时间：2023-06-01 15:26:34
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关键词：竞技体育；教练员；职业压力；压力源
中图分类号：G804.87 文献标识码：A 文章编号：1006-2076(2012)05-0068-05
职业压力问题在国外早已成为研究的热点，而我国关于职业压力的研究迄今尚未成熟，还没有形成特有的“本土化”理论体系。许多研究者对于职业压力问题的理解仍具有一定的局限性，认为职业压力和职业倦怠多发生于人际服务领域，因此研究对象主要集中于教师、护理、医生和管理工作者等职业［1-2］，关于教练员职业压力问题一直被人们所忽略，相关领域研究较少涉及。通过检索CNKI中国期刊全文数据库和Elsevier Science外文期刊数据库，发现国内相关文献
甚少，国外研究也不多见。表明体育人力资源管理还未将教练员职业压力问题正式纳入研究。Maslach和Jackson(1984)［3］认为，持续的压力会导致教练员生理和心理上的精疲力竭，最终形成职业倦怠。Dingle(2002)［4］对印地安那州田径教练员的研究显示，性别对其感知到的职业压力无显著差异。而Acosta和Carpenter(2003)［5］研究发现，女性教练员因职业压力有较高离职意愿，得出工作性质、强度在传统性别角色分工影响下女性感知到更多的工作-家庭冲突压力。但同时Burrows(2002)［6］的研究表明，篮球教练职业压力在性别、婚姻和父母地位3变量上无显著差异，表现出结论的不一致性。我国学者顾海勇（2004）［7］认为，足球职业教练员承受的压力是多方面的,其中俱乐部方面、联赛成绩和名次、创新意识、知识水平和指挥能力是主要压力源。许欣（2007）等人［8］经调研证实收入水平高低与教练员工作-家庭冲突程度有显著性差异，积极渗溢和补偿行为对工作满意度有较强预测力。
以上关于职业压力的研究文献，对于研究和认识我国教练员职业压力问题，具有重要的启迪意义。然而，以往零散的教练员职业压力研究尚存在不少的缺憾及不足，具体表现为以下几个方面：1)研究背景：我国与西方的文化背景有着巨大差异，造成了东西方种族价值追求、伦理取向、职业压力等方面迥然相悖。因此，不能将国外的东西直接照抄照搬，而应该加强其“本土化”的研究，更加关注和加强职业压力特征在我国文化背景和组织管理模式下的研究，使以往研究成果与我国实际情况相结合，以真正揭示我国教练员职业压力的跨文化特征。2)研究方法：从依据的研究方法和理论基础看，由于知识及能力偏于一隅，其研究成果也仅是停留于局部定性的描述，或简单的数据罗列分析，缺乏深度及广度的领域拓展。3)研究类型：研究类型只是研究者主观思想观点的阐述和经验总结，而系统的理论分析和实证研究较为匮乏。4)研究内容：研究内容多为现状认识和观点陈述，侧重于表面层次的分析和探讨，特别是研究范围仅局限于工作组织和个体职业压力或职业倦怠一个单独变量上，显得比较片面单一。本研究运用心理学、社会学、管理学的理论，通过问卷调查对山东省“优秀运动队后备人才训练基地”教练员职业压力以及人口统计学变量的差异特征进行实证探究，以希为今后体育领域个体或组织进行压力管理提供理论依据。
研究对象与方法
1.1 研究对象
根据研究内容和样本采集的可行性，本研究主要在山东省济南市体育运动学校、青岛市体育运动学校、烟台市体育运动学校、新泰市业余体育运动学校等59个“优秀运动队后备人才训练基地”（主要考察基层和中层运动队教练员）随机分层抽取278名教练员为被试进行量表的测查；项目包括田径、游泳、举重、摔跤、柔道、跆拳道、拳击、体操、乒乓球、排球、篮球、足球、自行车、射击、帆船帆板、赛艇皮划艇、武术散打、武术套路、手球、射箭、跳水共21个项目。共发放问卷400份，回收312份，经筛查剔除其整份问卷答案成规则作答的，或一个题项选取两个及以上答案的，以及整份问卷漏答题目≥2个的，最后得到有效问卷278份。其中，男性205人，女性73人；年龄30岁以下81人，30岁～40岁109人，41岁以上88人；已婚217人，未婚61人；具有大专学历97人，本科及以上学历181人。
1.2 研究方法
1.2.1 研究工具
1.2.2 数据处理
运用SPSS12.0软件对收集的数据进行探索性因素分析、信效度检验、描述性分析、独立样本t检验、单因素方差分析、事后多重比较等。
2 结果与分析
2.1 竞技体育教练员职业压力总体现状分析
研究表明，有68.9%的教练员压力体验较大或压力感受很大。此数据比国内关于普通教师职业压力的调查数据略高［9-11］，且明显高于国外关于竞技体育教练员压力的研究结果［12-14］。
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。
关键词： 转岗幼儿教师 职业紧张 自我效能感
职业紧张现如今已经成为世界上严重的卫生问题之一。调查显示，职业紧张是各种心身疾病的危险因素，职业紧张增加了焦虑、抑郁等精神疾患发生的危险性。汶川5.12地震后，许多小学被毁，小学生人数急剧下降，富余出来的小学老师经培训考核后要转岗到幼儿园，充当幼儿教师。这对大多数转岗老师来说不是件容易的事。能不能适应新的岗位？如何更快地适应新的岗位？这都会给转岗教师带来一定的困扰和不安，导致职业紧张。研究采用职业紧张量表（OSI-R）、自我效能感量表对转岗幼儿教师职业紧张和自我效能感状况进行定量分析，分析职业应激源、紧张反应各个具体层面、反映应付策略对个体和组织紧张度的影响，同时分析职业紧张与自我效能感的关系，为缓解转岗幼儿教师职业紧张和转岗幼儿教师的培训提供实证依据。
一、被试与方法
被试采用整群抽样方法选取汶川及其周边地区转岗幼儿教师（女）为对象。共计104人。进行了问卷调查与访谈。共发放问卷104份，有效问卷102份，问卷有效率98%。
研究内容（1）人口统计学特征调查，包括年龄、学历、教龄、职称、子女、婚姻状况和健康状况。（2）职业紧张状况，采用华西医科大学王治明教授编制的《职业紧张量表》（OSI-R）[1]，该量表包括职业任务（ORQ）、紧张反应（PSQ）和应对资源（PRQ），3项共140个条目，每个条目均按5级记分，有些项目为反向计分。（3）自我效能感调查，采用Schwarzer等人编制《一般自我效能感量表（GSES）》，共有十个项目，全部为正向计分题，量表采用4点等级计分。
1.3数据管理与统计分析所有统计均用SPSS for Windows 16.0软件统计包分析处理。数据为正态分布，相关分析采用Pearson积差相关，显著性检验采用独立样本T检验和回归分析。
二、结果
（一）不同人口统计学特征对教师职业紧张的影响。
职业任务（ORQ）和紧张反应（PSQ）在年龄、子女、教龄、职称、婚姻状况和健康状况等因素上得分差异无统计学意义（P>0.05）。应对资源（PRQ）在年龄、教龄、职称、学历、和健康状况等因素上得分差异无统计学意义（P>0.05）。而不同的学历在职业任务（ORQ）上得分差异有统计学意义（P
表1 不同人口统计学特征教师职业紧张因素得分比较（x±s）
注：*p
（二）转岗幼儿教师职业紧张及自我效能感的得分。
如表2所示，总体来说，转岗幼儿教师职业任务中任务不适和任务模糊这两项得分较高。与其他研究的中小学教师的职业任务得分相比较[2]。紧张反应得分不高。应对资源得分较高。自我效能感得分也较高（总分40分）。
表2 幼儿教师职业紧张及自我效能感得分（x±s）
（三）转岗幼儿教师职业紧张量表各因子与自我效能感得分相关状况。
结果表明：自我效能感与职业任务的各因子不相关（P>0.05）；自我效能感与紧张反应总分、心理、人际关系紧张呈显著负相关（P
表3 幼儿教师在职业紧张各因子得分与自我效能感的相关（r）
注：*p
（四）转岗幼儿教师职业紧张反应的多元逐步回归分析。
为了解幼儿教师紧张反应（PSQ）的主要影响因素，分别以业务紧张反应（VS）、心理紧张反应（PSY）、人际关系紧张反应（IS）和躯体紧张反应（PHS）为应变量，以职业任务（ORQ）、应对资源（PRQ）、职称、学历、年龄、工龄、婚姻、健康情况、子女、自我效能感共10个因子为自变量，在显著性水平α=0.15时，做多元逐步回归分析，结果见表4。
表4 ORQ、PRQ及一般情况对PSQ的多元逐步回归分析
由表4结果可知：应对资源是转岗幼儿教师职业紧张反应的主要影响因素，其中应对资源为负值，表明对紧张反应具有缓解作用。职业任务、健康状况和应对资源是躯体紧张反应的主要影响因素。
三、讨论
（一）不同人口统计学特征对转岗幼儿教师职业紧张的影响。
本次调查发现，年龄、子女、教龄、职称、婚姻状况和健康状况等因素对职业任务（ORQ）和紧张反应（PSQ）影响不大（P>0.05）。年龄、教龄、职称、学历和健康状况等因素对应对资源（PRQ）影响不大（P>0.05）。不同文化程度教师在职业任务、职业紧张反应评分上差异有统计学意义（P
（二）转岗幼儿教师职业紧张各个因子与自我效能感的总体状况。
调查显示，转岗幼儿教师职业任务中任务不适和任务模糊这两项得分较高。说明，转岗幼儿教师从小学教师到幼儿教师的角色转换过程中，还存在工作性质不清、教学技能缺乏、教学方法不足等问题，但紧张反应得分不高。应对资源和自我效能感得分较高。可见，转岗教师自身的综合素质较好，经过相应的培训，能很好地适应新的工作和环境。
（三）转岗幼儿教师职业紧张与自我效能感的相关及多元逐步回归分析。
相关分析显示，自我效能感与职业任务的各因子不相关（P>0.05）；自我效能感与紧张反应总分、心理、人际关系紧张呈显著负相关（P
参考文献：
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[关键词]非伦理消费；人口学变量；因子分析
[中图分类号]C81；F205 [文献标识码]A [文章编号]1672-2426（2017）04-0064-08
一、非伦理消费行为研究现状
消费者非伦理消费行为研究开始于20世纪70年代。从文献梳理来看，可以分为特定形态的非伦理消费行为和广泛的非伦理消费行为两个研究视角。
特定形态的非伦理消费行为研究主要是研究如购买仿冒品、商店行窃、使用或下载盗版软件等消费场合中某一种非伦理消费行为，分析消费者作出非伦理消费行为的态度、意图和原因[1]。例如，许多学者研究消费者购买仿冒品的意向，研究发现消费者伦理信念显著影响消费者购买仿冒商品行为[2][3][4]；消费者购买仿冒品受到的阻碍越少越可能购买仿冒品，感知行为控制显著影响消费者仿冒品购买意向，且影响最大。[5]企业社会责任显著影响消费者仿冒品购买意向，即企业的社会责任履行的越好，消费者购买仿冒品的意向越低[6]。使用盗版软件的行为也是非常普遍，而且人们相信只要盗版不涉及商业盈利就可以接受[7]。推动消费者盗版行为不是消费者固有价值观，而是对固有价值观的“中和”[8]。在中国情境下，否认责任等中和技术与消费者软件盗版倾向有显著联系，表明消费者利用中和技术中和或抵消固有道德观念的约束，为其盗版行为寻求合理化[9]。有些学者针对消费者对非伦理消费行为的态度进行研究，发现情绪稳定性较低、外向性较高、不太赞同他人、严谨性较低、智商较低的人更容易接受非伦理消费行为和入店行窃[10]。翻阅相关文献可以看出，特定形态的非伦理消费行为的研究以实证研究为主，分析影响消费者非伦理消费行为的因素，但是对变量行为作用机理的研究较少。
广泛的非伦理消费行为研究侧重于在不同的文化背景下，理论上模拟不同类型的非伦理消费行为，探讨消费者面对的各种不同的伦理困境的决策过程、决策差异或影响因素。例如，Rawwas等（1996）[11]以澳大利亚消费者为研究对象、Polonsky（2001）[12]以北欧和南欧各国消费者为研究对象、Al-Khatib等（1997）[13]以美国和埃及消费者为研究对象以及Kyoko Fukukawa和Christine Ennew（2010）[14]以（大不列颠）联合王国为研究对象，对消费者非伦理消费的决策差异或影响因素进行了研究。曾伏娥等主要运用实证研究的方法，研究影响非伦理消费行为的因素[15][16]。随着研究的深入，学者们越来越关注其他中间变量，如感知风险[17]、文化价值观[18]、心理契约违背[19]、直接经验[20]等对消费者非伦理消费行为的影响。
总体而言，目前学者们对消费者非伦理消费行为的研究多是从消费者伦理的角度，基于不同的文化背景，探讨影响非伦理消费行为的因素。那么，在中国情境下消费者非伦理消费行为倾向在性别、年龄、学历、职业、出生地等人口学变量上会呈现怎样的特点？本研究以沈阳地区的消费者为研究对象，试图通过问卷调查的方式，勾勒出基于人口统计学变量的消费者非伦理消费行为倾向的具体特点，以期丰富非伦理消费行为的研究成果。通过研究，可以帮助企业了解沈阳地区消费者非伦理消费行为的状况，从而制定策略以减少由于消费者非伦理消费行为给企业带来的损失。同时，也能够使得消费者对自己的非伦理消费行为进行反思，引导和鼓励规范的消费者行为，营造和谐消费文化。
二、非伦理消费行为研究方法
1.消费者非伦理消费行为研究量表。本文以Muncy-Vitell四维量表[21]为基础，参照国内其他学者对该量表测量条款的修订，并结合中国情境形成用于测量消费者非伦理消费行为的29个测量条款的初始四维量表[23]。本文以沈阳市区的消M者为研究对象，先在学校周边发放问卷，进行了小样本前测。通过小样本前测，本研究删除了因子载荷小于0.5的测量条款？押 “在超市品尝葡萄，但不买”、“用别人的而不是自己的电话打长途”、“花一个小时试穿不同衣服，却一件也不买”和“商品试用后不喜欢就退回去”。最终形成包含25个测量条款的四维量表。问卷使用Liket-5级量表（1=完全不认同，5=完全认同），要求被调查者对每个变量的测量题项进行打分。数值越小，则表明消费者的非伦理消费行为倾向越低，而数值越大，表明消费者非伦理消费行为倾向越高。
2.非伦理消费行为研究样本。本文以沈阳市区的消费者为研究对象，正式的数据收集选择以网络和现场两种方式发放问卷。现场收集问卷是在沈阳市区某一繁华的消费购物街进行，采取随机拦截、自愿填答、匿名填答的方式，当场发放，当场回收。共发放问卷250份，回收236份，经过对问卷结果的仔细审核，剔除掉其中的无效问卷14份，最终得到有效问卷222份，有效回收率为88.8%。样本信息如表1所示。
3.非伦理消费行为研究量表信度与效度。本研究使用SPSS19.0分析软件对量表进行信度分析，采用Cronbach α值作为量表信度的依据。研究结果分析显示，非法受益、被动受益、主动受益和无伤害四个因子的Cronbach α值分别为0.871、0.888、0.881和0.864。本文所采用量表的整体信度为0.876，说明本研究所采用量表具有良好的内部一致性。由于本文所采用的量表来自于成熟量表，并且在问卷设计的过程中多次请教、征询本领域的专家学者的意见，并进行了小样本前测最终修订而成，因此问卷具有较好的内容效度。
4.非伦理消费行为研究数据处理。本研究对调研得到的225份消费者有效问卷进行探索性因子分析，进而对沈阳地区消费者的非伦理消费行为现状做出一个整体判断。本文首先检验研究数据是否适合进行因子分析。对数据进行检验，结果显示KMO值为0.943，大于0.7，P值为0.000，小于0.05。因此，本文的调研数据适合进行因子分析。
本问卷提取特征值均大于1的4个因子，累计方差解释率为63.117%，表明本文所用的量表具有良好的结构效度。由于本文所获得的因子结构与前期学者的研究基本一致[12][22]，因此本文沿用以往学者的因子命名。
通过探索性因子分析，本文获得四个因子。第一个因子为“非法受益”，表示消费者从非法活动中积极受益的行为。“非法受益”因子由7个测量条款组成，这类行为由消费者主动进行，例如，入商店行窃；乘坐无人售票公交车，不投或少投硬币。第二个因子为“被动受益”，表示由于他人的失误，消费者被动受益的行为。“被动受益”因子由7个测量条款组成，这类行为指消费者从卖方的失误中得到好处。例如，商品已有损害但从外观无法看出，退换时却不说；发现服务员多找了钱，不把钱退还给商家。第三个因子为“主动受益”，表示消费者主动进行的以卖方利益为代价的非法获利行为。“主动受益”因子由7个测量条款组成，这类行为指消费者从不违法但有问题的行动中受益。例如，使用不属于自己的长期可用密码来获得电子资源；低报小孩年龄，以获得半价优惠。第四个因子是“无伤害”，表示消费者认为这类行为不会给任何人带来直接伤害，即使实际上可能造成伤害的行为。“无伤害”因子由4个测量条款组成，这类行为指消费者认为不会损害他人利益的问题行为。例如，在超市多拿几个塑料购物袋；购买仿冒品而不买正宗的品牌产品。
三、人口统计变量分析
1.消费者非伦理消费行为在性别上的差异。本文利用独立样本T检验来分析非伦理消费行为是否存在性别上的显著差异。如表3和表4所示，检验结果表明，在被动受益因子和无伤害因子上，男性和女性消费者没有显著差异；但在非法受益因子和主动受益因子上，男性和女性消费者在0.05显著水平上均存在显著差异。同时，从每一个题项上来看，男女消费者在7个题项上存在显著差异。虽然总体上看男女消费者在无伤害因子上没有显著差异，但是在选项“安装使用不是自己购买的电脑、游戏软件”上，男女消费者却存在显著差异。这可能是由于“无伤害”因子的题项太少，样本数量不足够多，使得在“无伤害”因子上，男女消费者没有表现出显著差异。
总体而言，消费者非伦理消费行为在性别上存在显著差异。我们也可以看出，在所有四个因子上，男性消费者的均值都大于女性消费者，因此男性消费者比女性消费者的非伦理消费行为倾向更高。这可能是因为女性比男性更关注伦理问题[24][25][26]，女性的非伦理消费倾向更低。
2.消费者非伦理消费行为在年龄段上的差异。本研究采用单因素方差分析方法，对消费者非伦理消费行为是否存在年龄上的显著差异进行分析。如表5所示，分析结果表明，在“无伤害”因子上，不同年龄段的消费者在0.1显著水平上存在显著差异，30-39岁的消费者对消费者非伦理消费行为更倾向于认同，但是在其他三个因子上，他们均没有显著差异。同时，在四个因子上，年龄50岁及以上的消费者的均值都是最高的，年龄在40-49岁的消费者的均值是最低的，说明50岁及以上的消费者非伦理消费倾向水平更高，40-49岁的消费者非伦理消费倾向更低。这可能是因为随着年龄的增长，个体行为逐渐体现出社会一致性和公正性，伦理水平不断提高[27]，所以相比于40岁以下的消费者，40-49岁消费者的非伦理倾向更低。但是50岁以上的消费者大多出生于20世纪70年代以前，受教育程度较低，且对自己的行为约束较少，更能容忍非伦理行为。
3.消费者非伦理消费行为在职业、学历、出生地上的差异。运用均值分别对消费者非伦理消费行为在职业、学历、出生地上的差异进行分析。从图1中可以看出，企业员工在四个因子上的均值均是最高的，这可能是由于在企业中工作以创造利润为首要目标，企业员工可能更注重行为的效用，因此更能够容忍非伦理行为，企业员工的非伦理消费行为倾向水平更高。但是总体上，不同职业的消费者对待非伦理消费行为的态度的差异不是很大。从图2中可以看出，不同学历的消费者非伦理行为均值没有较大差异。从图3中可以看出，不同出生地消费者非伦理消费行为均值差别较小。
4.消费者非伦理消费倾向的总体特点。研究结果显示，非法受益因子的总体均值最低，为1.47。说明应试者普遍对这些主动进行的非伦理消费行为是非常不认同的，认为这些活动是违法的，非伦理消费倾向很低。“被动受益”因子和“主动受益”因子的总体均值分别为2.10和2.22，这两个维度的均值较低，应试者普遍对这些会损害卖方利益并能获得直接利益的行为是不认同的，认为这些活动也是非伦理的。“无伤害”因子的总体均值为2.74，这个维度的均值最高，应试者普遍对这些不会给卖方带来直接伤害的行为的态度接近中立，不认为这些行为是错误的，倾向于认同此类的非伦理消费行为。
四、建议与对策
本文以沈阳市消费者为研究对象，基于人口统计学变量视角，围绕沈阳市消费者的非伦理行为现状展开研究。基于实证研究的结果，得出以下结论：一是沈阳市消费者非伦理行为具有两面性。当伦理界限较为清晰，消费者行为会给卖方带来伤害时（“非法受益”、“被邮芤妗焙汀爸鞫受益”情境下），沈阳市消费者可以轻易做出独立正确的判断；当伦理界限较为模糊，消费者认为行为不会损害卖方利益（“无伤害”情境下）时，沈阳市消费者态度模糊，无法做出正确的判断。二是性别、年龄等人口统计学变量因素会对沈阳市消费者非伦理行为产生显著影响。实证研究表明：在“非法受益”和“主动受益”情境下，男性消费者比女性消费者更能容忍非伦理行为，在“无伤害”情境下，消费者年龄越大越能容忍非伦理行为。
从总体上来看，沈阳地区消费者在非伦理消费量表的得分较低，且非伦理消费行为具有两面性。这可能是因为中国人具有较强的集体主义和面子问题，在公共场合下严格遵循道德标准，但私底下由于丢面子的风险小，所以有可能放松执行道德的标准[28]。
基于上述研究结论，本文提出减少消费者非伦理消费行为的一些建议。企业可以基于产品的目标消费群体的人口统计学特征，合理分配资源，制定有针对性的的营销策略，一方面减少消费者的非伦理行为，另一方面吸引顾客留住顾客。
1.企I要提供生产优质的产品和优质的售后服务。积极地宣传社会主流价值观念，这些会潜移默化的影响消费者的消费观念，面对伦理困惑时，能够独立做出准确地判断。比如在景区售票处打出“争做孩子的榜样，文明旅游”等字样，一方面尽量减少家长为逃票谎报孩子年龄的数量，另一方面提醒家长文明出行。
2.企业可以改善消费者的消费体验。一方面可以在店面装修、商品摆设和服务态度等方面营造舒适的购物环境，以提高消费者进一步了解商品的意愿；另一方面注重培养员工职业素养，提高员工的专业素质，增加顾客满意度。良好的购物体验能够使消费者约束自己的行为，降低非伦理行为倾向。
3.企业可以通过增大消费者的风险感知来降低消费者实施非伦理行为的意向。一方面，企业可以提醒消费者作出某种非伦理消费行为可能会有“受罚”的风险，另一方面，企业可以通过增加技术手段提升非伦理消费行为被发现的可能性，如在多处安装监控，或者安排员工值班等提高消费者的感知风险，避免失窃的发生。另外，企业应该学会适度地拒绝顾客的不合理要求，给予消费者善意委婉的提醒。例如，在超市内，对于消费者多拿购物袋、随意拆开商品包装袋等行为，可以在这些物品旁边贴上“温馨提示”，提醒消费者注意。
4.传递积极的企业价值观，强化消费者的伦理信念。企业价值观包含了企业在追求经营成功过程中所推崇的基本信念。企业员工在与顾客进行沟通交流时，会将企业的经营理念与消费伦理观念传递给顾客，使消费者了解企业为消费者提供优质产品以及优质服务的追求，了解企业对服务规范的态度。当消费者在购买企业产品和置身于企业服务的环境中，会受到企业积极价值观的影响，其消费伦理信念也会得到唤醒和强化。这有利于消费者规范自己的消费行为，同时也有利于提高顾客忠诚度。
本研究有一些局限性。由于伦理问题是比较敏感的话题，增加了数据收集的难度，并且受到经费的限制，样本数量略显不足，可能会影响样本的代表性。另外，本研究的样本的人口统计特征也还不够宽泛。本文研究对象是沈阳地区的消费者，并不能代表我国其他地方消费者的非伦理消费行为特征，对于中国消费者的非伦理消费行为在人口统计学变量上的特征有待进一步研究。另外，性别和年龄等人口统计学变量对消费者非伦理行为产生的影响仅仅是表面上的，对于影响消费者非伦理消费行为的深层次因素，我们还需要进一步的研究。
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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。
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关键词：职业院校；教师；组织承诺；调查
作者简介：康勇军（1976-），男，湖南永州人，广州大学华软软件学院助讲，硕士，研究方向为职业教育心理学；屈正良（1965-），女，湖南衡阳人，湖南农业大学教授，硕士生导师，研究方向为心理健康教育、教育心理学；康艳明（1973-），女，湖南永州人，湖南女子学院讲师，硕士，研究方向为教育经济与管理。
基金项目：教育部全国教育科学十一五规划重点课题“职业院校教师职业倦怠与人力资源管理制度创新研究”（编号：DJA090263）和湖南省教育科学十一五规划重点课题“职业院校教师职业倦怠研究”（编号：XJK08AZC010）阶段性成果，课题主持人：屈正良。
中图分类号：G712 文献标识码：A 文章编号：1001-7518（2012）09-0083-05
组织承诺（organizational commitment）是员工随着对组织的单方面投入的增加而不得不继续留在该组织的一种心理现象[1]。目前，研究者们已经区分出了三种不同形式的组织承诺，即感情承诺、规范承诺和继续承诺[2]。感情承诺是指员工由于认同组织潜在的目标和价值而持续为一个组织工作的强烈愿望；继续承诺是指由于个人认为离开某一组织付出的代价太大而在这一组织内供职的意愿的强度；规范承诺反映的是员工对继续留在组织的义务感，它是员工由于长期受组织影响形成的社会责任感而愿意留在组织内的承诺。组织承诺的影响因素包括组织因素和个人因素。组织因素包括岗位认同、组织发展前景、人际关系等。个人因素包括性别、婚姻、年龄、学历、专业知识及个性特征等。以往的研究表明，组织因素如岗位认同、组织发展前景和人际关系、福利待遇、个人在组织内的发展前景、晋升机会等与组织承诺正相关，学历和专业知识与组织承诺呈负相关[1]。
教师组织承诺研究之所以重要，是因为它与教师的工作行为的几个关键方面密切相关：（1）组织承诺水平高的教师更能坚守岗位；（2）组织承诺水平高的教师愿意为组织做出牺牲。Szilagyi和Wallace[3]指出:组织承诺是连接教师与学校的心理纽带,与教师的工作态度、工作表现和去留倾向关系密切,并影响学校组织的效益与效能。回顾文献发现，目前对职业院校教师组织承诺的研究较少，尤其是考察全国范围的职业院校教师组织承诺状况的实证研究更是缺乏。因此，探讨我国职业院校教师组织承诺状况，对于丰富组织承诺研究、提升职业教育教学质量以及提高学校组织绩效具有重要意义。
一、调查对象与方法
（一）一般情况调查项目
涉及被试的人口统计学信息，包括性别、婚姻、年龄、教龄、学历、职称、兼任行政职务、学校层次、学校区域、学校性质等内容。
（二）对象
在全国14个省市选取了36所职业院校，其中华东地区5所、华南地区5所、华中地区19所、华北地区2所、华西地区5所，包括中职学校14所、高职院校22所。从每个学校随机抽取30-50名任课或兼课教师，参与者共1600人，有效被试1237人。其中，男性549人、女性688人；20-25岁占7.9%、25-30岁占30.7%、30-35岁占22.1%、35-40岁占16.6%、40-45岁占13.6%、45-50岁占6.5%、50-55岁占1.7%、55-60岁占1.1%；初级职称占37.4%、中级职称占44.8%、副高级职称占17.0%、正高级职称占0.8%。
（三）研究工具
采用谭晟[4]编制的组织承诺问卷。选取该问卷的感情承诺、规范承诺和继续承诺三个维度来测评职业院校教师的组织承诺。该问卷采取五级评分法。本次测量的Cronbach’s a系数为0.89。
（四）施测与数据处理
采用集体施测，在学校领导的协助下在会议上向教师发放问卷并要求他们当场填写。在量表施测的同时获得被试的一般人口统计学资料，如性别、年龄等。全部数据采用SPSS13.0进行统计分析。
二、结果分析与讨论
为了能够全面考察职业院校教师组织承诺情况，本研究从人口统计学变量和总体水平两个角度对职业院校教师的组织承诺进行差异比较分析。具体如下：
（一）职业院校教师组织承诺的总体状况
从表1可以看出，职业院校教师总体上组织承诺处于中等水平。其中规范承诺维度和感情承诺维度得分均高于总体，而在继续承诺维度得分上低于总体。这反映出，一方面，由于我国传统文化的影响，教师们比较循规蹈矩，强调职业道德，对履行合同规定责任的义务感较强，这也是衡量一个教师师德的重要标准。同时，由于教师认同学校的目标和价值观，对学校产生了深厚的感情。另一方面，我国从计划经济向市场经济的转轨打破了对工作单位转换的限制，教师的流动频率愈来愈高，加剧了学校与学校之间人才的竞争。在这种形势下，教师就会因为离开某一学校付出的代价不会太大而频繁地寻找新的组织。
表1 职业院校教师组织承诺总体状况
（二）职业院校教师组织承诺的人口统计学变量分析
1.性别差异分析。本研究结果表明，职业院校教师总体承诺（t=-0.21，P>0.05）和感情承诺（t=0.26，P>0.05）、规范承诺（t=-0.54，P>0.05）、继续承诺（t=-0.23，P>0.05）方面不存在显著性别差异。但从男女均值比较来看，女教师在总体承诺和规范承诺、继续承诺方面稍高于男教师。相较于男性教师，可能是由于女性教师要承担更多养育孩子的责任，容易发生教育教学工作的中断，诸多学校在招聘新教师的时候限制女性员工，导致女性员工进入学校的成本要高，离开某一学校的代价更大，她们一旦进入某个学校，就会因烦于寻找新的工作而一直从事同一份工作，从而表现出较高的组织承诺水平。从这一情况看，研究结果与Grusky[5]的研究结果基本相同。
2.学历差异分析。根据我国的情况，我们把学历划分为中专、专科、本科、硕士、博士五个等级。从表2中可以发现，职业院校教师总体承诺（F(4,1232)=3.06，P
表2 承诺总分和继续承诺因子上不同学历比较
注：*表示P
3.婚姻差异分析。本研究把婚姻状况分为未婚、已婚、离异和丧偶四个类别。由表3可知，职业院校教师总体承诺（F=3.69，P
表3 总体承诺和感情承诺上不同婚姻状况比较
4.年龄差异分析。从表4中可以看出，职业院校教师总体承诺（F(7,1229)=3.52，P
表4 总体承诺和感情承诺因子上不同年龄比较
5.教龄差异分析。从表5中发现，职业院校教师总体承诺（F(6,1230)=4.84，P
表5 总体承诺和感情承诺、规范承诺因子上不同教龄比较
6.职称差异分析。由表6可知，职业院校教师的感情承诺维度（F(3,1233)=3.97，P>0.01）和规范承诺维度（F(3,1233)=2.61，P>0.05）上存在显著职称差异。通过事后检验（LSD）发现，在感情承诺和规范承诺方面，副高职称教师显著高于初、中级职称教师。从总体承诺均值比较分析来看，副高职称最高（3.57±0.60）、初级职称最低（3.44±0.60）、正高职称（3.49±0.64）又比中级职称（3.45±0.60）高。这些与Meyer&Allen[2]、凌文辁等[15]、张晓珩[16]的研究结论基本一致。Meyer 和Allen认为职称与组织承诺呈现正相关关系，职称越高的员工,对组织所投入的成本也越多,因而会产生心理上的调整,所以对组织承诺越高[2]。对于副高职称教师组织承诺得分高于正高职称教师，这种不一致可能与我国目前职业院校教师队伍现状有关。正高职称教师在职业院校还是凤毛麟角，是各个学校激烈争夺的高级人才，他们对于离开某一学校付出的代价并不是太大，而且很容易寻找到新的工作，所以其对组织承诺水平要低些。
表6 感情承诺和规范承诺因子上不同职称比较
7.兼任行政职务差异分析。从表7中可以看出，职业院校教师继续承诺（t=2.39，P
表7 是否兼任行政职务职业院校教师组织承诺t检验
8.学校层次差异分析。本研究依据我国职业教育实际情况把学校层次划分为中职、高职两个类别。由表8中可知，职校教师总体承诺（t=-4.14，P
表8 不同学校层次职业院校教师组织承诺t检验
9.学校性质差异分析。这次研究把学校性质区分为公办和民办两个类别。从表9中可以发现，职业院校教师总体承诺（t=4.87，P
表9 不同学校性质职业院校教师组织承诺t检验
10.学校区域差异分析。本研究的学校区域划分为省会城市的学校和非省会城市的学校两种情况。由表10可知，职业院校教师总体承诺（t=-5.06，P
表10 不同学校区域职业院校教师组织承诺t检验
三、小结
从总体上看，职业院校教师组织承诺处于中等水平。其中规范承诺维度和感情承诺维度均高于总体，而在继续承诺维度上的得分低于总体。在人口统计学指标上表现出以下特点：
（一）在承诺总体和感情承诺维度、规范承诺维度、继续承诺维度上，男女无性别差异。但在承诺总体和规范承诺、继续承诺得分上，女性稍高于男性。
（二）除了感情承诺外，总体承诺和规范承诺维度、继续承诺维度在学历上存在显著差异，中专最高、博士最低，专科高于本科，本科高于硕士。
（三）除离异和丧偶外，未婚教师和已婚教师在总体承诺、感情承诺上存在显著差异，已婚者高于未婚者。
（四）不同年龄的职业院校教师在总体承诺、感情承诺、规范承诺上存在显著差异，表现为：20-25岁者显著低于35-40岁和40-45岁者，25-30岁者显著低于35-40岁、40-45岁、45-50岁和55-60岁者，30-35岁者显著低于35-40岁和40-45岁者。
（五）不同教龄的职业院校教师在总体承诺和感情承诺、规范承诺上存在显著差异，表现为0-1年教龄者显著低于16-20年和20年以上教龄者，1-3年教龄者显著低于6-10年、11-15年、16-20年和20年以上教龄者，3-5年教龄者显著低于6-10年、16-20年和20年以上教龄者。
（六）除总体承诺和继续承诺外，感情承诺、规范承诺在职称上存在显著差异，副高职称教师最高、初级职称教师最低、正高职称教师又比中级职称教师高。
（七）基于兼任行政职务的差异分析表明，在继续承诺上只有未兼任行政职务者显著高于兼任行政职务者。
（八）不同层次学校的教师在总体承诺和感情承诺、规范承诺、继续承诺上存在显著差异，中职教师显著高于高职教师。
（九）不同性质的学校的教师在总体承诺和感情承诺、规范承诺、继续承诺上存在显著差异，公办教师显著高于民办教师。
（十）不同区域的学校的教师在总体承诺和感情承诺、规范承诺、继续承诺上存在显著差异，非省会城市的教师显著高于省会城市的教师。
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（1.保定市统计局，河北 保定 071000；2.河北农业大学城乡建设学院，河北 保定 071000）
【摘 要】生命表技术是人口学定量分析的源头，也是人口学的分析方法之一。它主要是根据年龄别死亡数据编制的、反映一代人从出生到死亡、陆续减少直至全部消失过程的一种以特殊“统计表”形式存在的人口模型。在综合国内外主要学者研究成果的基础上，重点对单递减生命表的编制方法与步骤给予综述，以期待对2015年河北省1%人口抽样调查工作的数据开发与利用有所帮助。
关键词 生命表；假想队列；时期分析；队列分析
作者简介：付晨光（1983—），男，河北顺平人，硕士，中级统计师，研究方向为人口经济学。
王颖（1983—），女，硕士，河北保定人，讲师，研究方向为城乡规划与设计。
1 生命表基本思想
生命表是人口统计中最基本的思想，它在死亡分析、生育分析、迁移分析和人口预测中是必不可少的。生命表思想就是用假设在某一时期（通常为1年）、某一地区来自不同时期经历同一“人口事件”（例如出生、迁移、死亡等）的不同队列（也可以说是一个假想队列）表示为纵向跟踪某一队列（某一时期共同经历了某一人口事件的“一批人”）按观察到的时期“假想队列”所经历的人口事件完全退出为止，即用时期分析来代替队列分析的一种假设模型。[1]这样，更能生动地反映该时期人口过程水平与特征的综合指标。
1.1 生命表的定义
人口学中，通常把同时出生的一批人(也就是同龄人)随着年龄增长而陆续死亡的人数列成一种表格形式称为死亡表。由于它同时也从另一方面反映着这一批人的整个生命过程，所以也叫做生命表。[2]又因为在此表中可以计算人口的平均预期寿命，有人也叫它寿命表。
1.2 “一批人”的概念
在人口学中，把在同一时期内发生某种同样人口事件的人称为“一批人”，又叫一个队列。
生命表最基本的用途是死亡研究（当然还可用于婚姻、生育、迁移等），是跟踪同年出生的一批人从出生到死亡的全过程，它是一个动态时期指标。[3]在现实生活中，追踪这批人从出生到死亡的全过程大约需要上百年时间，而且也不可能跟踪到每一个人，于是人们想出了“假想队列”。人们根据在某一年当中不同年份出生的不同年龄的多个队列编制成一张表，这张表只需从0岁到最高年龄中各个年龄中详细的平均人口、死亡人口，据此可以计算出mx,qx,lx,dx…各个指标。我们将其看成同年出生的一个队列从出生到死亡的全过程，这样我们无需去跟踪，而只需找出某一年（如普查年和抽样调查年）份的较准确的分年龄、分性别人口和死亡人口数据即可。这就是“假想队列”的人口学含义。
2 生命表的应用
生命表技术是人口学、经济学乃至其它研究变量的社会科学中一种重要的研究工具。
在不同时期、不同地区，卫生部门可以根据去死因生命表所反映的各种不同类型的疾病占年龄别死亡率的比重差异来决定医疗卫生投资动向；教育主管部门根据教育生命表预测未来几十年内不同阶段适龄教育人口的变动趋势来决定对不同阶段、类型的教育投资；在保险市场，生命表经常被用来进行寿险分析，以供保险公司和参保人研发制定和选择符合自身实际的生命保险方案和产品；国家税收和其它主管部门可以根据不同行业企业生命表来制定税收方案和其它宏观经济政策。
笔者相信，随着生命表技术研究的不断成熟，该技术还会在更广泛的学科领域不断发挥其应有的作用。
3 生命表的基本编制步骤
生命表按从简单到复杂分为单递减生命表、“多递减”生命表、多增—减生命表、去死因生命表和模型生命表；根据数据的获得性又分为完全生命表和简略生命表。笔者在此将单递减生命表中的完全生命表的编制步骤和主要指标的推导公式加以介绍。简略生命表的编制方法和步骤与此类似，限于篇幅本文不再重复。
如前所述，所有生命表需要的已知数据为一定时期（通常为1年）、一定地区分年龄（组）、分性别的人口总数和死亡人口。[4]假设生命表中的初始0岁（组）人口为100000人。据此，其它各指标的推导公式如下：（1）
式中：mx为x岁人口的死亡率；dx为x岁的死亡人口；Px为某时期、某地区x岁的平均人口。
我们根据年龄别死亡率推导年龄别死亡概率（具体推导过程略），公式为： （2）
0岁组的死亡概率就是死亡率：q0=m0（3）
x岁的死亡概率：（4）
最高岁组M+地死亡概率为1，即这一队列全部人口都退出生命过程。
式中：ax为某年某地区x岁死亡的人口在这一年内平均存活的期间。据经验，a0取0.09,1~4岁组中的a1，a2，a3，a4取0.3，5岁及以上到aM-1取0.5[5]，当ax取0.5时，公式（4）式等同于（2）式。
留存人数，0岁组根据惯例假设为100000人。这样，死亡人口和下一岁的留存人口计算公式为：dx=lx×qx （5），lx=lx-1-dx-1（6）
式中：x取除了最高岁组以外的所有值，最高岁组的留存人口等于死亡人口。留存人年的计算公式：Lx=lx+1×l+ax×dx（7）
式中：Lx为x岁的留存人年；ax的人口学意义和取值同qx公式中的ax。最高岁组的留存人年LM+的计算公式如下：（8）
从公式（8）可知LM+是最高岁组死亡率的倒数与最高岁组的留存人口的乘积。（由于篇幅所限，略去具体推导过程） 累计留存人年Tx的计算公式：
（9）
式中：x的取值从0岁到M-1岁。最高岁组的累计留存人年就是最高岁组的留存人年，即TM+=LM+。平均（预期）寿命的计算公式：
（10）
式中：x的取值从0岁到M+岁。最高岁组是最高岁组死亡率的倒数，即
（11）
留存率的计算公式：（12）
式中：x的取值从0岁到M-1岁。定义最高岁组为0。
至此，笔者已经完成单递减生命表编制方法与步骤的介绍，这也是对目前学术界单递减生命表编制方法简洁而实用的总结。以后，笔者将陆续总结多递减生命表、去特定死因生命表和模型生命表的编制方法与步骤。不同类型生命表的编制将对2015年河北省1%人口抽样调查的数据评估、开发与利用产生促进作用。
参考文献
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[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
[关键词]旅游；文化遗产；旅游者感知；旅游开发；曲阜[中图分类号]F59[文献标识码]A[文章编号]1002―5006(2007)05―0054―07
1 引 言
文化遗产资源所具有的特殊价值对旅游者有着很强的吸引力，尤其是登录世界遗产名录后，往往成为旅游热点。但从总体看，中国世界文化遗产的开发利用水平还很低，难以充分发挥世界文化遗产在旅游发展过程中应有的作用。对于比较成熟的文化遗产旅游地来说，现有的旅游项目和旅游产品如何进一步开发、完善和提高，是非常紧迫的问题。本文以曲阜为研究对象，分析世界文化遗产深度开发的路径。从全国范围来看，曲阜的“三孔”比较早地登录到世界遗产名录，旅游开发相对比较成熟，但发展水平并未得到很高评价。据相关的游客感知度调查研究，曲阜“三孔”的各种评价指标在中国的文化遗产地中都处于中下水平。作为世界文化遗产，“三孔”的文化内涵，无论从深度还是从广度，都还没有很充分地展示出来，被旅游者所体验。因此，曲阜未来的文化旅游要想获得长足的发展，必须从整体上解决文化内涵挖掘与产品品质提升的难题。本文试图通过对问卷调查数据的定量分析，一方面从旅游者的感知出发，分析文化遗产地的旅游产品体系与文化内涵的关系，研究文化内涵挖掘及产品开发的方向；另一方面，考察文化遗产旅游者满意度的影响因素以及文化旅游产品及其他服务性产品在旅游者满意中的表现和作用，明确产品质量改进的方法与步骤，从而形成遗产旅游深度开发的基本框架。
2 国内外相关研究综述
关于文化遗产旅游的深度开发或者说进一步发展的对策，有不少研究者进行了探讨。梁学成分析了世界遗产有形价值与无形价值的内在联系及相互的依存关系，提出了世界遗产旅游价值开发模式。章尚正、董义飞通过对皖南古村落的研究，认为目前的大众观光型旅游产品需要过渡到基于体验性收获的专题型文化产品。一般旅游产品的创新思路对文化旅游产品的进一步开发当然也有借鉴意义。如孙丽萍、王艳平关于旅游产品创新开发的方向性的认识。金颖若关于旅游资源“羡余”现象与旅游开发的探讨等。具体到曲阜的旅游开发与旅游发展，现有的研究基本是从资源角度来探讨如何开发旅游产品和发展旅游业，如周长春对曲阜旅游资源进行了分析与评价，唐顺英研究了曲阜修学旅游开发的原则与策略，李伦亮提出了建设“儒学文化名城”的战略与基本的原则。
国外学者多从旅游者的体验感受出发研究文化遗产旅游市场的进一步拓展。劳斯(Laws)对服务流程设计概念和旅游者体验与满意的管理两者之间的关系进行了研究；比霍(Beeho)等将ASEB栅格分析方法应用于新兰纳克(New La-nark)世界遗产村落的研究，并对世界遗产村落旅游吸引物的开发提供了一些建议；丽特(Light)研究了文化遗产地举行特殊的事件(如旅游节庆活动)时游客的主要特征；爱玛(Emma)等人利用地方感知理论对新西兰的库克山公园(Mount Cook Park)的解说服务体系进行了评估；英国的雅尼夫(Yaniv)等通过调查，研究了4个变量即“个人的性格”、“遗产地属性”、“知觉”、“认知”和“旅游行为”之间的关系。
国内学者这方面的研究也取得了一些进展。郭英之研究了文化遗产平遥古城的旅游满意度及旅游需求特征；刘昌雪对世界遗产地的旅游推力和引力因素进行了研究；张宏等以ASEB法对文化遗产秦兵马俑的游客体验进行了分析；罗振鹏等通过对北京故宫景区旅游服务的调查分析，认为服务问题是导致游客对景区不满意的主要原因。
总起来看，对于世界文化遗产旅游的深度开发，国内外的相关研究比较一致的看法是应该深入挖掘文化遗产的内涵，提高开发的水平与质量。关于如何挖掘文化遗产的文化内涵，通常是从两个角度进行分析，一是对文化遗产本身的价值进一步深入分析，更加深入把握其内涵，寻找更适宜的表现形式，形成更有文化深度的旅游产品；二是基于市场调研，从旅游者的需要出发，改进旅游产品，提高发展水平。目前的问题是两个方面的研究结合不够紧密，尤其是两个方面的定量分析较少进行直接的对应联系。本文重点利用定量分析方法，将两个角度的认识整合起来，力求对文化遗产旅游的进一步开发形成更为深刻的认识。
3 研究方法
本次调查于2006年10月28日―10月29日在曲阜的孔庙和孔府进行，采取的是现场发放问卷、现场回收的方式，共收回有效问卷186份。最后通过社会经济学统计软件包SPSS对问卷进行分析，并结合计划管理、质量管理方法，对曲阜旅游产品开发进行探讨。3．1调查问卷设计
问卷包括三大部分内容：游客兴趣、游客满意度和游客特征(包括人口统计特征和出游特征)。其中游客“兴趣”和“满意度”采用李克特(R．A．Likert)5点量表尺度进行测量。在游客兴趣表中，1表示“很不感兴趣”，2表示“不感兴趣”，3表示“一般”，4表示“感兴趣”，5表示“非常感兴趣”；在游客满意度表中，1表示“很不满意”，2表示“不满意”，3表示“一般”，4表示“满意”，5表示“非常满意”。经过相关评价，我们把旅游者可能在曲阜游览的人文景点以及其他游览活动确定为19项游客感兴趣属性，包括游览孔庙、游览孔府、游览孔林、游览六艺城、游览孔子故里园、游览颜庙、游览周公庙、游览其他人文景点、欣赏曲阜建筑、欣赏城墙、观看杏坛圣梦、参加孔子文化节、观看祭孔大典、和当地居民交谈、了解当地民俗、听导游讲解、漫步大街小巷、孔子家乡修学、购买旅游纪念品；体现旅游者食、住、行、游、购、娱的13项满意度属性，包括儒家氛围、遗产景点、人造景点、文化活动、导游服务、景点管理、餐饮、住宿、市内交通、娱乐项目、购物环境、旅游纪念品和整体满意度；旅游者的人口特征包括性别、年龄、职业、月收入和学历；旅游者的出游特征包括“游览次数”、“游览目的”、“游览方式”、“停留时间”。
3．2调查样本
由于曲阜旅游市场的主体是国内市场，因此本次调查主要是针对国内的旅游者，所得到的人口统计学结果如表1所示。
从表1可以看出，来曲阜的旅游者，性别比例相当，年龄集中在21―40岁之间(64．9％)，职业分布比较分散，学生比例稍微大一些(28．1％)，收入集中在“1000元以下”和“1000―3000元”这两个水平上， 比例分别为42．4％和42．9％，学历以大学学历为主(58．9％)。
4 研究结果
4．1 曲阜文化遗产旅游的开发路径与程序分析
4．1．1 曲阜文化旅游产品体系的因子分析
从理论上讲，世界文化遗产内涵应该有多种表现形式，因此可以开发的具体旅游产品形式也是多种多样的，某种具体形式的产品并不必然与遗产文化内涵的基本属性相联系。如果只对具体的产品形式进行分析，则无助于对文化遗产旅游深度开发的宏观思考。为此，笔者对19项游客感兴趣属性进行了因子分析，以求对游客感兴趣属性进行归类，因为某类产品的共性特征应该与文化遗产内涵有较强的关联。
在因子分析之前，先对19项感兴趣属性进行了可信度分析，得Alpha=0．8823，说明它们之间存在较强的内部一致性，同时对样本进行了KMO测度和巴特利特球体检验以判断观测数据是否适合做因子分析。KMO值为0．810，根据凯撒(Kaiser)的解释，如果KMO值大于0．8，表示“适合”做因子分析。另外，参与因子分析的19个变量的巴特利特球体检验(Bartlett Test of Sphericity)值是1389．280，其对应的相伴概率值为0．000。这两种检验的检验数据表明适合做因子分析。最后，采用了主成分分析法(Principal Component Analysis)，并进行方差最大化旋转(Varimax with Kaiser NormMizmion)。在确定公因子的个数时，瑞恩(Ryan)指出提取出的公因子最好能解释所有方差的66％―70％。指标19“购买旅游纪念品”因变量共同度仅为0．399，小于0．5，因此被删除，其余18个指标经过因子分析，归纳为五个主要因子，累计方差贡献率为67．511％，这表明提取的结果还是比较理想的。因子分析的具体信息如表2所示。
笔者把这五个因子分别命名为F1=“一般人文景点”，F2=“文化遗产景点”(虽然导游讲解不是遗产景点，但导游讲解是完全依附于“三孔”景点的，因此笔者把该因子命名为文化遗产景点)，F3：“当地民俗风情”，F4=“文化活动”，F5=“当地历史建筑”。其中，文化遗产景点是文化遗产的直接符号，文化活动是对文化遗产的直接运用，当地历史建筑是对文化遗产历史环境的营造，一般人文景点是文化内涵的扩展，当地民俗风情是文化遗产内涵在现代生活中的表现。每一种因子，可以表现文化遗产某一方面的特性。也就是说，每一类型的旅游产品，都可以看作是文化遗产文化内涵的外在表现形式，如图1所示。
4．1．2曲阜文化旅游产品开发的路径与程序探讨
由于旅游产品自身的形式、价值或者功能存在区别，对游客的吸引力大小也是有区别的。按照事物发展的一般逻辑，结合因子分析方法，遗产文化内涵深度开发可以理解为表现文化特征的各类因子对旅游者的吸引力由低到高的提高过程，也就是各类旅游产品不断丰富完善的过程。
在这里，笔者以因子的均值和游客“感兴趣”与“非常感兴趣”的累计比例作为衡量因子吸引力大小的标准，均值越大，累计比例越高，则表明因子的吸引力越大。计算因子的均值时，由于每个因子都包含若干个游客感兴趣属性，而且每个属性的均值都已经由软件计算得到，最关键的是确定每个因子中的单项属性在该因子中所占的权重。董观志、杨凤影指出在确定每个属性的权重时，可以利用SPSS统计软件对指标的测量数据进行因子分析法处理，这样有助于减少传统的专家估测法存在的主观误差。通过因子分析后，可以得到每个属性的因子得分系数，系数越大，说明该属性与因子的关系越密切，对其因子的贡献越大，所以赋予的权数也越大，然后对因子得分系数进行归一化处理，即可得到每个属性在该因子上的权重。因此笔者对每个因子又进行了因子分析，目的是确定每个属性在所属因子中所占的权重。在计算因子的均值与游客感兴趣比例时，公式如下：
其中因子均值的计算公式为：
MeanFn表示第n个因子的均值，Mni表示第n个因子的第i个属性的均值，Qni表示第n个因子第i个属性的权重。
同理，因子的游客感兴趣比例的计算公式为：
FrecencyFn表示第n个因子的游客感兴趣比例，Fni表示第n个因子的第i个属性的游客感兴趣比例，Qni表示第n个因子第i个属性的权重。
因子分析及计算出的因子均值与游客感兴趣比例的结果如表3所示。
分析结果表明，在现阶段，“文化遗产景点”与“文化活动”的吸引力强度相当，对游客的吸引力最强；“当地历史建筑”对游客的吸引力次之；“一般人文景点”和“当地民俗风情”对游客的吸引力最弱。这也说明，目前遗产的符号及遗产特性的直接运用已相对比较成熟，当地历史建筑景观建设初见成效，而当地民俗风情和一般人文景点的开发则较为薄弱。当然我们应该理性地认识因子的吸引力强弱程度，吸引力强的因子如果不能够实现更新换代，对游客的吸引力也会减弱，吸引力弱的因子如果开发得当，同样可以增强对游客的吸引力。从因子分析情况来看，曲阜深入挖掘遗产文化内涵的路径可以如图2所示。
如图2所示，对于曲阜而言，文化遗产旅游产品开发的优先顺序为：文化遗产景点文化活动当地历史建筑当地民俗一般人文景点，通过这一过程，文化遗产的文化内涵挖掘相对比较全面和深入，产品吸引力达到比较高的水平，在此基础上，曲阜文化遗产产品开发进入新一轮的循环，达到更高的开发平台。
4．2 曲阜旅游产品的满意度分析与质量改进
4．2．1 国内文化遗产旅游者的整体满意度
旅游者满意度的高低可以直接反映旅游产品质量的高低。文化遗产旅游产品的深度开发，不仅包括旅游产品内容体系的扩充，也应该包括其他产品质量的提高。从本次调查看，来曲阜的旅游者总体满意度不高，只有48．4％，具体情况如表4所示。
笔者把除“整体满意度”之外的12项满意度属性按满意度大小分成3个层次：第一个层次所包含的满意度属性包括“遗产景点”、“儒家氛围”、“导游服务”，满意度在50％以上，主要是对遗产景点游览的满意情况；第二层次包括“景点管理”和“文化活动”，这一层次的满意度超过40％，这两项属性均和遗产景点的游览活动直接相关；第三个层次所包含的满意度属性包含“旅游纪念品”、“人造景点”、“市内交通”、“娱乐项目”、“餐饮”、“住宿”和“购物环境”，这一层次的满意度均较低，这7项属性除“人造景点”外，均为游览活动之外的相关服务(或产品)。划分成3个层次之后，就能很清晰地发现，到访曲阜的旅游者对核心的遗产景点满意度最高，与遗产关 系紧密的项目满意度次之，而对游览活动之外的相关产品则满意度较低。说明遗产资源确实能给旅游者带来满意的体验，而遗产的延伸开发和当地的服务系统却不如人意，不能得到旅游者认可。这一研究结果与国内其他学者的研究有一些相似之处。罗振鹏等对故宫景区的研究表明中外游客对故宫的服务感受为“一般”，郭英之对平遥古城的研究发现旅游者对旅游景点质量评价尚好，而对交通、饮食、住宿的评价为较满意与一般。由此可见，目前我国的文化遗产旅游者对遗产景点的满意度要高于对相关产品的满意度，对遗产景点和设施本身的满意度要高于对景区服务的满意度，反映出目前国内文化遗产地的服务质量普遍不高的现状。
4．2．2满意度的影响因素与质量改进对策
旅游者在文化遗产旅游地的活动涉及到各个方面，从理论上讲，每个方面的满意度对游客的整体满意度都会有影响，因此笔者利用方差分析来检验问卷设计的满意度属性项目是否对整体满意度都有影响，以及影响的程度如何。
方差分析主要有3种方法：单因素方差分析、多因素方差分析和协方差分析。在对12项满意度属性和“整体满意度”进行方差分析之前，笔者先对旅游者的人口统计特征与出游特征和“整体满意度”进行了单因素方差分析，从而进一步确定对12项满意度属性和“整体满意度”进行方差分析时，到底应该采用哪种方法。如果人口特征与出游特征对整体满意度没有显著影响，那么可以采用单因素方差分析；如果人口特征和出游特征对整体满意度有显著影响，那么应该采用协方差分析的方法，把人口特征和出游特征当作协变量参与分析，这样可以消除协变量对于整体满意度的影响，从而使分析的结果更准确一些。
人口统计特征与出游特征和“整体满意度”的单因素方差分析的结果如表5所示。
由表5可知，旅游者的人口统计特征和出游特征对整体满意度在0．05的水平上均没有显著的影响，因此在分析12项满意度属性对“整体满意度”的影响时，可以忽略掉人口统计特征和出游特征的影响，直接采用单因素方差分析的方法。分析结果如表6所示。
分析结果表明，12项满意度属性对整体满意度均有显著影响，但是影响的程度是存在差异的(检验统计量的F值越大，表明影响程度越大。从上表显示的各项目对总体满意度的影响程度看，景点管理、娱乐项目、餐饮3项F值在20以上，是影响总体满意度的关键因素；导游服务、住宿、市内交通、旅游纪念品、购物环境F值在10到20之间，影响较大，是重要因素；遗产景点等4项的F值在10以下，是基础性因素，之所以称之为基础因素，是因为这几项虽然对总体满意度的影响较小，但它们是旅游活动的前提与基础，对满足旅游者最基本的需求，是非常重要的。在单项评价中，除人造景点外，其他项目满意度都较高。恰恰说明了曲阜的整体旅游产品总体满意度不高，现阶段问题主要存在于相关服务项目上。因此，提高曲阜旅游产品质量的方法应是在保证基础因素质量的前提下，主要抓好关键因素，进而改善重要因素，以提高旅游产品的总体质量和游客的满意度。
5 结 论
综上所述，文化遗产旅游产品的深度开发应该有两个纬度的内容：基于遗产特性的产品体系的深化与扩展以及旅游服务质量的提升，两个纬度因素的共同作用，才能达到真正意义上的遗产旅游深度开发。文化遗产旅游深度开发的基本框架模型如图3所示。
进行深度开发时，文化遗产景点是基础和重点，因为这是游客必须要访问的景点。目前，游客对文化遗产景点的满意度比较高，但是对文化活动的满意度不高，这就表明曲阜在文化活动的开发上要多下一些工夫，不仅仅局限于开发文艺表演类的产品，而且要多开发一些游客能够亲身参与的文化活动，这样游客就能在参与的过程中获得乐趣。对于当地的历史建筑要保持其建筑风格，给游客塑造一个良好的游览氛围。对于目前游客感兴趣程度不高的当地民俗和一般人文景点，则要具体分析，采取适当的措施，将它们与遗产资源的文化特性有机结合起来，提高吸引力水平。
