次因素，我們還需要進一步的研究。
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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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關鍵詞：職業院校；教師；組織承諾；調查
作者簡介：康勇軍（1976-），男，湖南永州人，廣州大學華軟軟件學院助講，碩士，研究方向為職業教育心理學；屈正良（1965-），女，湖南衡陽人，湖南農業大學教授，碩士生導師，研究方向為心理健康教育、教育心理學；康艷明（1973-），女，湖南永州人，湖南女子學院講師，碩士，研究方向為教育經濟與管理。
基金項目：教育部全國教育科學十一五規劃重點課題“職業院校教師職業倦怠與人力資源管理制度創新研究”（編號：DJA090263）和湖南省教育科學十一五規劃重點課題“職業院校教師職業倦怠研究”（編號：XJK08AZC010）階段性成果，課題主持人：屈正良。
中圖分類號：G712 文獻標識碼：A 文章編號：1001-7518（2012）09-0083-05
組織承諾（organizational commitment）是員工隨著對組織的單方面投入的增加而不得不繼續留在該組織的一種心理現象[1]。目前，研究者們已經區分出了三種不同形式的組織承諾，即感情承諾、規范承諾和繼續承諾[2]。感情承諾是指員工由于認同組織潛在的目標和價值而持續為一個組織工作的強烈愿望；繼續承諾是指由于個人認為離開某一組織付出的代價太大而在這一組織內供職的意愿的強度；規范承諾反映的是員工對繼續留在組織的義務感，它是員工由于長期受組織影響形成的社會責任感而愿意留在組織內的承諾。組織承諾的影響因素包括組織因素和個人因素。組織因素包括崗位認同、組織發展前景、人際關系等。個人因素包括性別、婚姻、年齡、學歷、專業知識及個性特征等。以往的研究表明，組織因素如崗位認同、組織發展前景和人際關系、福利待遇、個人在組織內的發展前景、晉升機會等與組織承諾正相關，學歷和專業知識與組織承諾呈負相關[1]。
教師組織承諾研究之所以重要，是因為它與教師的工作行為的幾個關鍵方面密切相關：（1）組織承諾水平高的教師更能堅守崗位；（2）組織承諾水平高的教師愿意為組織做出犧牲。Szilagyi和Wallace[3]指出:組織承諾是連接教師與學校的心理紐帶,與教師的工作態度、工作表現和去留傾向關系密切,并影響學校組織的效益與效能。回顧文獻發現，目前對職業院校教師組織承諾的研究較少，尤其是考察全國范圍的職業院校教師組織承諾狀況的實證研究更是缺乏。因此，探討我國職業院校教師組織承諾狀況，對于豐富組織承諾研究、提升職業教育教學質量以及提高學校組織績效具有重要意義。
一、調查對象與方法
（一）一般情況調查項目
涉及被試的人口統計學信息，包括性別、婚姻、年齡、教齡、學歷、職稱、兼任行政職務、學校層次、學校區域、學校性質等內容。
（二）對象
在全國14個省市選取了36所職業院校，其中華東地區5所、華南地區5所、華中地區19所、華北地區2所、華西地區5所，包括中職學校14所、高職院校22所。從每個學校隨機抽取30-50名任課或兼課教師，參與者共1600人，有效被試1237人。其中，男性549人、女性688人；20-25歲占7.9%、25-30歲占30.7%、30-35歲占22.1%、35-40歲占16.6%、40-45歲占13.6%、45-50歲占6.5%、50-55歲占1.7%、55-60歲占1.1%；初級職稱占37.4%、中級職稱占44.8%、副高級職稱占17.0%、正高級職稱占0.8%。
（三）研究工具
采用譚晟[4]編制的組織承諾問卷。選取該問卷的感情承諾、規范承諾和繼續承諾三個維度來測評職業院校教師的組織承諾。該問卷采取五級評分法。本次測量的Cronbach’s a系數為0.89。
（四）施測與數據處理
采用集體施測，在學校領導的協助下在會議上向教師發放問卷并要求他們當場填寫。在量表施測的同時獲得被試的一般人口統計學資料，如性別、年齡等。全部數據采用SPSS13.0進行統計分析。
二、結果分析與討論
為了能夠全面考察職業院校教師組織承諾情況，本研究從人口統計學變量和總體水平兩個角度對職業院校教師的組織承諾進行差異比較分析。具體如下：
（一）職業院校教師組織承諾的總體狀況
從表1可以看出，職業院校教師總體上組織承諾處于中等水平。其中規范承諾維度和感情承諾維度得分均高于總體，而在繼續承諾維度得分上低于總體。這反映出，一方面，由于我國傳統文化的影響，教師們比較循規蹈矩，強調職業道德，對履行合同規定責任的義務感較強，這也是衡量一個教師師德的重要標準。同時，由于教師認同學校的目標和價值觀，對學校產生了深厚的感情。另一方面，我國從計劃經濟向市場經濟的轉軌打破了對工作單位轉換的限制，教師的流動頻率愈來愈高，加劇了學校與學校之間人才的競爭。在這種形勢下，教師就會因為離開某一學校付出的代價不會太大而頻繁地尋找新的組織。
表1 職業院校教師組織承諾總體狀況
（二）職業院校教師組織承諾的人口統計學變量分析
1.性別差異分析。本研究結果表明，職業院校教師總體承諾（t=-0.21，P>0.05）和感情承諾（t=0.26，P>0.05）、規范承諾（t=-0.54，P>0.05）、繼續承諾（t=-0.23，P>0.05）方面不存在顯著性別差異。但從男女均值比較來看，女教師在總體承諾和規范承諾、繼續承諾方面稍高于男教師。相較于男性教師，可能是由于女性教師要承擔更多養育孩子的責任，容易發生教育教學工作的中斷，諸多學校在招聘新教師的時候限制女性員工，導致女性員工進入學校的成本要高，離開某一學校的代價更大，她們一旦進入某個學校，就會因煩于尋找新的工作而一直從事同一份工作，從而表現出較高的組織承諾水平。從這一情況看，研究結果與Grusky[5]的研究結果基本相同。
2.學歷差異分析。根據我國的情況，我們把學歷劃分為中專、專科、本科、碩士、博士五個等級。從表2中可以發現，職業院校教師總體承諾（F(4,1232)=3.06，P
表2 承諾總分和繼續承諾因子上不同學歷比較
注：*表示P
3.婚姻差異分析。本研究把婚姻狀況分為未婚、已婚、離異和喪偶四個類別。由表3可知，職業院校教師總體承諾（F=3.69，P
表3 總體承諾和感情承諾上不同婚姻狀況比較
4.年齡差異分析。從表4中可以看出，職業院校教師總體承諾（F(7,1229)=3.52，P
表4 總體承諾和感情承諾因子上不同年齡比較
5.教齡差異分析。從表5中發現，職業院校教師總體承諾（F(6,1230)=4.84，P
表5 總體承諾和感情承諾、規范承諾因子上不同教齡比較
6.職稱差異分析。由表6可知，職業院校教師的感情承諾維度（F(3,1233)=3.97，P>0.01）和規范承諾維度（F(3,1233)=2.61，P>0.05）上存在顯著職稱差異。通過事后檢驗（LSD）發現，在感情承諾和規范承諾方面，副高職稱教師顯著高于初、中級職稱教師。從總體承諾均值比較分析來看，副高職稱最高（3.57±0.60）、初級職稱最低（3.44±0.60）、正高職稱（3.49±0.64）又比中級職稱（3.45±0.60）高。這些與Meyer&Allen[2]、凌文輇等[15]、張曉珩[16]的研究結論基本一致。Meyer 和Allen認為職稱與組織承諾呈現正相關關系，職稱越高的員工,對組織所投入的成本也越多,因而會產生心理上的調整,所以對組織承諾越高[2]。對于副高職稱教師組織承諾得分高于正高職稱教師，這種不一致可能與我國目前職業院校教師隊伍現狀有關。正高職稱教師在職業院校還是鳳毛麟角，是各個學校激烈爭奪的高級人才，他們對于離開某一學校付出的代價并不是太大，而且很容易尋找到新的工作，所以其對組織承諾水平要低些。
表6 感情承諾和規范承諾因子上不同職稱比較
7.兼任行政職務差異分析。從表7中可以看出，職業院校教師繼續承諾（t=2.39，P
表7 是否兼任行政職務職業院校教師組織承諾t檢驗
8.學校層次差異分析。本研究依據我國職業教育實際情況把學校層次劃分為中職、高職兩個類別。由表8中可知，職校教師總體承諾（t=-4.14，P
表8 不同學校層次職業院校教師組織承諾t檢驗
9.學校性質差異分析。這次研究把學校性質區分為公辦和民辦兩個類別。從表9中可以發現，職業院校教師總體承諾（t=4.87，P
表9 不同學校性質職業院校教師組織承諾t檢驗
10.學校區域差異分析。本研究的學校區域劃分為省會城市的學校和非省會城市的學校兩種情況。由表10可知，職業院校教師總體承諾（t=-5.06，P
表10 不同學校區域職業院校教師組織承諾t檢驗
三、小結
從總體上看，職業院校教師組織承諾處于中等水平。其中規范承諾維度和感情承諾維度均高于總體，而在繼續承諾維度上的得分低于總體。在人口統計學指標上表現出以下特點：
（一）在承諾總體和感情承諾維度、規范承諾維度、繼續承諾維度上，男女無性別差異。但在承諾總體和規范承諾、繼續承諾得分上，女性稍高于男性。
（二）除了感情承諾外，總體承諾和規范承諾維度、繼續承諾維度在學歷上存在顯著差異，中專最高、博士最低，專科高于本科，本科高于碩士。
（三）除離異和喪偶外，未婚教師和已婚教師在總體承諾、感情承諾上存在顯著差異，已婚者高于未婚者。
（四）不同年齡的職業院校教師在總體承諾、感情承諾、規范承諾上存在顯著差異，表現為：20-25歲者顯著低于35-40歲和40-45歲者，25-30歲者顯著低于35-40歲、40-45歲、45-50歲和55-60歲者，30-35歲者顯著低于35-40歲和40-45歲者。
（五）不同教齡的職業院校教師在總體承諾和感情承諾、規范承諾上存在顯著差異，表現為0-1年教齡者顯著低于16-20年和20年以上教齡者，1-3年教齡者顯著低于6-10年、11-15年、16-20年和20年以上教齡者，3-5年教齡者顯著低于6-10年、16-20年和20年以上教齡者。
（六）除總體承諾和繼續承諾外，感情承諾、規范承諾在職稱上存在顯著差異，副高職稱教師最高、初級職稱教師最低、正高職稱教師又比中級職稱教師高。
（七）基于兼任行政職務的差異分析表明，在繼續承諾上只有未兼任行政職務者顯著高于兼任行政職務者。
（八）不同層次學校的教師在總體承諾和感情承諾、規范承諾、繼續承諾上存在顯著差異，中職教師顯著高于高職教師。
（九）不同性質的學校的教師在總體承諾和感情承諾、規范承諾、繼續承諾上存在顯著差異，公辦教師顯著高于民辦教師。
（十）不同區域的學校的教師在總體承諾和感情承諾、規范承諾、繼續承諾上存在顯著差異，非省會城市的教師顯著高于省會城市的教師。
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（1.保定市統計局，河北 保定 071000；2.河北農業大學城鄉建設學院，河北 保定 071000）
【摘 要】生命表技術是人口學定量分析的源頭，也是人口學的分析方法之一。它主要是根據年齡別死亡數據編制的、反映一代人從出生到死亡、陸續減少直至全部消失過程的一種以特殊“統計表”形式存在的人口模型。在綜合國內外主要學者研究成果的基礎上，重點對單遞減生命表的編制方法與步驟給予綜述，以期待對2015年河北省1%人口抽樣調查工作的數據開發與利用有所幫助。
關鍵詞 生命表；假想隊列；時期分析；隊列分析
作者簡介：付晨光（1983—），男，河北順平人，碩士，中級統計師，研究方向為人口經濟學。
王穎（1983—），女，碩士，河北保定人，講師，研究方向為城鄉規劃與設計。
1 生命表基本思想
生命表是人口統計中最基本的思想，它在死亡分析、生育分析、遷移分析和人口預測中是必不可少的。生命表思想就是用假設在某一時期（通常為1年）、某一地區來自不同時期經歷同一“人口事件”（例如出生、遷移、死亡等）的不同隊列（也可以說是一個假想隊列）表示為縱向跟蹤某一隊列（某一時期共同經歷了某一人口事件的“一批人”）按觀察到的時期“假想隊列”所經歷的人口事件完全退出為止，即用時期分析來代替隊列分析的一種假設模型。[1]這樣，更能生動地反映該時期人口過程水平與特征的綜合指標。
1.1 生命表的定義
人口學中，通常把同時出生的一批人(也就是同齡人)隨著年齡增長而陸續死亡的人數列成一種表格形式稱為死亡表。由于它同時也從另一方面反映著這一批人的整個生命過程，所以也叫做生命表。[2]又因為在此表中可以計算人口的平均預期壽命，有人也叫它壽命表。
1.2 “一批人”的概念
在人口學中，把在同一時期內發生某種同樣人口事件的人稱為“一批人”，又叫一個隊列。
生命表最基本的用途是死亡研究（當然還可用于婚姻、生育、遷移等），是跟蹤同年出生的一批人從出生到死亡的全過程，它是一個動態時期指標。[3]在現實生活中，追蹤這批人從出生到死亡的全過程大約需要上百年時間，而且也不可能跟蹤到每一個人，于是人們想出了“假想隊列”。人們根據在某一年當中不同年份出生的不同年齡的多個隊列編制成一張表，這張表只需從0歲到最高年齡中各個年齡中詳細的平均人口、死亡人口，據此可以計算出mx,qx,lx,dx…各個指標。我們將其看成同年出生的一個隊列從出生到死亡的全過程，這樣我們無需去跟蹤，而只需找出某一年（如普查年和抽樣調查年）份的較準確的分年齡、分性別人口和死亡人口數據即可。這就是“假想隊列”的人口學含義。
2 生命表的應用
生命表技術是人口學、經濟學乃至其它研究變量的社會科學中一種重要的研究工具。
在不同時期、不同地區，衛生部門可以根據去死因生命表所反映的各種不同類型的疾病占年齡別死亡率的比重差異來決定醫療衛生投資動向；教育主管部門根據教育生命表預測未來幾十年內不同階段適齡教育人口的變動趨勢來決定對不同階段、類型的教育投資；在保險市場，生命表經常被用來進行壽險分析，以供保險公司和參保人研發制定和選擇符合自身實際的生命保險方案和產品；國家稅收和其它主管部門可以根據不同行業企業生命表來制定稅收方案和其它宏觀經濟政策。
筆者相信，隨著生命表技術研究的不斷成熟，該技術還會在更廣泛的學科領域不斷發揮其應有的作用。
3 生命表的基本編制步驟
生命表按從簡單到復雜分為單遞減生命表、“多遞減”生命表、多增—減生命表、去死因生命表和模型生命表；根據數據的獲得性又分為完全生命表和簡略生命表。筆者在此將單遞減生命表中的完全生命表的編制步驟和主要指標的推導公式加以介紹。簡略生命表的編制方法和步驟與此類似，限于篇幅本文不再重復。
如前所述，所有生命表需要的已知數據為一定時期（通常為1年）、一定地區分年齡（組）、分性別的人口總數和死亡人口。[4]假設生命表中的初始0歲（組）人口為100000人。據此，其它各指標的推導公式如下：（1）
式中：mx為x歲人口的死亡率；dx為x歲的死亡人口；Px為某時期、某地區x歲的平均人口。
我們根據年齡別死亡率推導年齡別死亡概率（具體推導過程略），公式為： （2）
0歲組的死亡概率就是死亡率：q0=m0（3）
x歲的死亡概率：（4）
最高歲組M+地死亡概率為1，即這一隊列全部人口都退出生命過程。
式中：ax為某年某地區x歲死亡的人口在這一年內平均存活的期間。據經驗，a0取0.09,1~4歲組中的a1，a2，a3，a4取0.3，5歲及以上到aM-1取0.5[5]，當ax取0.5時，公式（4）式等同于（2）式。
留存人數，0歲組根據慣例假設為100000人。這樣，死亡人口和下一歲的留存人口計算公式為：dx=lx×qx （5），lx=lx-1-dx-1（6）
式中：x取除了最高歲組以外的所有值，最高歲組的留存人口等于死亡人口。留存人年的計算公式：Lx=lx+1×l+ax×dx（7）
式中：Lx為x歲的留存人年；ax的人口學意義和取值同qx公式中的ax。最高歲組的留存人年LM+的計算公式如下：（8）
從公式（8）可知LM+是最高歲組死亡率的倒數與最高歲組的留存人口的乘積。（由于篇幅所限，略去具體推導過程） 累計留存人年Tx的計算公式：
（9）
式中：x的取值從0歲到M-1歲。最高歲組的累計留存人年就是最高歲組的留存人年，即TM+=LM+。平均（預期）壽命的計算公式：
（10）
式中：x的取值從0歲到M+歲。最高歲組是最高歲組死亡率的倒數，即
（11）
留存率的計算公式：（12）
式中：x的取值從0歲到M-1歲。定義最高歲組為0。
至此，筆者已經完成單遞減生命表編制方法與步驟的介紹，這也是對目前學術界單遞減生命表編制方法簡潔而實用的總結。以后，筆者將陸續總結多遞減生命表、去特定死因生命表和模型生命表的編制方法與步驟。不同類型生命表的編制將對2015年河北省1%人口抽樣調查的數據評估、開發與利用產生促進作用。
參考文獻
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[關鍵詞] 齲病；口腔流行病學；兒童
[中圖分類號] R781.1 [文獻標識碼] B [文章編號] 2095-0616（2013）15-75-02
Analysis of caries condition and influence factors in preschool children
LIN Qiaoxia
Department of Stomatology，the People's Hospital of Yangjiang City in Guangdong Province，Yangjiang 529500，China
[Abstract] Objective To investigate the caries and influencing factors in preschool children in Guangdong Yangjiang. Methods Surveyed the oral health of 217 preschool children aged 3-5 years，their oral health-related behaviors，knowledge and attitudes and other information were collected through questionnaires.The factors associated with dental caries status were statistically analyzed. Results The caries rate of respondents was 49.3%，caries was 2.5. Logistic regression analysis showed that the snacks frequency and start of brushing time were the relevant factors to affect the caries incidence. Conclusion We should pay attention to the oral health of preschool children， focusing on advocacy to reduce the intake of snacks frequency and start brushing early，in order to reduce the level of caries in preschool children.
[Key words] Caries；Oral epidemiology；Children
我國兒童乳牙患齲率及齲均在20世紀八九十年代期間有所上升，20世紀90年代至今有所下降。但與發達國家相比，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
[關鍵詞]旅游；文化遺產；旅游者感知；旅游開發；曲阜[中圖分類號]F59[文獻標識碼]A[文章編號]1002―5006(2007)05―0054―07
1 引 言
文化遺產資源所具有的特殊價值對旅游者有著很強的吸引力，尤其是登錄世界遺產名錄后，往往成為旅游熱點。但從總體看，中國世界文化遺產的開發利用水平還很低，難以充分發揮世界文化遺產在旅游發展過程中應有的作用。對于比較成熟的文化遺產旅游地來說，現有的旅游項目和旅游產品如何進一步開發、完善和提高，是非常緊迫的問題。本文以曲阜為研究對象，分析世界文化遺產深度開發的路徑。從全國范圍來看，曲阜的“三孔”比較早地登錄到世界遺產名錄，旅游開發相對比較成熟，但發展水平并未得到很高評價。據相關的游客感知度調查研究，曲阜“三孔”的各種評價指標在中國的文化遺產地中都處于中下水平。作為世界文化遺產，“三孔”的文化內涵，無論從深度還是從廣度，都還沒有很充分地展示出來，被旅游者所體驗。因此，曲阜未來的文化旅游要想獲得長足的發展，必須從整體上解決文化內涵挖掘與產品品質提升的難題。本文試圖通過對問卷調查數據的定量分析，一方面從旅游者的感知出發，分析文化遺產地的旅游產品體系與文化內涵的關系，研究文化內涵挖掘及產品開發的方向；另一方面，考察文化遺產旅游者滿意度的影響因素以及文化旅游產品及其他服務性產品在旅游者滿意中的表現和作用，明確產品質量改進的方法與步驟，從而形成遺產旅游深度開發的基本框架。
2 國內外相關研究綜述
關于文化遺產旅游的深度開發或者說進一步發展的對策，有不少研究者進行了探討。梁學成分析了世界遺產有形價值與無形價值的內在聯系及相互的依存關系，提出了世界遺產旅游價值開發模式。章尚正、董義飛通過對皖南古村落的研究，認為目前的大眾觀光型旅游產品需要過渡到基于體驗性收獲的專題型文化產品。一般旅游產品的創新思路對文化旅游產品的進一步開發當然也有借鑒意義。如孫麗萍、王艷平關于旅游產品創新開發的方向性的認識。金穎若關于旅游資源“羨余”現象與旅游開發的探討等。具體到曲阜的旅游開發與旅游發展，現有的研究基本是從資源角度來探討如何開發旅游產品和發展旅游業，如周長春對曲阜旅游資源進行了分析與評價，唐順英研究了曲阜修學旅游開發的原則與策略，李倫亮提出了建設“儒學文化名城”的戰略與基本的原則。
國外學者多從旅游者的體驗感受出發研究文化遺產旅游市場的進一步拓展。勞斯(Laws)對服務流程設計概念和旅游者體驗與滿意的管理兩者之間的關系進行了研究；比霍(Beeho)等將ASEB柵格分析方法應用于新蘭納克(New La-nark)世界遺產村落的研究，并對世界遺產村落旅游吸引物的開發提供了一些建議；麗特(Light)研究了文化遺產地舉行特殊的事件(如旅游節慶活動)時游客的主要特征；愛瑪(Emma)等人利用地方感知理論對新西蘭的庫克山公園(Mount Cook Park)的解說服務體系進行了評估；英國的雅尼夫(Yaniv)等通過調查，研究了4個變量即“個人的性格”、“遺產地屬性”、“知覺”、“認知”和“旅游行為”之間的關系。
國內學者這方面的研究也取得了一些進展。郭英之研究了文化遺產平遙古城的旅游滿意度及旅游需求特征；劉昌雪對世界遺產地的旅游推力和引力因素進行了研究；張宏等以ASEB法對文化遺產秦兵馬俑的游客體驗進行了分析；羅振鵬等通過對北京故宮景區旅游服務的調查分析，認為服務問題是導致游客對景區不滿意的主要原因。
總起來看，對于世界文化遺產旅游的深度開發，國內外的相關研究比較一致的看法是應該深入挖掘文化遺產的內涵，提高開發的水平與質量。關于如何挖掘文化遺產的文化內涵，通常是從兩個角度進行分析，一是對文化遺產本身的價值進一步深入分析，更加深入把握其內涵，尋找更適宜的表現形式，形成更有文化深度的旅游產品；二是基于市場調研，從旅游者的需要出發，改進旅游產品，提高發展水平。目前的問題是兩個方面的研究結合不夠緊密，尤其是兩個方面的定量分析較少進行直接的對應聯系。本文重點利用定量分析方法，將兩個角度的認識整合起來，力求對文化遺產旅游的進一步開發形成更為深刻的認識。
3 研究方法
本次調查于2006年10月28日―10月29日在曲阜的孔廟和孔府進行，采取的是現場發放問卷、現場回收的方式，共收回有效問卷186份。最后通過社會經濟學統計軟件包SPSS對問卷進行分析，并結合計劃管理、質量管理方法，對曲阜旅游產品開發進行探討。3．1調查問卷設計
問卷包括三大部分內容：游客興趣、游客滿意度和游客特征(包括人口統計特征和出游特征)。其中游客“興趣”和“滿意度”采用李克特(R．A．Likert)5點量表尺度進行測量。在游客興趣表中，1表示“很不感興趣”，2表示“不感興趣”，3表示“一般”，4表示“感興趣”，5表示“非常感興趣”；在游客滿意度表中，1表示“很不滿意”，2表示“不滿意”，3表示“一般”，4表示“滿意”，5表示“非常滿意”。經過相關評價，我們把旅游者可能在曲阜游覽的人文景點以及其他游覽活動確定為19項游客感興趣屬性，包括游覽孔廟、游覽孔府、游覽孔林、游覽六藝城、游覽孔子故里園、游覽顏廟、游覽周公廟、游覽其他人文景點、欣賞曲阜建筑、欣賞城墻、觀看杏壇圣夢、參加孔子文化節、觀看祭孔大典、和當地居民交談、了解當地民俗、聽導游講解、漫步大街小巷、孔子家鄉修學、購買旅游紀念品；體現旅游者食、住、行、游、購、娛的13項滿意度屬性，包括儒家氛圍、遺產景點、人造景點、文化活動、導游服務、景點管理、餐飲、住宿、市內交通、娛樂項目、購物環境、旅游紀念品和整體滿意度；旅游者的人口特征包括性別、年齡、職業、月收入和學歷；旅游者的出游特征包括“游覽次數”、“游覽目的”、“游覽方式”、“停留時間”。
3．2調查樣本
由于曲阜旅游市場的主體是國內市場，因此本次調查主要是針對國內的旅游者，所得到的人口統計學結果如表1所示。
從表1可以看出，來曲阜的旅游者，性別比例相當，年齡集中在21―40歲之間(64．9％)，職業分布比較分散，學生比例稍微大一些(28．1％)，收入集中在“1000元以下”和“1000―3000元”這兩個水平上， 比例分別為42．4％和42．9％，學歷以大學學歷為主(58．9％)。
4 研究結果
4．1 曲阜文化遺產旅游的開發路徑與程序分析
4．1．1 曲阜文化旅游產品體系的因子分析
從理論上講，世界文化遺產內涵應該有多種表現形式，因此可以開發的具體旅游產品形式也是多種多樣的，某種具體形式的產品并不必然與遺產文化內涵的基本屬性相聯系。如果只對具體的產品形式進行分析，則無助于對文化遺產旅游深度開發的宏觀思考。為此，筆者對19項游客感興趣屬性進行了因子分析，以求對游客感興趣屬性進行歸類，因為某類產品的共性特征應該與文化遺產內涵有較強的關聯。
在因子分析之前，先對19項感興趣屬性進行了可信度分析，得Alpha=0．8823，說明它們之間存在較強的內部一致性，同時對樣本進行了KMO測度和巴特利特球體檢驗以判斷觀測數據是否適合做因子分析。KMO值為0．810，根據凱撒(Kaiser)的解釋，如果KMO值大于0．8，表示“適合”做因子分析。另外，參與因子分析的19個變量的巴特利特球體檢驗(Bartlett Test of Sphericity)值是1389．280，其對應的相伴概率值為0．000。這兩種檢驗的檢驗數據表明適合做因子分析。最后，采用了主成分分析法(Principal Component Analysis)，并進行方差最大化旋轉(Varimax with Kaiser NormMizmion)。在確定公因子的個數時，瑞恩(Ryan)指出提取出的公因子最好能解釋所有方差的66％―70％。指標19“購買旅游紀念品”因變量共同度僅為0．399，小于0．5，因此被刪除，其余18個指標經過因子分析，歸納為五個主要因子，累計方差貢獻率為67．511％，這表明提取的結果還是比較理想的。因子分析的具體信息如表2所示。
筆者把這五個因子分別命名為F1=“一般人文景點”，F2=“文化遺產景點”(雖然導游講解不是遺產景點，但導游講解是完全依附于“三孔”景點的，因此筆者把該因子命名為文化遺產景點)，F3：“當地民俗風情”，F4=“文化活動”，F5=“當地歷史建筑”。其中，文化遺產景點是文化遺產的直接符號，文化活動是對文化遺產的直接運用，當地歷史建筑是對文化遺產歷史環境的營造，一般人文景點是文化內涵的擴展，當地民俗風情是文化遺產內涵在現代生活中的表現。每一種因子，可以表現文化遺產某一方面的特性。也就是說，每一類型的旅游產品，都可以看作是文化遺產文化內涵的外在表現形式，如圖1所示。
4．1．2曲阜文化旅游產品開發的路徑與程序探討
由于旅游產品自身的形式、價值或者功能存在區別，對游客的吸引力大小也是有區別的。按照事物發展的一般邏輯，結合因子分析方法，遺產文化內涵深度開發可以理解為表現文化特征的各類因子對旅游者的吸引力由低到高的提高過程，也就是各類旅游產品不斷豐富完善的過程。
在這里，筆者以因子的均值和游客“感興趣”與“非常感興趣”的累計比例作為衡量因子吸引力大小的標準，均值越大，累計比例越高，則表明因子的吸引力越大。計算因子的均值時，由于每個因子都包含若干個游客感興趣屬性，而且每個屬性的均值都已經由軟件計算得到，最關鍵的是確定每個因子中的單項屬性在該因子中所占的權重。董觀志、楊鳳影指出在確定每個屬性的權重時，可以利用SPSS統計軟件對指標的測量數據進行因子分析法處理，這樣有助于減少傳統的專家估測法存在的主觀誤差。通過因子分析后，可以得到每個屬性的因子得分系數，系數越大，說明該屬性與因子的關系越密切，對其因子的貢獻越大，所以賦予的權數也越大，然后對因子得分系數進行歸一化處理，即可得到每個屬性在該因子上的權重。因此筆者對每個因子又進行了因子分析，目的是確定每個屬性在所屬因子中所占的權重。在計算因子的均值與游客感興趣比例時，公式如下：
其中因子均值的計算公式為：
MeanFn表示第n個因子的均值，Mni表示第n個因子的第i個屬性的均值，Qni表示第n個因子第i個屬性的權重。
同理，因子的游客感興趣比例的計算公式為：
FrecencyFn表示第n個因子的游客感興趣比例，Fni表示第n個因子的第i個屬性的游客感興趣比例，Qni表示第n個因子第i個屬性的權重。
因子分析及計算出的因子均值與游客感興趣比例的結果如表3所示。
分析結果表明，在現階段，“文化遺產景點”與“文化活動”的吸引力強度相當，對游客的吸引力最強；“當地歷史建筑”對游客的吸引力次之；“一般人文景點”和“當地民俗風情”對游客的吸引力最弱。這也說明，目前遺產的符號及遺產特性的直接運用已相對比較成熟，當地歷史建筑景觀建設初見成效，而當地民俗風情和一般人文景點的開發則較為薄弱。當然我們應該理性地認識因子的吸引力強弱程度，吸引力強的因子如果不能夠實現更新換代，對游客的吸引力也會減弱，吸引力弱的因子如果開發得當，同樣可以增強對游客的吸引力。從因子分析情況來看，曲阜深入挖掘遺產文化內涵的路徑可以如圖2所示。
如圖2所示，對于曲阜而言，文化遺產旅游產品開發的優先順序為：文化遺產景點文化活動當地歷史建筑當地民俗一般人文景點，通過這一過程，文化遺產的文化內涵挖掘相對比較全面和深入，產品吸引力達到比較高的水平，在此基礎上，曲阜文化遺產產品開發進入新一輪的循環，達到更高的開發平臺。
4．2 曲阜旅游產品的滿意度分析與質量改進
4．2．1 國內文化遺產旅游者的整體滿意度
旅游者滿意度的高低可以直接反映旅游產品質量的高低。文化遺產旅游產品的深度開發，不僅包括旅游產品內容體系的擴充，也應該包括其他產品質量的提高。從本次調查看，來曲阜的旅游者總體滿意度不高，只有48．4％，具體情況如表4所示。
筆者把除“整體滿意度”之外的12項滿意度屬性按滿意度大小分成3個層次：第一個層次所包含的滿意度屬性包括“遺產景點”、“儒家氛圍”、“導游服務”，滿意度在50％以上，主要是對遺產景點游覽的滿意情況；第二層次包括“景點管理”和“文化活動”，這一層次的滿意度超過40％，這兩項屬性均和遺產景點的游覽活動直接相關；第三個層次所包含的滿意度屬性包含“旅游紀念品”、“人造景點”、“市內交通”、“娛樂項目”、“餐飲”、“住宿”和“購物環境”，這一層次的滿意度均較低，這7項屬性除“人造景點”外，均為游覽活動之外的相關服務(或產品)。劃分成3個層次之后，就能很清晰地發現，到訪曲阜的旅游者對核心的遺產景點滿意度最高，與遺產關 系緊密的項目滿意度次之，而對游覽活動之外的相關產品則滿意度較低。說明遺產資源確實能給旅游者帶來滿意的體驗，而遺產的延伸開發和當地的服務系統卻不如人意，不能得到旅游者認可。這一研究結果與國內其他學者的研究有一些相似之處。羅振鵬等對故宮景區的研究表明中外游客對故宮的服務感受為“一般”，郭英之對平遙古城的研究發現旅游者對旅游景點質量評價尚好，而對交通、飲食、住宿的評價為較滿意與一般。由此可見，目前我國的文化遺產旅游者對遺產景點的滿意度要高于對相關產品的滿意度，對遺產景點和設施本身的滿意度要高于對景區服務的滿意度，反映出目前國內文化遺產地的服務質量普遍不高的現狀。
4．2．2滿意度的影響因素與質量改進對策
旅游者在文化遺產旅游地的活動涉及到各個方面，從理論上講，每個方面的滿意度對游客的整體滿意度都會有影響，因此筆者利用方差分析來檢驗問卷設計的滿意度屬性項目是否對整體滿意度都有影響，以及影響的程度如何。
方差分析主要有3種方法：單因素方差分析、多因素方差分析和協方差分析。在對12項滿意度屬性和“整體滿意度”進行方差分析之前，筆者先對旅游者的人口統計特征與出游特征和“整體滿意度”進行了單因素方差分析，從而進一步確定對12項滿意度屬性和“整體滿意度”進行方差分析時，到底應該采用哪種方法。如果人口特征與出游特征對整體滿意度沒有顯著影響，那么可以采用單因素方差分析；如果人口特征和出游特征對整體滿意度有顯著影響，那么應該采用協方差分析的方法，把人口特征和出游特征當作協變量參與分析，這樣可以消除協變量對于整體滿意度的影響，從而使分析的結果更準確一些。
人口統計特征與出游特征和“整體滿意度”的單因素方差分析的結果如表5所示。
由表5可知，旅游者的人口統計特征和出游特征對整體滿意度在0．05的水平上均沒有顯著的影響，因此在分析12項滿意度屬性對“整體滿意度”的影響時，可以忽略掉人口統計特征和出游特征的影響，直接采用單因素方差分析的方法。分析結果如表6所示。
分析結果表明，12項滿意度屬性對整體滿意度均有顯著影響，但是影響的程度是存在差異的(檢驗統計量的F值越大，表明影響程度越大。從上表顯示的各項目對總體滿意度的影響程度看，景點管理、娛樂項目、餐飲3項F值在20以上，是影響總體滿意度的關鍵因素；導游服務、住宿、市內交通、旅游紀念品、購物環境F值在10到20之間，影響較大，是重要因素；遺產景點等4項的F值在10以下，是基礎性因素，之所以稱之為基礎因素，是因為這幾項雖然對總體滿意度的影響較小，但它們是旅游活動的前提與基礎，對滿足旅游者最基本的需求，是非常重要的。在單項評價中，除人造景點外，其他項目滿意度都較高。恰恰說明了曲阜的整體旅游產品總體滿意度不高，現階段問題主要存在于相關服務項目上。因此，提高曲阜旅游產品質量的方法應是在保證基礎因素質量的前提下，主要抓好關鍵因素，進而改善重要因素，以提高旅游產品的總體質量和游客的滿意度。
5 結 論
綜上所述，文化遺產旅游產品的深度開發應該有兩個緯度的內容：基于遺產特性的產品體系的深化與擴展以及旅游服務質量的提升，兩個緯度因素的共同作用，才能達到真正意義上的遺產旅游深度開發。文化遺產旅游深度開發的基本框架模型如圖3所示。
進行深度開發時，文化遺產景點是基礎和重點，因為這是游客必須要訪問的景點。目前，游客對文化遺產景點的滿意度比較高，但是對文化活動的滿意度不高，這就表明曲阜在文化活動的開發上要多下一些工夫，不僅僅局限于開發文藝表演類的產品，而且要多開發一些游客能夠親身參與的文化活動，這樣游客就能在參與的過程中獲得樂趣。對于當地的歷史建筑要保持其建筑風格，給游客塑造一個良好的游覽氛圍。對于目前游客感興趣程度不高的當地民俗和一般人文景點，則要具體分析，采取適當的措施，將它們與遺產資源的文化特性有機結合起來，提高吸引力水平。
