人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析精選(九篇)

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第1篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

關(guān)鍵詞：離散選擇模型；Logit模型；手機(jī)；品牌選擇

中圖分類(lèi)號(hào)：F25文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：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(jì)50年代末，屬于微觀計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的范疇。離散選擇模型（discrete choice models），也被稱(chēng)為品質(zhì)反應(yīng)模型（qualitative response models），是由表示選擇項(xiàng)集合在連續(xù)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(shù)據(jù)收集與描述性統(tǒng)計(jì)分析

本論文的數(shù)據(jù)來(lái)源為國(guó)內(nèi)某公司2006年對(duì)我國(guó)全國(guó)城市家庭的調(diào)查數(shù)據(jù)。本次調(diào)查共收集有效問(wèn)卷998份，選取的變量有：(1)品牌；(2)受訪(fǎng)者性別；(3)受訪(fǎng)者年齡；(4)受訪(fǎng)者教育程度；(5)受訪(fǎng)者個(gè)人月收入。

其中，男性受訪(fǎng)者為537人（53.81%），女性受訪(fǎng)者為461人（46.19%）；受訪(fǎng)者年齡小于29歲的有355人（35.57%），受訪(fǎng)者年齡在30－39歲之間的有275（27.56%），受訪(fǎng)者年齡大于40歲的有368人（36.87%）；受訪(fǎng)者受教育程度為小學(xué)/初中/技校的有220人（22.04%），受教育程度為高中、中專(zhuān)的有312人（31.26%），受訪(fǎng)者教育程度為大專(zhuān)及以上的有466人（46.69%）；受訪(fǎng)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(shù)據(jù)分析

將手機(jī)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(jìn)行多分變量Logit回歸分析。SPSS軟件通過(guò)運(yùn)算可得出常數(shù)項(xiàng)b(b0,b1,b2,K) 的值，代入Logit模型，即得到不同人口統(tǒng)計(jì)因素對(duì)手機(jī)品牌選擇的概率。

3.1 單人口統(tǒng)計(jì)因素對(duì)手機(jī)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(diào)查到的二十多個(gè)品牌中所占比重超過(guò)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(jìn)行分析。由于變量sex（性別，1：男，2：女）屬于分類(lèi)變量，因此作為因素變量進(jìn)行分析。

SPSS軟件進(jìn)行最終方程的有效性檢驗(yàn)得出的Sig值為0.033，小于0.05，因此方程有效；利用似然比統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)每一個(gè)變量對(duì)方程的影響，sex變量的Sig值也為0.033，小于0.05，說(shuō)明變量性別對(duì)方程具有重要影響。

參數(shù)估計(jì)統(tǒng)計(jì)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(jiǎn)化了女性的Logit模型。因?yàn)樗械南禂?shù)為負(fù)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(fā)現(xiàn)以下現(xiàn)象：對(duì)于諾基亞，男性與女性消費(fèi)者的差異不顯著，其Wald的Sig值大于0.05；對(duì)于三星，男性與女性消費(fèi)者間存在顯著差異，其Wald的Sig值小于0.05。根據(jù)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(fǎng)者的年齡在統(tǒng)計(jì)時(shí)被記錄為年齡段區(qū)間，因此變量年齡（年齡，1：≤29，2：30-39，3：≥40）屬于分類(lèi)變量，作為因素變量進(jìn)行分析。表4.10為不同年齡段區(qū)間消費(fèi)者選擇三種品牌手機(jī)的人數(shù)。

最終方程的有效性檢驗(yàn)得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)得出的Sig值也小于0.05，說(shuō)明變量age對(duì)方程具有重要影響（參數(shù)估計(jì)統(tǒng)計(jì)量從略）。

（3）教育程度。同樣，受訪(fǎng)者的教育程度（1：小學(xué)/初中/技校，2：高中/中專(zhuān)，3：大專(zhuān)/大學(xué)/研究生）屬于分類(lèi)變量，所以作為因素變量進(jìn)行分析。表4.13為不同教育程度消費(fèi)者選擇三種品牌手機(jī)的人數(shù)。最終方程的有效性檢驗(yàn)得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)得出的Sig值也小于0.05，說(shuō)明變量受教育程度對(duì)方程具有重要影響。（參數(shù)估計(jì)統(tǒng)計(jì)量從略）。

（4）個(gè)人月收入。將受訪(fǎng)者的個(gè)人月收入作為因素變量分析其對(duì)消費(fèi)者手機(jī)品牌選擇產(chǎn)生的影響時(shí)，發(fā)現(xiàn)最終方程的有效性檢驗(yàn)得出的Sig值大于0.05，因此方程無(wú)效。可以得出結(jié)論，收入因素對(duì)消費(fèi)者手機(jī)品牌選擇產(chǎn)生的影響不大，不同收入水平的消費(fèi)者在選擇手機(jī)品牌時(shí)存在的差異不大。

3.2 多人口統(tǒng)計(jì)因素對(duì)手機(jī)品牌選擇的影響

以上分析的結(jié)果顯示出個(gè)人月收入對(duì)手機(jī)品牌選擇的影響不顯著，因此在進(jìn)行多因素分析時(shí)，將不再把收入因素考慮進(jìn)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(guò)檢驗(yàn)，則說(shuō)明這些變量之間可能會(huì)有較強(qiáng)的相關(guān)性，不適宜放到一起來(lái)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(shí)加入模型中。最終方程的有效性檢驗(yàn)和似然比統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)得出的Sig值均小于0.05，說(shuō)明方程有效，且變量sex和變量age對(duì)方程具有重要影響。其參數(shù)根據(jù)統(tǒng)計(jì)量介于篇幅所限，此處從略。表6為同時(shí)考慮性別和年齡兩個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量的消費(fèi)者選擇三種品牌手機(jī)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(shí)加入模型中。最終方程的有效性檢驗(yàn)和似然比統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)得出的Sig值均小于0.05，說(shuō)明方程有效，且變量sex和變量degree對(duì)方程具有重要影響。其參數(shù)估計(jì)統(tǒng)計(jì)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(shí)加入模型中。最終方程的有效性檢驗(yàn)得出的Sig值小于0.001，因此方程有效。年齡變量的似然比統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)得出的Sig值為0.001，說(shuō)明變量age對(duì)方程具有重要影響；教育程度變量的似然比統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)得出的Sig值為0.098，變量degree對(duì)方程也有影響。其參數(shù)估計(jì)統(tǒng)計(jì)量從略。

3.3 多人口統(tǒng)計(jì)因素對(duì)手機(jī)品牌選擇的綜合影響

本論文利用性別、年齡、教育程度和個(gè)人月收入四個(gè)人口統(tǒng)計(jì)因素分析消費(fèi)者的手機(jī)品牌選擇行為。通過(guò)分析已得知個(gè)人月收入對(duì)消費(fèi)者的手機(jī)品牌選擇行為影響不大，故在進(jìn)行綜合分析時(shí)，僅考慮性別、年齡、教育程度三個(gè)變量。

利用SPSS軟件進(jìn)行最終方程的有效性檢驗(yàn)得出的Sig值為0.000，因此方程有效；利用似然比統(tǒng)計(jì)量檢測(cè)每一個(gè)變量對(duì)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(shuō)明變量sex、變量age、變量degree對(duì)方程均具有影響。其參數(shù)估計(jì)統(tǒng)計(jì)量見(jiàn)表6。

分析表6可以發(fā)現(xiàn)以下現(xiàn)象：30至39歲的與40歲以上（含）的消費(fèi)者選擇了相同品牌的手機(jī)；小學(xué)、初中和技校學(xué)歷與大專(zhuān)、大學(xué)和研究生學(xué)歷的消費(fèi)者選擇了相同品牌的手機(jī)，Wald的Sig值全部大于0.05；對(duì)于諾基亞，男性與女性消費(fèi)者存在的差異不大。

根據(jù)Logit模型，可以計(jì)算出某個(gè)消費(fèi)者對(duì)每種品牌手機(jī)選擇的可能性。

例如我們可以計(jì)算具有高中學(xué)歷的24歲男性消費(fèi)者選擇各品牌手機(jī)的可能性。

同理可推出，任何一類(lèi)人口統(tǒng)計(jì)因素組合的消費(fèi)者對(duì)每種品牌手機(jī)選擇的可能性。

4 結(jié)論

分析研究數(shù)據(jù)結(jié)果10，可以得知：（1）男性消費(fèi)者選擇諾基亞的概率最大，三星的概率最??；女性消費(fèi)者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最小。（2）年輕消費(fèi)者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最?。恢心晗M(fèi)者選擇三星的概率最大，諾基亞的概率最小；老年消費(fèi)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(fèi)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(fèi)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(fèi)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(gè)人口統(tǒng)計(jì)因素來(lái)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(fèi)者，概率最小的是中等教育程度的女性中年消費(fèi)者；選擇三星概率最大的是教育程度較低的女性中年消費(fèi)者，概率最小的是中等教育程度的男性老年消費(fèi)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(fèi)者，概率最小的是教育程度較高的女性年輕消費(fèi)者。

參考文獻(xiàn)

［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.

第2篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

一、旅游客源市場(chǎng)結(jié)構(gòu)理論

旅游客源市場(chǎng)按消費(fèi)者地理區(qū)域分布、時(shí)間分布及旅游動(dòng)機(jī)類(lèi)型可劃分為旅游客源市場(chǎng)空間結(jié)構(gòu)、時(shí)間結(jié)構(gòu)、旅游類(lèi)型結(jié)構(gòu)。

美國(guó)著名旅游市場(chǎng)學(xué)家埃塞爾等人，按旅游者流向?qū)⒙糜问袌?chǎng)分為一級(jí)市場(chǎng)（即游客數(shù)占目的地接待總?cè)藬?shù)比例最大，一般達(dá)40%～60%的客源市場(chǎng)）、二級(jí)市場(chǎng)（即游客人數(shù)在目的地接待總?cè)藬?shù)中占相當(dāng)比例的客源市場(chǎng)）以及目前來(lái)的人數(shù)尚少的機(jī)會(huì)市場(chǎng)（也叫邊緣市場(chǎng)）。旅游客源市場(chǎng)空間分布集中性可用地理集中指數(shù)來(lái)定量分析，其模型為：

G為客源地的地理集中指數(shù)；Xi為第i個(gè)客源地的游客數(shù)量；T為旅游地游客總量；n為客源地總數(shù)。G值越接近100，游客來(lái)源越集中，旅游經(jīng)營(yíng)越不穩(wěn)定；G值越小，則客源越分散，客源市場(chǎng)越穩(wěn)定。

旅游客源市場(chǎng)隨季節(jié)的不同而發(fā)生變化，因?yàn)閷?duì)某一旅游地來(lái)說(shuō)，不同的季節(jié)，其氣候不同，加之存在一些影響客源季節(jié)性變化的社會(huì)因素（如節(jié)假日、傳統(tǒng)習(xí)俗等），因而會(huì)出現(xiàn)旅游淡、旺季。

此外，旅游客源市場(chǎng)按消費(fèi)者人口特征還可劃分為年齡結(jié)構(gòu)、性別結(jié)構(gòu)、職業(yè)結(jié)構(gòu)、文化層次結(jié)構(gòu)、收入結(jié)構(gòu)等。

為了適應(yīng)不斷變化的市場(chǎng)環(huán)境，在激烈的競(jìng)爭(zhēng)中獲得生存與發(fā)展，各旅游地、旅游企業(yè)必須研究旅游客源市場(chǎng)結(jié)構(gòu)，明確自己的客源市場(chǎng)目標(biāo)，以便對(duì)自己的旅游產(chǎn)品進(jìn)行正確的定位，制定切實(shí)可行的客源市場(chǎng)規(guī)劃，調(diào)整旅游產(chǎn)品經(jīng)營(yíng)組合，制定合理的價(jià)格政策，并集中人力、物力、財(cái)力等，選擇最佳的宣傳促銷(xiāo)渠道，有針對(duì)性、有秩序地開(kāi)拓自己的客源市場(chǎng)，以提高旅游客源市場(chǎng)占有率和旅游經(jīng)濟(jì)效益。

本文擬以全國(guó)百?gòu)?qiáng)縣之首的江蘇省江陰市為例，在對(duì)調(diào)查樣本的社會(huì)人口統(tǒng)計(jì)特征和旅行特征，以及旅游者旅游動(dòng)機(jī)正交旋轉(zhuǎn)因子分析研究的基礎(chǔ)上，對(duì)江陰旅游客源市場(chǎng)進(jìn)行了較為深入地比較分析。

二、資料來(lái)源與研究方法

筆者于2013年6-7月，對(duì)江陰旅游者進(jìn)行了當(dāng)面問(wèn)卷調(diào)查。發(fā)放問(wèn)卷720份，回收有效問(wèn)卷494份，有效回收率68.61%。

問(wèn)卷包括三部分內(nèi)容：被調(diào)查者的人口統(tǒng)計(jì)特征及社會(huì)屬性、旅游行為特征、旅游動(dòng)機(jī)表述。其中動(dòng)機(jī)表述共21項(xiàng)，要求被訪(fǎng)者用1（非常不同意）～5（非常同意）的等級(jí)方法來(lái)回復(fù)自己對(duì)旅游動(dòng)機(jī)的表述，采用SPSS軟件對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行分析處理。首先，對(duì)問(wèn)卷的第一、二部分?jǐn)?shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析和交互分析，考察目的地游客的人口社會(huì)統(tǒng)計(jì)學(xué)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(guān)數(shù)據(jù)分析方法對(duì)第三部分的動(dòng)機(jī)進(jìn)行歸納分析。

三、旅游者的背景特征研究

（一）客源地特征

根據(jù)數(shù)據(jù)分析結(jié)果發(fā)現(xiàn)：來(lái)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(dá)61.6%，這些地區(qū)距目的地較近，經(jīng)濟(jì)較為發(fā)達(dá)，居民旅游意愿較為強(qiáng)烈；其次是福建、河南以及山東等省也占據(jù)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(shí)間到江陰旅游資源旅游的緣故。在客源調(diào)查中，江陰本地游客所占比例較高，這于江陰所有旅游景點(diǎn)只對(duì)本地市民免費(fèi)開(kāi)放有一定關(guān)系?？偟膩?lái)說(shuō)，客源的距離衰減原理表現(xiàn)的非常明顯，出游距離較短，中短途的旅游者占絕對(duì)多數(shù)。

（二）人口統(tǒng)計(jì)學(xué)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(diào)查選擇在非節(jié)假日期間進(jìn)行，在旅游景區(qū)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(guó)平均水平，其中很大一部分是單位組織的商務(wù)會(huì)議或獎(jiǎng)勵(lì)旅游。15―24歲的比例達(dá)18.8%，很多是工廠(chǎng)里打工仔打工妹利用休息時(shí)間一起出來(lái)游玩。14歲以下的比例最小，僅占0.8%。小孩主要是部分家長(zhǎng)帶孩子出來(lái)一起親子游。

在文化程度上，由于受調(diào)查的游客中江陰本地游客較多，而江陰由于經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)，教育重視，所以，江陰本地市民的文化水平普遍較高，同時(shí)，江陰由于重視人才的引進(jìn)和培養(yǎng)，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(dāng)比重，達(dá)到22.5%。與之相對(duì)應(yīng)的是出游者的職業(yè)構(gòu)成，企事業(yè)管理人員和文教衛(wèi)生/專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員占到34.2%，其次為學(xué)生為16.3%，服務(wù)銷(xiāo)售商貿(mào)人員11.2%，職業(yè)構(gòu)成與學(xué)歷以及收入水平存在顯著的正相關(guān)。

四、旅游者決策與動(dòng)機(jī)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(jiǎng)勵(lì)旅游占16.3%，最后是因公務(wù)、出差、開(kāi)會(huì)順便出游的，為9.2%。其中，散客出游方式，又以家庭和親朋結(jié)伴出游為重?？傮w來(lái)說(shuō)，江陰旅游喜歡結(jié)伴出游，樂(lè)意與身邊的人分享旅游經(jīng)歷。

（二）旅游信息來(lái)源

相關(guān)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(lái)源渠道中比例最高的，由此可以看出口碑對(duì)于游客的旅游決策起到異常重要的作用。另外一些白領(lǐng)傾向于在網(wǎng)站搜索旅游信息，比例為13.4%。這個(gè)比例也較高，說(shuō)明在現(xiàn)代網(wǎng)絡(luò)時(shí)代，大眾對(duì)于信息的來(lái)源已經(jīng)開(kāi)始依賴(lài)于網(wǎng)絡(luò)；最后廣播電視的宣傳手段作用也比較大，達(dá)到16.4%。而報(bào)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(chē)為主（54.7%），另外私家車(chē)所占也比例非常高，達(dá)到23.1%。在客源市場(chǎng)開(kāi)發(fā)過(guò)程中要特別關(guān)注自駕車(chē)旅游市場(chǎng)的特點(diǎn)和需求。

（四）旅游者的出游動(dòng)機(jī)研究

使用SPSS16.0對(duì)江陰市旅游者旅游動(dòng)機(jī)進(jìn)行因子分析，首先對(duì)21項(xiàng)旅游動(dòng)機(jī)描述項(xiàng)進(jìn)行KMO統(tǒng)計(jì)量分析和巴特勒球形檢驗(yàn)。KMO值=0.819，大于0.7，說(shuō)明作因子分析的效果較好。巴特勒球形檢驗(yàn)的 概率是0.000，說(shuō)明數(shù)據(jù)具有相關(guān)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(zhuǎn)法對(duì)提取的公因子進(jìn)行旋轉(zhuǎn)，以使公因子有較滿(mǎn)意的解釋。以特征根大于1、因子負(fù)荷大于0.4為標(biāo)準(zhǔn)，可得5個(gè)動(dòng)機(jī)因子，共解釋54.9%的方差，能夠概括江陰市游客主要旅游動(dòng)機(jī)：

第一個(gè)動(dòng)機(jī)因子包括9個(gè)變量，如考察學(xué)習(xí)、慕名而來(lái)、體驗(yàn)不同的生活風(fēng)格、增長(zhǎng)見(jiàn)識(shí)增加知識(shí)等，命名為“考察體驗(yàn)”動(dòng)機(jī)，解釋總方差的17.33%；第二個(gè)動(dòng)機(jī)因子包括觀賞美麗的風(fēng)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(dòng)機(jī)，解釋總方差的16.95%，前兩個(gè)動(dòng)機(jī)因子解釋方差最多，是解釋江陰市旅游者動(dòng)機(jī)差異的最主要因素；第三個(gè)動(dòng)機(jī)因子包括探親訪(fǎng)友、和家人朋友在一起、帶孩子游玩增長(zhǎng)見(jiàn)識(shí)，命名為“增進(jìn)親朋感情”，解釋總方差7.67%；第四個(gè)動(dòng)機(jī)因子包括商務(wù)公務(wù)會(huì)議需求和建立友誼發(fā)展關(guān)系兩個(gè)變量，命名為“商務(wù)/公務(wù)關(guān)系”動(dòng)機(jī)，解釋總方差6.97%；第五個(gè)動(dòng)機(jī)因子只有一個(gè)變量，命名為“宗教”動(dòng)機(jī)，解釋總方差6.00%。

五、江陰客源市場(chǎng)的開(kāi)發(fā)構(gòu)想

（一）明確并選擇合理的客源市場(chǎng)目標(biāo)層

根據(jù)對(duì)江陰旅游者客源地特征分析，江陰旅游者主要客源地應(yīng)該重點(diǎn)鎖定在華東及華東周邊地區(qū)。

華東地區(qū)，特別是以上海為中心的長(zhǎng)江三角洲，是我國(guó)經(jīng)濟(jì)比較發(fā)達(dá)、城市密集、人口稠密的地區(qū)，出游能力較強(qiáng)，加之，江陰是長(zhǎng)三角地區(qū)的幾何中心，交通發(fā)達(dá)，在本區(qū)內(nèi)可達(dá)性較好。因此，該區(qū)應(yīng)成為江陰市國(guó)內(nèi)首選市場(chǎng)。華東周邊地區(qū)距江陰也不遠(yuǎn)，在現(xiàn)代交通的背景下，華東周邊的游客可以很方便的通過(guò)飛機(jī)、高鐵、高速公路直達(dá)江陰。事實(shí)上，華東周邊地區(qū)如福建、湖南、河南等地區(qū)在江陰市國(guó)內(nèi)客源市場(chǎng)中已占一定比例。這地地區(qū)可進(jìn)行適度的宣傳促銷(xiāo)，以作為江陰市國(guó)內(nèi)客源市場(chǎng)的補(bǔ)充。

（二）加強(qiáng)區(qū)域合作

華東地區(qū)旅游資源豐富，區(qū)內(nèi)集中了35處國(guó)家級(jí)風(fēng)景名勝區(qū)，還有許多著名的旅游城市，已形成一定的旅游網(wǎng)絡(luò)。南京市無(wú)論在資源開(kāi)發(fā)方面，還是在促銷(xiāo)方面，都應(yīng)該與片內(nèi)其他地區(qū)加強(qiáng)合作，這樣可以形成優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，還可以借助周?chē)糜螀^(qū)，提高自己的知名度，擴(kuò)大自己的客源市場(chǎng)。如上海是著名的國(guó)際化大都市，其國(guó)內(nèi)、境外客源市場(chǎng)都很大，其每年境外游客數(shù)達(dá)100多萬(wàn)人次，國(guó)內(nèi)年流動(dòng)人口達(dá)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(xiàn)路直通上海，如能與上海方面合作，將上海的部分游客中轉(zhuǎn)過(guò)來(lái)，那將是一個(gè)可觀的數(shù)目。

（三）加大宣傳促銷(xiāo)力度

根據(jù)江陰旅游者的信息來(lái)源分析，江陰在客源市場(chǎng)的開(kāi)發(fā)中一定要加大投入重點(diǎn)可以采取以下方式：（1）采用多種形式的廣告，如在具有標(biāo)志性的江陰長(zhǎng)江大橋兩邊設(shè)置大型廣告牌、在車(chē)站候車(chē)廳運(yùn)用大屏幕廣告等；（2）編印各種介紹江陰的小冊(cè)子，并可作免費(fèi)贈(zèng)送嘗試；（3）拍攝江陰旅游風(fēng)光錄像片，在國(guó)內(nèi)外電視臺(tái)播映；（4）運(yùn)用廣播電臺(tái)向國(guó)內(nèi)外廣播宣傳；（5）建設(shè)江陰自己的旅游網(wǎng)站，并加強(qiáng)在網(wǎng)絡(luò)上進(jìn)行江陰旅游形象的推廣；（6）與其他地區(qū)聯(lián)合宣傳。此外，江陰旅游宣傳要多走出去，多參加國(guó)內(nèi)國(guó)際旅游方面的展銷(xiāo)、促銷(xiāo)活動(dòng)等等?？傊?，可以通過(guò)不同渠道形成全方位、多層次的海內(nèi)外促銷(xiāo)網(wǎng)絡(luò)。

（四）加快軟、硬件建設(shè)，塑造良好的旅游城市形象

近年來(lái)，江陰的旅游基礎(chǔ)設(shè)施、服務(wù)設(shè)施有了很大的改善，但還不盡如人意，尤其是市內(nèi)道理狹窄、交通擁擠狀況未能有效地改變，連接各個(gè)旅游景區(qū)的交通系統(tǒng)還未建成，市容市貌、衛(wèi)生狀況也有待進(jìn)一步改觀。因此，要盡快加強(qiáng)基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)，改善城市旅游環(huán)境，進(jìn)一步提高服務(wù)質(zhì)量，樹(shù)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(yè)再上一個(gè)臺(tái)階。

參考文獻(xiàn)：

[1]保繼剛，楚義芳.旅游地理學(xué)[M].北京：高等教育出版社，1999.

第3篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

【關(guān)鍵詞】延遲退休政策；珠海市；回歸模型

中國(guó)老齡化程度嚴(yán)重，是全球唯一的老年人口過(guò)億的國(guó)家，據(jù)聯(lián)合國(guó)統(tǒng)計(jì)，到本世紀(jì)中期，中國(guó)將有近5億人口超過(guò)60歲。為應(yīng)對(duì)人口老齡化現(xiàn)狀，中國(guó)有望于2017年正式出臺(tái)實(shí)行延遲退休方案，為落實(shí)好延遲退休政策。珠海市作為經(jīng)濟(jì)特區(qū)，政策優(yōu)勢(shì)、地緣優(yōu)勢(shì)、人才優(yōu)勢(shì)、經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)明顯，探討珠海市作為試點(diǎn)城市的可行性具有重要意義。

一、有關(guān)延遲退休政策研究文獻(xiàn)綜述

1.國(guó)內(nèi)文獻(xiàn)綜述

通過(guò)查閱資料，雷勇和蒲勇健發(fā)表的《基于給付確定制的最優(yōu)退休年齡經(jīng)濟(jì)模型分析》為員工選擇最優(yōu)退休時(shí)機(jī)提供了參考依據(jù)； 2012年，張文學(xué)和任彥霏發(fā)表題為《人口年齡結(jié)構(gòu)變動(dòng)下的最優(yōu)退休年齡動(dòng)態(tài)模型構(gòu)建與應(yīng)用――以陜西省為例》，探究實(shí)現(xiàn)社會(huì)福利最大化O最優(yōu)退休年齡模型；到2013年，李含偉和汪泓基發(fā)表《基于個(gè)人幸福最大化的最優(yōu)退休年齡分析與柔性退休制度仿真》，該論文考慮了個(gè)人獲得的物質(zhì)享受與個(gè)人對(duì)社會(huì)的奉獻(xiàn)價(jià)值。

2.國(guó)外文獻(xiàn)綜述

國(guó)外學(xué)者探究最優(yōu)退休年齡文獻(xiàn)較早，其中較為重要的研究有： 1984年Gary? S? Fields運(yùn)用勞動(dòng)力供給模型，對(duì)國(guó)民收入結(jié)構(gòu)、養(yǎng)老保障等因素進(jìn)行實(shí)證分析，證明其會(huì)影響退休行為；2008年，Jonathan?Barry ?Forman探討退休年齡與人口統(tǒng)計(jì)學(xué)的關(guān)系，初步擬出養(yǎng)老金法案，為公共政策制定參考依據(jù)。2009年，Michael Tucker和Juan A.Lacomba兩位學(xué)者定量分析分別給出在正常市場(chǎng)和消極市場(chǎng)下最優(yōu)退休年齡應(yīng)該在62q，且法定退休年齡也受到政治與經(jīng)濟(jì)因素影響的結(jié)論。

綜上所述，中國(guó)對(duì)延遲退休年齡問(wèn)題爭(zhēng)論已久，但與國(guó)外成熟國(guó)家的退休年齡相比，中國(guó)學(xué)者研究最優(yōu)退休年齡著重考察個(gè)別因素進(jìn)行定性分析，定量分析文獻(xiàn)較少。本文在前人驗(yàn)證延遲退休年齡合理性的基礎(chǔ)上，建立logistic回歸模型，側(cè)重對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行定量的實(shí)證分析，進(jìn)一步論證了珠海市延遲退休的可行性。

二、珠海延遲退休可行性探究

中國(guó)社會(huì)科學(xué)院社會(huì)保障實(shí)驗(yàn)室特約研究員孫永勇等學(xué)者認(rèn)為最佳退休年齡與參加工作年齡、退休年齡、死亡年齡、名義利率、退休前死亡概率、個(gè)人效用之間可建立數(shù)據(jù)模型，根據(jù)歷史數(shù)據(jù)測(cè)算得出城鎮(zhèn)就業(yè)人員最有退休年齡達(dá)64.14歲。中國(guó)人力資源和社會(huì)保障部表明將制定出臺(tái)漸進(jìn)式延遲退休年齡政策，城鎮(zhèn)就業(yè)人口法定標(biāo)準(zhǔn)退休年齡有望達(dá)到男性65周歲，女性60周歲。

1.珠海市延遲退休政策定性分析評(píng)價(jià)體系

為探究珠海市就業(yè)人口退休年齡，充分利用評(píng)價(jià)模型和預(yù)測(cè)模型，定性分析4個(gè)關(guān)鍵因素：人口平均預(yù)期壽命、人口老齡化、勞動(dòng)力供求關(guān)系、市民受教育程度，得出“延遲退休”科學(xué)可行的制度設(shè)計(jì)。

假設(shè)：

（1）4個(gè)國(guó)情指標(biāo)對(duì)于延遲退休影響等值。

（2）假設(shè)研究延遲退休對(duì)某一指標(biāo)的影響，其他指標(biāo)值忽略不計(jì)。

（3）影響珠海市與影響中國(guó)退休年齡的因素基本一致。

根據(jù)珠海市統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)可知，第一，隨著珠海經(jīng)濟(jì)的發(fā)展和人民生活水平的不斷提高，人均預(yù)期壽命不斷延長(zhǎng)，珠海市的人口老齡化呈增長(zhǎng)趨勢(shì)，2010年珠海全市人口的平均預(yù)期壽命為80.2歲，而珠海市2015年全國(guó)1%人口抽樣調(diào)查主要數(shù)據(jù)公報(bào)顯示珠海全市人均預(yù)期壽命提高到82.5歲，居廣東省之首；第二，退休年齡與受教育年限延長(zhǎng)不相適應(yīng)，受教育程度與受教育年限成正比，維持原來(lái)的退休年齡規(guī)定，勞動(dòng)力可能處于人力資本高峰期退休，造成人力資本的浪費(fèi)；第三，退休年齡與人口老齡化趨勢(shì)不相適應(yīng)，社會(huì)保障壓力增大。

珠海市延遲退休政策定性分析，延遲退休年齡政策在珠海市同樣具有可行性。

2.Logistic回歸模型進(jìn)行定量分析

通過(guò)調(diào)查問(wèn)卷的方式，以調(diào)查者愿意頻率來(lái)反映延遲退休年齡政策是否可行的概率。Logistic回歸分析方法是對(duì)定性變量的回歸分析。在實(shí)際問(wèn)題中，是否實(shí)施延遲退休政策，確定延遲與不延遲兩個(gè)變量。

設(shè)因變量y是0-1型，自變量為j x （j=1，2，3）。設(shè)y=1時(shí)的概率為p，則Logistic回歸方程為

根據(jù)職業(yè)類(lèi)型的劃分，從事業(yè)單位、企業(yè)單位和體力勞動(dòng)者三個(gè)角度對(duì)P值進(jìn)行計(jì)算。P1代表事業(yè)單位中愿意退休的頻率，P2代表企業(yè)單位中愿意退休的頻率，P3代表體力勞動(dòng)者中愿意退休的頻率。

模型估計(jì)的結(jié)果可以寫(xiě)為：

綜上，通過(guò)建立logistic模型，顯示出中國(guó)人均GDP與人均公共管理、社會(huì)保障和社會(huì)組織固定資產(chǎn)投資額對(duì)退休年齡有顯著影響，人均GDP的增加有助于延遲退休政策的實(shí)施。

三、研究結(jié)論和建議

1.將珠海市作為延遲退休試點(diǎn)城市具有可行性

本文對(duì)珠海市延遲退休政策定性分析評(píng)價(jià)體系，得出延遲退休政策χ楹J芯濟(jì)發(fā)展、勞動(dòng)力市場(chǎng)優(yōu)化、教育可持續(xù)發(fā)展和珠海整體戰(zhàn)略布局這四方面都有積極意義。

結(jié)合中國(guó)與珠海的數(shù)據(jù)進(jìn)行定量的實(shí)證分析，建立logistic回歸模型法，得出人均GDP與人均公共管理、社會(huì)保障和社會(huì)組織固定資產(chǎn)投資額系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量都高度顯著相關(guān)，且所有系數(shù)都具有正確的符號(hào)，表明人均GDP與人均公共管理、社會(huì)保障和社會(huì)組織固定資產(chǎn)投資額系數(shù)這兩個(gè)變量共同對(duì)愿意延遲退休有顯著的影響，延遲退休方案在珠海市實(shí)施具有可行性。

2.建議推行彈性退休制，完善養(yǎng)老金給付機(jī)制

實(shí)行彈性退休制，意味著城鎮(zhèn)人員可以根據(jù)自身健康狀況和工作意愿在55歲到65歲之間選擇合適的時(shí)間來(lái)辦理退休手續(xù)。養(yǎng)老金與退休年齡相掛鉤，可提高參保人員的繳費(fèi)積極性、減輕社會(huì)養(yǎng)老壓力，還可有效避免富有勞動(dòng)力人員提前退休。能夠積極引導(dǎo)勞動(dòng)力市場(chǎng)，充分發(fā)揮市場(chǎng)機(jī)制在退休決策中的作用，使得個(gè)人在退休決策時(shí)選擇的方案可以達(dá)到最優(yōu)化。

政府應(yīng)當(dāng)制定退休年齡的指導(dǎo)性政策，制度設(shè)計(jì)與利益激勵(lì)相符，鼓勵(lì)各地區(qū)因地制宜，實(shí)行彈性退休制。政策制定與實(shí)施過(guò)程動(dòng)態(tài)監(jiān)管，避免養(yǎng)老金缺口影響社會(huì)保障制度的可持續(xù)性，建立完善的養(yǎng)老制度也有利于社會(huì)公平與效率的實(shí)現(xiàn)，將養(yǎng)老金的給付水平與退休時(shí)間緊密聯(lián)系起來(lái)，可以根據(jù)不同的退休時(shí)間調(diào)節(jié)養(yǎng)老金的給付，從而體現(xiàn)養(yǎng)老金收繳及發(fā)放的公平與效率結(jié)合。

四、結(jié)語(yǔ)

珠海市作為經(jīng)濟(jì)特區(qū)，具有經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新創(chuàng)優(yōu)的政策優(yōu)勢(shì)；地處珠江口西岸，與香港隔海相望，與澳門(mén)陸地相連，具有獨(dú)特的地緣優(yōu)勢(shì)；以“藍(lán)色珠海高層次人才計(jì)劃”為核心的戰(zhàn)略布局，具有人才優(yōu)勢(shì)；建設(shè)發(fā)展建立在中國(guó)改革開(kāi)放30多年的有益成果基礎(chǔ)上，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)保持中高速，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)邁向中高端，開(kāi)拓“生態(tài)文明新特區(qū)、科學(xué)發(fā)展示范市”建設(shè)新局面，具有顯著的經(jīng)濟(jì)優(yōu)勢(shì)。有作為退休政策試點(diǎn)城市的優(yōu)勢(shì)。

緊隨國(guó)家改革，發(fā)揮優(yōu)勢(shì)，通過(guò)試點(diǎn)城市效用帶動(dòng)作用，將對(duì)珠海市的發(fā)展產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。對(duì)延遲退休政策的探究，契合社會(huì)需求，有利于提高廣大人民群眾對(duì)延遲退休問(wèn)題的重視程度，有利于社會(huì)發(fā)展進(jìn)步。中國(guó)學(xué)者研究最優(yōu)退休年齡著重考察個(gè)別因素進(jìn)行定性分析，定量分析文獻(xiàn)較少。本文在前人驗(yàn)證延遲退休年齡合理性的基礎(chǔ)上，側(cè)重對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行定量的實(shí)證分析，進(jìn)一步論證了延遲退休政策的合理性，得出珠海市作為延遲退休政策試點(diǎn)城市的可行性，并提出推行彈性退休制，完善養(yǎng)老金給付機(jī)制的建議。日后，研究會(huì)繼續(xù)數(shù)據(jù)收集、社會(huì)調(diào)查工作，在模型中增加要素研究，持續(xù)關(guān)注延遲退休政策的出臺(tái)及影響。

參考文獻(xiàn)：

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[2] 汪海菊，高廣闊，張騰化.中國(guó)最優(yōu)退休年齡測(cè)度方法研究綜述[J].改革與開(kāi)放，2015，（7）.

[3] 李含偉，汪泓. 基于個(gè)人幸福最大化的最優(yōu)退休年齡分析與柔性退休制度仿真[J]. 上海經(jīng)濟(jì)研究. 2013（08）

第4篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

關(guān)鍵詞：城鎮(zhèn)化 影響因素 空間面板模型 溢出效應(yīng)

引言

隨著中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)，目前城鎮(zhèn)化已經(jīng)是中國(guó)正在經(jīng)歷的一個(gè)最重要的結(jié)構(gòu)性變化。“十五”規(guī)劃中首次提出城鎮(zhèn)化這一詞，此后黨的十六大到十的政治報(bào)告中都有提及城鎮(zhèn)化，十明確提出要工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化良性互動(dòng)、同步發(fā)展。在《國(guó)務(wù)院關(guān)于城鎮(zhèn)化建設(shè)工作情況的報(bào)告》中首次明確城鎮(zhèn)化路徑，小城市將全面放開(kāi)落戶(hù)限制，可見(jiàn)，針對(duì)如何合理推進(jìn)中國(guó)的城鎮(zhèn)化進(jìn)程的研究已是相當(dāng)緊迫。

近年來(lái)，已有大量文獻(xiàn)在對(duì)中國(guó)城鎮(zhèn)化方面進(jìn)行了研究，包括城鎮(zhèn)化的歷史、現(xiàn)狀、特點(diǎn)以及影響因素等進(jìn)行理論研究與實(shí)證分析，并取得了豐碩的成果。其中蔣偉（2009）利用2005 年的數(shù)據(jù)對(duì)中國(guó)省域城市化水平影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析，得出區(qū)域城市化之間存在相關(guān)，即城市化水平的提高將通過(guò)空間溢出促進(jìn)周邊地區(qū)的城市化發(fā)展，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展是影響地區(qū)城市化水平的主要因素。秦佳（2013）利用六普的數(shù)據(jù)實(shí)證了人口城鎮(zhèn)化水平空間差異的影響因素，并提出第三產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平的提升對(duì)中西部地區(qū)人口城鎮(zhèn)化的促進(jìn)作用大于其在東部的作用。上述文獻(xiàn)，是以截面數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，分別分析各變量對(duì)城鎮(zhèn)化的影響。姜磊（2011）研究了城市化進(jìn)程與城鄉(xiāng)收入差距的影響路徑識(shí)別，實(shí)證結(jié)果表明：城市化進(jìn)程對(duì)縮減城鄉(xiāng)收入差距的作用是積極影響和消極影響并存，關(guān)鍵取決于城市化進(jìn)程的政策路徑選擇；省際間存在空間溢出效應(yīng)的城市化進(jìn)程。該文主要是針對(duì)城市化進(jìn)程與城鄉(xiāng)收入差距的影響研究，而較少考慮其他因素對(duì)城市化進(jìn)程的影響。

本文主要是研究中國(guó)在城鎮(zhèn)化水平上是否存在顯著的空間相關(guān)性，及影響城鎮(zhèn)化水平的因素是什么？相鄰區(qū)域的城鎮(zhèn)化水平對(duì)本地區(qū)的擴(kuò)散程度是多大？以及鄰近地區(qū)的影響因素對(duì)本地區(qū)的城鎮(zhèn)化水平是否存在溢出效應(yīng)？溢出效應(yīng)多大？本文的創(chuàng)新之處在于利用面板模型與空間面板模型進(jìn)行對(duì)比，實(shí)證了空間面板模型的優(yōu)勢(shì)以及確定影響城鎮(zhèn)化水平的因素，并計(jì)算出各自的溢出效應(yīng)。

研究方法

（一）Moran's I指數(shù)

在空間統(tǒng)計(jì)學(xué)中常常使用空間自相關(guān)指數(shù)Moran's I指數(shù)來(lái)檢驗(yàn)變量是否存在空間相關(guān)性，因此本文利用Moran's I指數(shù)研究人口城鎮(zhèn)化的全局空間相關(guān)性。Moran's I指數(shù)定義為：

（1）

當(dāng)Moran’s I指數(shù)為正時(shí)，表明存在明顯的正空間自相關(guān)，也就是說(shuō)相似的觀測(cè)值（高值或低值）趨于空間集聚，表明不同地區(qū)數(shù)據(jù)在空間上有相似的屬性；當(dāng)Moran’s I指數(shù)為負(fù)時(shí)，表明存在負(fù)的空間自相關(guān)，相似的觀測(cè)值趨于分散分布，表明不同地區(qū)數(shù)據(jù)在空間上有不相似的屬性；當(dāng)Moran’s I指數(shù)為零時(shí)，觀測(cè)值呈現(xiàn)獨(dú)立地隨機(jī)分布。Moran’s I指數(shù)絕對(duì)值反映了空間相關(guān)程度的大小，絕對(duì)值越大，空間相關(guān)程度越大，反之亦然。

（二）空間面板模型和模型選擇

近年來(lái)，隨著空間面板計(jì)量模型的設(shè)定和估計(jì)的方法逐漸完善，空間面板計(jì)量模型被越來(lái)越廣泛的用于分析空間和區(qū)域問(wèn)題?？臻g面板模型可以依滯后項(xiàng)存在于因變量和誤差項(xiàng)中分為兩類(lèi)：空間滯后模型和空間誤差模型，又依據(jù)樣本個(gè)體之間的差異存在是確定的和隨機(jī)性，有分為固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)。

空間滯后模型固定效應(yīng)的基本結(jié)構(gòu)如下：

（2）

空間誤差面板固定效應(yīng)模型 ：

（3）

（4）

ρ是度量相鄰地區(qū)綜合城鎮(zhèn)化水平對(duì)本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響程度。空間誤差系數(shù) λ 則反映了鄰近地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的誤差沖擊之和對(duì)本地區(qū)城鎮(zhèn)化水平的影響程度。空間滯后模型和空間誤差模型是空間依賴(lài)性的不同體現(xiàn)。

在模型包含空間滯后誤差項(xiàng)的情況下， 最小二乘法不適合用來(lái)估計(jì)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型，因?yàn)镺LS估計(jì)量不再有效。所以，一般使用極大似然法（ML）來(lái)估計(jì)空間計(jì)量經(jīng)濟(jì)模型。Elhorst給出了Matlab軟件包，給出了一般空間面板模型的極大似然估計(jì)（MLE）函數(shù)。

（三）直接影響與溢出效應(yīng)

LeSage和Pace（2009）提出采用求解偏微分的方法來(lái)解釋不同模型在設(shè)定情況下變量的變化所產(chǎn)生的沖擊，為檢驗(yàn)空間溢出效應(yīng)提供了有效的基礎(chǔ)。SLM模型可以被改寫(xiě)為如下矩陣形式 ：

（5）

其中，Y關(guān)于第1至第N個(gè)區(qū)域的內(nèi)生變量X中第k個(gè)變量的偏微分矩陣較為容易獲得：

（6）

其中， LeSage和Pace將上式最右端矩陣的對(duì)角線(xiàn)元素的均值定義直接影響，而每行或者列中非對(duì)角元素之和的均值定義為間接影響，也被稱(chēng)為溢出效應(yīng)。

實(shí)證分析及估計(jì)結(jié)果

（一）指標(biāo)選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

段瑞君和安虎森（2009）運(yùn)用向量自回歸模型實(shí)證了城市化與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相互關(guān)系。郭軍華（2009）運(yùn)用面板協(xié)整檢驗(yàn)實(shí)證了我國(guó)東、中、西部城市化與城鄉(xiāng)收入差距之間具有長(zhǎng)期均衡關(guān)系。江易華（2012）利用2009年統(tǒng)計(jì)年鑒數(shù)據(jù)對(duì)縣域人口城鎮(zhèn)化的影響因素進(jìn)行分析，實(shí)證了生產(chǎn)總值、農(nóng)林牧漁業(yè)人員、城鄉(xiāng)收入比和人口發(fā)展功能區(qū)劃是影響縣域人口城鎮(zhèn)化的主要因素。蔣偉（2009）將各省的人均 GDP、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 的比重、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占 GDP 的比重、文盲半文盲占 15 歲及以上人口的比重、按美元與人民幣中間價(jià)折算的進(jìn)出口總額占 GDP 的比重、城鄉(xiāng)收入差距等因素對(duì)城鎮(zhèn)化的影響進(jìn)行研究。秦佳和李建民（2013）利用空間模型實(shí)證了地區(qū)之間土地城鎮(zhèn)化水平、第二三產(chǎn)業(yè)就業(yè)水平和產(chǎn)值水平，以及人均 GDP 的差距是造成人口城鎮(zhèn)化平空間差異的主要原因。

根據(jù)以往文獻(xiàn)對(duì)城鎮(zhèn)化影響因素的分析以及數(shù)據(jù)的可得性。本文研究文盲率、城鄉(xiāng)收入差距、第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比、第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比、人均財(cái)政預(yù)算支出、人均進(jìn)出口額、人均地區(qū)生產(chǎn)總值對(duì)人口城鎮(zhèn)化率的影響。

本文對(duì)所有數(shù)據(jù)取對(duì)數(shù)，是為數(shù)據(jù)之間的可比性和減少異方差，其中Y表示城鎮(zhèn)化率，國(guó)內(nèi)學(xué)者已基本達(dá)成對(duì)人口城鎮(zhèn)化率指標(biāo)的共識(shí)，即采用各地區(qū)非農(nóng)人口數(shù)比各地區(qū)總?cè)丝跀?shù)， I表示文盲率，即文盲半文盲占15歲及以上人口比例，Ur表示城鄉(xiāng)收入差距，各地區(qū)城鎮(zhèn)居民平均每人可支配收入比各地區(qū)農(nóng)村居民平均每人純收入，S表示第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比，即第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總產(chǎn)值的比重，T表示第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值比，即第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占生產(chǎn)總產(chǎn)值的比重，D人均財(cái)政預(yù)算支出，各地區(qū)一般財(cái)政預(yù)算支出比上各地區(qū)人口數(shù)， Exit人均進(jìn)出口額，即各地區(qū)按經(jīng)營(yíng)單位所在地分商品進(jìn)出口總額除以各地區(qū)人口數(shù)，Rgdp為人均地區(qū)生產(chǎn)總值。本文以中國(guó)31個(gè)省為研究對(duì)象，根據(jù)數(shù)據(jù)的可得性采用1998～2011年的年度數(shù)據(jù)，即進(jìn)行實(shí)證分析的樣本數(shù)據(jù)為1998～2011年中國(guó)31個(gè)省份的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)來(lái)源于1999 ～2012年中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒和1999～2006年中國(guó)人口統(tǒng)計(jì)年鑒，2007～2012年中國(guó)人口和就業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒。

（二）實(shí)證分析

空間自相關(guān)性檢驗(yàn)。本文采用Rook鄰接矩陣，首先利用Anselin編寫(xiě)的geoda軟件計(jì)算城鎮(zhèn)化率的全局自相關(guān)Moran's I指數(shù)值如圖1所示。其中Moran's I值在0.26～0.4的正值區(qū)域內(nèi)，且總體呈現(xiàn)遞增增長(zhǎng)趨勢(shì)，各地區(qū)城鎮(zhèn)化率有顯著的正向空間依賴(lài)性。從總體變動(dòng)趨勢(shì)來(lái)看，中國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)化率Moran's I值呈現(xiàn)遞增趨勢(shì)則說(shuō)明空間集聚現(xiàn)象越來(lái)越穩(wěn)定，空間依賴(lài)性在不斷增強(qiáng)，溢出效應(yīng)在逐漸增大。

全局空間 Moran's I指數(shù)描述我國(guó)區(qū)域城鎮(zhèn)化率的總體空間自相關(guān)模式，但不能確定各地區(qū)具體的空間依賴(lài)情況，局部Moran散點(diǎn)圖可以為分析具體各地區(qū)城鎮(zhèn)化率聚集情況提供信息。其中局部Moran's I指數(shù)如圖2。

在Moran's 散點(diǎn)圖中第一象限（HH）主要是東部沿海以及華北地區(qū)，包括上海、浙江、福建、江蘇、北京、天津及東北三省等地，表示這些省份及其周?chē)》荻加休^高的城鎮(zhèn)化率，及其地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間差異不大，存在較強(qiáng)的正空間自相關(guān)性。第二象限（LH）主要是河北、海南、安徽、江西四省，其中河北周邊有高城鎮(zhèn)化率的北京、天津等地，這些地區(qū)在高城鎮(zhèn)化率區(qū)域范圍內(nèi)，如果充分利用周?chē)母叱擎?zhèn)化率地區(qū)的擴(kuò)散效應(yīng)，這些地區(qū)也會(huì)在城鎮(zhèn)化率水平上得到較好的提高。因此，這一象限成為過(guò)渡區(qū)。第三象限（LL）主要是西部地區(qū)，以及部分中南省份，這些區(qū)域是連同周?chē)貐^(qū)都是低城鎮(zhèn)化率城市，例如，四川、貴州等高原地區(qū)，另外，經(jīng)濟(jì)的發(fā)展水平也是一個(gè)很重要的因素，這些區(qū)域普遍表現(xiàn)為不發(fā)達(dá)省份。第四象限（HL）是廣東、內(nèi)蒙古和重慶，這些省份應(yīng)該發(fā)揮典范作用，帶領(lǐng)周?chē)鷧^(qū)域共同發(fā)展，從而形成相輔相成的良性發(fā)展模式。

模型估計(jì)結(jié)果?？臻g相關(guān)分析Moran's I指數(shù)定量證明了各地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間存在顯著的空間相關(guān)性，因此有必要采用空間面板回歸模型來(lái)描述城鎮(zhèn)化率的影響因素及其影響因素之間的關(guān)系。本文根據(jù)理論分析選擇空間面板滯后模型固定效應(yīng)模型，因?yàn)楦鶕?jù)固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)的選擇理論，隨機(jī)效應(yīng)主要是以樣本為估計(jì)母體的。本文分別對(duì)面板數(shù)據(jù)的OLS估計(jì)以及空間面板滯后模型對(duì)無(wú)固定效應(yīng)、地區(qū)固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和地區(qū)與時(shí)間固定效應(yīng)這四種情況分別進(jìn)行估計(jì)進(jìn)行對(duì)比。采用 Matlab2010B 軟件和Elhorst、LeSage等人編寫(xiě)的Spatial econometric 模塊，計(jì)算結(jié)果如表1所示。表2為模型的LM檢驗(yàn)結(jié)果。表3為各內(nèi)生變量的直接影響和溢出效應(yīng)檢驗(yàn)。

從R2、σ2、LogL等統(tǒng)計(jì)量綜合來(lái)看，空間面板滯后模型比普通模型效果更好，其中地區(qū)固定效應(yīng)模型R2比普通面板模型R2高出10%以上，故認(rèn)為區(qū)域城鎮(zhèn)化率模型中存在空間效應(yīng)。然而，在模型中從統(tǒng)計(jì)量來(lái)看地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)模型是具有最好的擬合度，但是從模型參數(shù)估計(jì)的結(jié)果看，該模型存在部分變量的不顯著性。綜合比較之后，筆者認(rèn)為時(shí)間固定效應(yīng)模型能更貼切地描述我國(guó)各地區(qū)城鎮(zhèn)化率的影響因素以及相互之間的關(guān)系，在時(shí)間固定效應(yīng)模型中參數(shù)大多數(shù)都通過(guò)了1%顯著性水平檢驗(yàn)，同時(shí)綜合統(tǒng)計(jì)量指標(biāo)也相對(duì)較合理，故本文將選擇時(shí)間固定效應(yīng)空間面板滯后模型進(jìn)行分析。

在空間面板滯后地區(qū)固定效應(yīng)模型中，空間相關(guān)系數(shù)ρ表示與該地區(qū)相連接的省份在城鎮(zhèn)化率水平對(duì)本地區(qū)的綜合影響為0.15，該值通過(guò)了 1%的顯著性水平檢驗(yàn)，因此可以充分地證明各地區(qū)城鎮(zhèn)化率之間存在顯著的正向空間效應(yīng)，即在某種程度上本地區(qū)的城鎮(zhèn)化率是依賴(lài)于相近地區(qū)的城鎮(zhèn)化率對(duì)其的影響，因此，在面板模型中將空間影響因素考慮進(jìn)來(lái)研究中國(guó)地區(qū)城鎮(zhèn)化更為合理。

通過(guò)表1到表3的估計(jì)結(jié)果，本文可得到以下結(jié)論：

首先，城鎮(zhèn)化率與文盲率之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即各地區(qū)的文盲率越高，相對(duì)應(yīng)的城鎮(zhèn)化水平則會(huì)越低。城鄉(xiāng)收入差距與城鎮(zhèn)化率是存在系數(shù)為-0.423的顯著性負(fù)相關(guān)的，城鄉(xiāng)收入差距對(duì)城鎮(zhèn)化的影響是最大的。即減少城鎮(zhèn)收入差距可以最有效促進(jìn)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平的提高。這與蔣偉（2009）研究結(jié)論是一致的。此外，人均進(jìn)出口額與城鎮(zhèn)化水平之間也存在負(fù)的相關(guān)性的，但是影響程度不大，這與秦佳（2013）和蔣偉（2009）的研究結(jié)果均不一樣。筆者認(rèn)為可能是樣本差異，蔣偉和秦佳都是以截面數(shù)據(jù)來(lái)做分析，沒(méi)有考慮時(shí)間因素的影響，本文使用空間面板模型來(lái)分析變量之間的關(guān)系。

其次，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比值對(duì)城鎮(zhèn)化率的影響是最大正向的。即在其他條件不變的情況下，第三產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值占總產(chǎn)值的比值提高1%，則平均來(lái)說(shuō)，城鎮(zhèn)化水平提高0.403%。與第二產(chǎn)業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)化率的0.32%相比，第三產(chǎn)業(yè)對(duì)城鎮(zhèn)化率的促進(jìn)作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于第二產(chǎn)業(yè)的作用。加大服務(wù)業(yè)的發(fā)展是引領(lǐng)我國(guó)城鎮(zhèn)化水平進(jìn)一步提升的關(guān)鍵因素。

最后，從各個(gè)變量的直接影響和溢出效應(yīng)可以進(jìn)一步了解不同變量對(duì)城鎮(zhèn)化影響因素的具體效應(yīng)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，所有的解釋變量對(duì)城鎮(zhèn)化率都存在顯著的區(qū)域間的溢出效應(yīng)，各個(gè)變量的溢出效應(yīng)對(duì)城鎮(zhèn)化率的影響方向與直接影響是一致的。城鄉(xiāng)收入差距的溢出效應(yīng)是最大的，也只是當(dāng)相鄰地區(qū)的城鄉(xiāng)收入差距減少1%，本地的城鎮(zhèn)化率平均上升0.074%。即各變量對(duì)城鎮(zhèn)化率存在顯著的溢出效應(yīng)。

結(jié)論及政策建議

本文得出結(jié)論：中國(guó)城鎮(zhèn)化率存在空間自相關(guān)性。同時(shí)各變量對(duì)城鎮(zhèn)化率均存在顯著的影響，同時(shí)實(shí)證也發(fā)現(xiàn)各變量對(duì)鄰近省域的城鎮(zhèn)化率存在具有顯著的溢出效應(yīng)。由此本文提出以下建議：

第一，充分利用地理優(yōu)勢(shì)。根據(jù)上文的分析，區(qū)域城鎮(zhèn)化率間存在空間相關(guān)性，空間相關(guān)系數(shù)為0.15以及各自變量對(duì)本地區(qū)城鎮(zhèn)化存在溢出效應(yīng)。故應(yīng)充分引導(dǎo)東部沿海發(fā)達(dá)地區(qū)的擴(kuò)散效應(yīng)，帶動(dòng)周?chē)鞘胁饺敫叱擎?zhèn)化水平階段，同時(shí)也促進(jìn)自己步入更好層次。

第二，降低文盲率縮小城鄉(xiāng)收入差距。教育水平的落后以及城鄉(xiāng)收入差距的擴(kuò)大對(duì)城鎮(zhèn)化發(fā)展有著顯著的負(fù)面影響。增加各地區(qū)的受教育機(jī)會(huì)，特別應(yīng)增加農(nóng)村基礎(chǔ)教育的投入，降低文盲率，進(jìn)而提高勞動(dòng)力的文化素質(zhì)。縮小城鄉(xiāng)收入差距是提高城鎮(zhèn)化水平最有效的途徑?？梢酝ㄟ^(guò)以下方式縮小城鄉(xiāng)收入差距：合理定價(jià)農(nóng)產(chǎn)品價(jià)格，減少中間各種費(fèi)用；暢通農(nóng)產(chǎn)品銷(xiāo)售渠道，提供供銷(xiāo)平臺(tái)；引導(dǎo)農(nóng)產(chǎn)品的合理耕種，多種渠道提高農(nóng)村居民的純收入，進(jìn)而可以擴(kuò)大居民對(duì)工業(yè)產(chǎn)品和服務(wù)的消費(fèi)，從而推動(dòng)城市化的發(fā)展。

第三，加大第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展。在影響省域城鎮(zhèn)化水平的諸多因素中，其中第三產(chǎn)業(yè)是推動(dòng)城鎮(zhèn)化率水平提高的主要力量，第三產(chǎn)業(yè)的發(fā)展和城鎮(zhèn)化率水平的提高關(guān)系最密切。因此，在遵循市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)規(guī)律的前提下，進(jìn)一步優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，發(fā)展第三產(chǎn)業(yè)，合理預(yù)算財(cái)政支出，進(jìn)而促進(jìn)城市化進(jìn)程的良性可持續(xù)漸進(jìn)式發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

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3.秦佳，李建民.中國(guó)人口城鎮(zhèn)化的空間差異與影響因素[J].人口研究，2013，3

第5篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

關(guān)鍵詞：博客；知識(shí)交流；成員行為

國(guó)內(nèi)外的博客熱潮在持續(xù)高漲，其影響也已經(jīng)滲入到人們的生活當(dāng)中，然而，目前卻很少有研究機(jī)構(gòu)針對(duì)博客的使用者進(jìn)行深入的研究。國(guó)內(nèi)現(xiàn)有的幾個(gè)博客市場(chǎng)調(diào)查研究都是從博客用戶(hù)使用偏好的角度入手進(jìn)行定性分析，缺少?gòu)囊粋€(gè)更深的層面進(jìn)行定量分析，來(lái)探討形成博客用戶(hù)在社區(qū)中知識(shí)交流與共享的行為。本文從網(wǎng)絡(luò)和博客的使用者入手，結(jié)合博客自身的科技特性，對(duì)使用者的個(gè)進(jìn)行回歸分析，通過(guò)深入分析促使博客用戶(hù)使用博客行為的主觀原因和客觀原因，試圖找出影響博客使用者的使用意愿與使用行為的關(guān)鍵因素，如何進(jìn)行知識(shí)交流與共享。

一、研究框架

從成就需求理論出發(fā)，研究成員特征、知識(shí)交流和激勵(lì)機(jī)制的關(guān)系，試圖找出影響博客社區(qū)成員知識(shí)交流的因素。成員特征被分解為人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征（如年齡、性別、教育程度等）和個(gè)性特征（如自我效驗(yàn)、成就需求、內(nèi)在動(dòng)機(jī)等），主要探討的是個(gè)性特征對(duì)知識(shí)交流的影響，知識(shí)交流分為兩種情形：知識(shí)獲取和知識(shí)貢獻(xiàn)，而激勵(lì)機(jī)制指的是博客社區(qū)隊(duì)成員的參與獎(jiǎng)勵(lì)計(jì)劃，包括經(jīng)濟(jì)強(qiáng)化、表現(xiàn)評(píng)估等形式。

二、博客社區(qū)成員的基本情況描述

本次研究共計(jì)發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷248份，收回有效樣本201份。在201份的問(wèn)卷中，其中男性占52.7%，女性占47.3%。年齡大部分在25歲左右，大專(zhuān)或本科教育程度占到90.5%，上班族和學(xué)生占主體，各占16.4%和81.6%，月收入大部分在1000元以下，2000～5000元的占到11.4%，使用網(wǎng)絡(luò)的時(shí)間在三年以上的，占到41.3%，整體反映了調(diào)查的群體大部分是年輕人，男性居多，學(xué)歷偏高層次。本文利用數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)軟件s p s s11.0對(duì)問(wèn)卷調(diào)查得到的數(shù)據(jù)資料進(jìn)行分析，對(duì)數(shù)據(jù)分別進(jìn)行信度分析，都顯出了很高的可信度。

三、知識(shí)獲取與博客社區(qū)成員個(gè)性特征之間的回歸分析

以知識(shí)交流與共享的知識(shí)獲取為因變量，以博客社區(qū)成員的內(nèi)在需求、自我效驗(yàn)和內(nèi)在動(dòng)機(jī)為自變量，采用Stepwis e逐步回歸方法進(jìn)行分析，回歸結(jié)果列于表1中,從表中可以看出，回歸方程的解釋總方差51.8%，而第四部回歸的F值=12.506，顯著性概率S i g=0.001，到了相當(dāng)高的顯著水平。

從表2（回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)表）中可以發(fā)現(xiàn)，所有自變量中聯(lián)系效驗(yàn)首先進(jìn)入模型，這說(shuō)明自我效驗(yàn)中的聯(lián)系校驗(yàn)的偏回歸偏差（對(duì)知識(shí)交流的影響和貢獻(xiàn)）最大，其次是內(nèi)在動(dòng)機(jī)里的社會(huì)提升與評(píng)論進(jìn)入模型，再次是信息效驗(yàn)和自我表達(dá)。而未進(jìn)入模型的因素包括親和需求、權(quán)力需求、成就需求、學(xué)習(xí)娛樂(lè)、科技校驗(yàn)，說(shuō)明這些因素與前述因素相比對(duì)知識(shí)獲取的影響程度相對(duì)較小。

從回歸分析中，我們可以得出如下回歸方程：知識(shí)獲取=-1.754+.284×X1+.274×X2+.244×X3+.186×X4

X1代表聯(lián)系效驗(yàn) X2代表社會(huì)評(píng)論與提升 X3代表信息效驗(yàn) X4代表自我表達(dá)

四、知識(shí)貢獻(xiàn)與博客社區(qū)成員個(gè)性特征之間的回歸分析

以知識(shí)交流與共享中的知識(shí)貢獻(xiàn)為因變量，以博客社區(qū)成員的內(nèi)在需求、自我效驗(yàn)和內(nèi)在動(dòng)機(jī)為自變量，采用S t e p w i s e逐步回歸方法進(jìn)行分析，回歸結(jié)果列于下表中。從表3模型參數(shù)表可以看出，回歸方程能夠解釋總方差為55.3%,而第四部回歸的F值=10.702，顯著性概率Sig=0.001，達(dá)到了非常高的顯著性水平。

從表4（回歸系數(shù)及顯著性檢驗(yàn)表）中可知，所有自變量中聯(lián)系效驗(yàn)最先進(jìn)入模型，這說(shuō)明自我效驗(yàn)中的聯(lián)系效驗(yàn)的偏回歸偏差（對(duì)知識(shí)交流和貢獻(xiàn)）最大，其次是自我表達(dá)、科技效驗(yàn)，最后進(jìn)入模型。而未進(jìn)入模型的因素包括親和需求、權(quán)力需求、成就需求、社會(huì)提升與評(píng)論、學(xué)習(xí)娛樂(lè)、信息效驗(yàn)，說(shuō)明這些因素與前述因素相比對(duì)知識(shí)獲取的影響程度較小。從回歸分析，可以得到如下的回歸方程：知識(shí)貢獻(xiàn)=-2.287+.489×Z1+.236×Z2+.190×Z3Z1代表聯(lián)系效驗(yàn) Z2代表自我表達(dá) Z3代表自我效驗(yàn)

五、結(jié)論

(1)通過(guò)對(duì)樣本數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)分析，發(fā)現(xiàn)自我效驗(yàn)各變量和知識(shí)交流之間的相關(guān)關(guān)系得到了驗(yàn)證，科技效驗(yàn)、信息效驗(yàn)和聯(lián)系效驗(yàn)會(huì)增加博客社區(qū)成員的知識(shí)交流水平，是博客社區(qū)成員進(jìn)行知識(shí)交流的重要因素。

(2)內(nèi)在動(dòng)機(jī)中的自我表達(dá)、學(xué)習(xí)娛樂(lè)、社會(huì)提升與評(píng)論促進(jìn)博客社區(qū)成員的知識(shí)交流和共享，激勵(lì)會(huì)使博客社區(qū)成員對(duì)博客的忠誠(chéng)度更高，根據(jù)數(shù)據(jù)的分析發(fā)現(xiàn)，內(nèi)在動(dòng)機(jī)中的社會(huì)評(píng)論與提升尤為重要，它對(duì)知識(shí)交流有著顯著性影響，尤其是博客寫(xiě)作者，想讓更多的人了解自己，發(fā)現(xiàn)自己，提高自己的知名度。

(3)博客寫(xiě)作者除了具備一定的電腦網(wǎng)絡(luò)、一定量的信息外，還表現(xiàn)出了愿意交流，在其中獲取有用知識(shí)，并且貢獻(xiàn)自己相關(guān)信息，突出了自我記錄、自我表達(dá)等個(gè)人意 愿。

作者單位：張 赫 北京聯(lián)合大學(xué)自動(dòng)化學(xué)院北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院

武玉英 北京工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院

閆健美 北京聯(lián)合大學(xué)自動(dòng)化學(xué)院

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第6篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

摘要：隨機(jī)選取190名許昌市城鄉(xiāng)老人進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查、量表測(cè)量和隨機(jī)訪(fǎng)談，結(jié)果顯示，老年人主觀幸福感水平較高。當(dāng)老年人遇到問(wèn)題時(shí)采取的應(yīng)付方式依次是解決問(wèn)題、求助、合理化、退避、幻想和自責(zé)，且存在著性別差異；主觀幸福感高的老年人多采用成熟型的應(yīng)付方式，采用不成熟型應(yīng)付方式的老年人幸福感則較低。

中圖分類(lèi)號(hào)：B844.4

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1009－4474(2012)03－0098－05

一、問(wèn)題的提出

隨著社會(huì)生產(chǎn)力的不斷發(fā)展，人類(lèi)社會(huì)出現(xiàn)了人口老齡化問(wèn)題。人口老齡化及與之相關(guān)的一系列問(wèn)題，可能直接影響國(guó)家的經(jīng)濟(jì)、政治、科技和社會(huì)發(fā)展。因此，人們開(kāi)始重視這方面的研究。其中，老年人的幸福感就成為心理學(xué)、老年學(xué)乃至社會(huì)學(xué)的研究者們所關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。

主觀幸福感（Subjective Wellbeing,SWB）是指?jìng)€(gè)體根據(jù)自定標(biāo)準(zhǔn)對(duì)其生活質(zhì)量所作的總體評(píng)價(jià)與體驗(yàn)，是反映某一社會(huì)中個(gè)體生活質(zhì)量的重要心理學(xué)指標(biāo)〔1〕，其可概括為以下三個(gè)方面：（1）認(rèn)知評(píng)價(jià)。對(duì)生活質(zhì)量的整體評(píng)估，即生活滿(mǎn)意感。（2）正性情感。包括愉快、覺(jué)得生活有意義、精神飽滿(mǎn)等情感體驗(yàn)。（3）負(fù)性情感。包括悲傷、孤獨(dú)、厭煩等情感體驗(yàn)，但不包括重性情感障礙和神經(jīng)癥。主觀性、相對(duì)穩(wěn)定性和整體性是其明顯特點(diǎn)〔2〕。而主觀因素中的應(yīng)付方式在心理研究領(lǐng)域中亦扮演著重要角色，它被視為壓力與相應(yīng)結(jié)果(如情緒，疾病等)之間的中介因素，在生活事件與主觀幸福感之間有一定的調(diào)節(jié)作用，它可有效地緩沖生活事件對(duì)主觀幸福感的直接影響，對(duì)主觀幸福感能起到直接作用〔3〕。應(yīng)付方式(Coping Style)是指?jìng)€(gè)體面對(duì)有壓力的情景和事件所采取的認(rèn)知和行為方式，它反映了人心理發(fā)展的成熟程度〔4〕，是心理應(yīng)激與壓力影響個(gè)體心理健康和自我和諧的重要調(diào)節(jié)變量。一般個(gè)體應(yīng)付方式的使用都在一種以上，甚至在同一應(yīng)激事件上所使用的應(yīng)付方式是多種多樣的，但每個(gè)人的應(yīng)付方式類(lèi)型仍有一定傾向性〔5〕。

本研究旨在探討老年人主觀幸福感與應(yīng)付方式之間的關(guān)系，為認(rèn)識(shí)和改善老年人的生活質(zhì)量、豐富老年人的精神生活、為老年人保持心理健康和政府相關(guān)部門(mén)制定老年人的福利政策等提供理論參考與現(xiàn)實(shí)依據(jù)。

二、研究方法

1．研究對(duì)象

研究所選被試為河南省許昌市隨機(jī)抽取的城鄉(xiāng)老年人190人（男不小于60周歲，女不小于55周歲）；排除患有重型軀體和精神疾病等不能回答問(wèn)題者，以及未完整回答問(wèn)卷者，共回收有效問(wèn)卷108份，有效回收率為56.8%，其調(diào)查有效。

2.研究工具

（1）采用一般人口學(xué)變量自編問(wèn)卷。采用自編的《老年人個(gè)體背景信息表》收集被試的性別、年齡、文化程度、職業(yè)現(xiàn)狀和居住情況等信息（見(jiàn)表1）。

（2）主觀幸福感量表。主觀幸福感量表采用紐芬蘭紀(jì)念大學(xué)幸福度量表(MUNSH)，共有24個(gè)項(xiàng)目，包括正性情感、負(fù)性情感、正性體驗(yàn)和負(fù)性體驗(yàn)四個(gè)維度〔5〕。其中，有l(wèi)0個(gè)條目反映正性和負(fù)性情感，有l(wèi)4個(gè)條目反映正性和負(fù)性體驗(yàn)，總分等于正性因子分與負(fù)性因子分之差加上常數(shù)24，計(jì)分范圍為0～48。得到的分?jǐn)?shù)越高，則表示越幸福。該量表對(duì)城市、農(nóng)村和老年公寓的老年人幸福度的效度分別為0.580、0.735和0.703，經(jīng)過(guò)六個(gè)月間隔的同一樣本再測(cè)信度為0.70，說(shuō)明量表具有較好的信度與效度。

（3）應(yīng)付方式量表。應(yīng)對(duì)方式問(wèn)卷采用肖計(jì)劃等人所編的標(biāo)準(zhǔn)化量表，它具有較好的信度和效度指標(biāo)，共有62個(gè)條目，分為6個(gè)分量表，分別是解決問(wèn)題、自責(zé)、求助、幻想、退避和合理化量表〔10〕。分量表?xiàng)l目按是／否計(jì)分，通過(guò)分量表?xiàng)l目分之和可以計(jì)算出分量表的因子分。因子得分越高，則說(shuō)明該因子經(jīng)常地被人們用來(lái)有效地解決應(yīng)激事件，并把解決問(wèn)題和求助歸為成熟型應(yīng)對(duì)方式，而其他項(xiàng)則為不成熟型應(yīng)對(duì)方式。量表的再測(cè)信度系數(shù)各因子分別在0.62~0.72之間，效度為0.35或大于0.35，說(shuō)明量表的信度與效度較佳。

3．研究程序

隨機(jī)走訪(fǎng)許昌市的老年公寓、福利院、老年大學(xué)和高校離退休處，選取被試并發(fā)放問(wèn)卷。有能力獨(dú)立完成問(wèn)卷的被試讓其獨(dú)立完成；無(wú)法獨(dú)立完成的被試由主試逐一讀出條目，被試做出反應(yīng)，主試圈選選項(xiàng)；對(duì)離退休處和老年大學(xué)的被試采取集體施測(cè)方式，統(tǒng)一回收問(wèn)卷。

4.數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)與分析

對(duì)數(shù)據(jù)采用SPSS 17.0進(jìn)行統(tǒng)計(jì)與分析，主要包括描述性統(tǒng)計(jì)分析、T檢驗(yàn)和相關(guān)分析等。

三、研究結(jié)果1．老年人的主觀幸福感整體現(xiàn)狀

通過(guò)SPSS 17.0數(shù)據(jù)分析，得知老年人的主觀幸福感水平為34.98±9.04，在0~48的計(jì)分范圍內(nèi)得分較高（25.94～44.02），且通過(guò)配對(duì)樣本t檢驗(yàn)可知老年人正性情感（7.29±2.53）和正性體驗(yàn)（10.24±3.54）遠(yuǎn)多于負(fù)性情感（2.24±2.65）和負(fù)性體驗(yàn)（4.31±3.33）（老年人具體的主觀幸福感狀況見(jiàn)表2）。

通過(guò)獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，得知在主觀幸福感的各因子分及總分上性別差異并不顯著，但從描述性統(tǒng)計(jì)中得知老年女性（36.07±8.39）的主觀幸福感總分略高于老年男性（33.67±9.69）(具體見(jiàn)表3)。

通過(guò)單因素方差分析，比較不同文化程度、不同在職情況和不同居住情況對(duì)老年人主觀幸福感影響的差異，結(jié)果顯示各總分均無(wú)顯著差異(見(jiàn)表4)。

2．老年人應(yīng)付方式的特點(diǎn)

通過(guò)SPSS 17.0數(shù)據(jù)分析，得知老年人采取的應(yīng)付方式從高到低依次是解決問(wèn)題、求助、合理化、退避、幻想和自責(zé)。經(jīng)配對(duì)樣本t檢驗(yàn)，可知老年人較多采用的是解決問(wèn)題（0.76±0.21）和求助（0.62±0.24）兩種成熟型應(yīng)付方式，而較少采取自責(zé)（0.32±0.22）、幻想（0.42±0.18）、退避（0.49±0.19）和合理化（0.49±0.20）與不成熟型應(yīng)付方式（見(jiàn)表5）。

通過(guò)對(duì)不同性別老年人采取應(yīng)付方式的差異進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)，可以得出不同性別的老年人在應(yīng)付方式的六個(gè)因子中，除了解決問(wèn)題應(yīng)付因子無(wú)顯著性差異外，自責(zé)、求助、幻想、退避和合理化五個(gè)因子均差異顯著，且老年女性高于老年男性（見(jiàn)表6）。

通過(guò)單因素方差分析，比較不同文化程度、不同在職情況和不同居住情況對(duì)老年人采取應(yīng)付方式的影響，結(jié)果顯示：不同文化程度在應(yīng)付方式六個(gè)因子上沒(méi)有顯著差異，不同在職情況和不同居住情況除了在解決問(wèn)題因子上有顯著性差異外，其他因子上均無(wú)顯著差異。經(jīng)事后檢驗(yàn)，職業(yè)現(xiàn)狀維度上，在職老年人與無(wú)業(yè)、離退休老年人存在顯著差異；居住情況維度上，與親人居住的老年人、獨(dú)居和配偶居住的老年人存在著顯著差異（見(jiàn)表7）。

3.老年人主觀幸福感與應(yīng)付方式的相關(guān)分析

通過(guò)對(duì)老年人主觀幸福感和應(yīng)付方式因子進(jìn)行Spearman相關(guān)分析，得知：（1）解決問(wèn)題、求助與幸福感總分呈顯著正相關(guān)，且與正性體驗(yàn)呈顯著正相關(guān)，與負(fù)性因子呈負(fù)相關(guān)；（2）自責(zé)、退避與主觀幸福感總分及其負(fù)性因子呈顯著正相關(guān)，與正性因子呈負(fù)相關(guān)且與負(fù)性體驗(yàn)呈現(xiàn)顯著正相關(guān)；（3）幻想、合理化只與主觀幸福感負(fù)性因子的相關(guān)顯著（見(jiàn)表8）。

四、討論1．老年人的主觀幸福感狀況

表2的數(shù)據(jù)表明，許昌地區(qū)老年人整體主觀幸福感水平較高，且以正性情感和正性體驗(yàn)為主，生活滿(mǎn)意度較高。而主觀幸福感的適應(yīng)理論認(rèn)為，人們?cè)u(píng)價(jià)自己是否幸福會(huì)把自己過(guò)去的生活體驗(yàn)作為判斷標(biāo)準(zhǔn)；加之老年人在經(jīng)歷了一生之中各種各樣的事件后往往更習(xí)慣于將自己現(xiàn)在的生活與從前的生活狀況進(jìn)行比較，從而更加珍惜現(xiàn)在的生活。劉萃俠和胡軍生等人的研究結(jié)果認(rèn)為，許昌地區(qū)老年人的主觀幸福感整體狀況略低于其他大城市，而高于農(nóng)村〔6~7〕，這可能是由于許昌市作為一個(gè)小城市，該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)狀況雖不如大城市發(fā)達(dá)，但卻比農(nóng)村好得多。而該地區(qū)較高的醫(yī)療技術(shù)水平，為老年人提供了較為完善的硬件設(shè)施，加之不斷豐富的社區(qū)休閑娛樂(lè)活動(dòng)，也使老年人擁有更好的生活環(huán)境和生活質(zhì)量，這些都使老年人物質(zhì)和精神生活兩方面得到了較大的滿(mǎn)足，他們對(duì)現(xiàn)在的生活很“知足”，其主觀幸福感也比較高。

不同性別、不同文化程度、不同在職現(xiàn)狀和不同居住情況等人口學(xué)變量對(duì)老年人主觀幸福感沒(méi)有太大的影響。從調(diào)查所涉及的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析，發(fā)現(xiàn)老年女性的總體幸福感水平略高，且其正性情感和正性體驗(yàn)多于老年男性，而負(fù)性情感和負(fù)性體驗(yàn)則少于老年男性。通常認(rèn)為，女性比男性具有更多的主觀幸福感和滿(mǎn)足感，這與本次研究結(jié)果較為一致。原因大多是由于女性年青和年老時(shí)生活狀態(tài)的變化相對(duì)較小，而男性在進(jìn)入老年階段后，生活圈子、生活內(nèi)容和地位發(fā)生了一些改變，使其在心理上產(chǎn)生了較大的落差，容易產(chǎn)生失落、寂寞和孤獨(dú)之感。如果一旦對(duì)其心理狀態(tài)構(gòu)成不良影響，一方面會(huì)對(duì)其主觀幸福感有直接的破壞作用，另一方面會(huì)引起或加重其疾病的病情，間接破壞其主觀幸福感。從統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上來(lái)看，性別、文化程度、在職現(xiàn)狀和居住情況的不同對(duì)老年人主觀幸福感的影響并不明顯，很可能是隨著社會(huì)的發(fā)展，人們生活質(zhì)量的提高，養(yǎng)老環(huán)境的改善，老年人雖然面臨年齡增長(zhǎng)和機(jī)能老化，但家庭和社會(huì)的支持使其能夠建立起良好的人際關(guān)系，原有各方面的差異變得不再那么重要，甚至逐漸消失。這與前人研究人口學(xué)變量對(duì)幸福感的影響十分有限，均不是影響老年人幸福感的重要因素，且經(jīng)常和其他因素共同作用的結(jié)果一致〔8〕。至于這些因素可能產(chǎn)生的相互作用對(duì)老年人主觀幸福感的影響需在以后的研究中繼續(xù)探索證實(shí)。

2．老年人應(yīng)付方式的特點(diǎn)

從表5中可以看出，老年人采取的應(yīng)付方式依次為：解決問(wèn)題、求助、合理化、退避、幻想和自責(zé)。老年人一般較多采取的是解決問(wèn)題和求助類(lèi)的成熟型應(yīng)付方式，而較少采取幻想和自責(zé)類(lèi)不成熟型應(yīng)付方式。對(duì)于老年人來(lái)說(shuō)，在現(xiàn)實(shí)生活中他們已經(jīng)能夠認(rèn)識(shí)到在老年階段將會(huì)面臨一系列問(wèn)題，這是不可避免的，因此，對(duì)于一些現(xiàn)在自己無(wú)力完成的事情也能泰然處之，不再過(guò)分要求自己，責(zé)怪自己，使整個(gè)人的心態(tài)逐漸趨于平和，當(dāng)遇到問(wèn)題時(shí)能主動(dòng)尋求他人的幫助。

不同性別老年人在應(yīng)付方式的選擇上存在差異。在自責(zé)、求助、幻想、退避和合理化應(yīng)對(duì)方式的選擇得分上，老年女性均遠(yuǎn)高于老年男性。不同在職狀況和不同居住情況的老年人只在解決問(wèn)題因子上有顯著差異，而文化程度不同對(duì)應(yīng)付方式?jīng)]有影響。同時(shí)，在老年群體中無(wú)論男性還是女性當(dāng)面對(duì)生活事件時(shí)首先選擇的應(yīng)付方式是解決問(wèn)題。不同的是作為男性大多能借助一些外部條件解決問(wèn)題，而女性則比較傾向于體察自己的內(nèi)心，加之女性本身的性格特質(zhì)，使其在面對(duì)現(xiàn)實(shí)無(wú)法解決的問(wèn)題時(shí)會(huì)比男性更傾向于選擇退避、合理化、幻想和自責(zé)等不成熟的應(yīng)對(duì)方式來(lái)解決。且在職人員和與親人一起居住的老年人比離退休、無(wú)業(yè)、獨(dú)居老年人有更多的接觸群體和獲得更有利的解決問(wèn)題的方法，即在職現(xiàn)狀和居住情況不同的老年人群體會(huì)選擇和使用不同的解決問(wèn)題的應(yīng)付方式。

3．老年人主觀幸福感與應(yīng)付方式的相關(guān)關(guān)系

表8的數(shù)據(jù)顯示，老年人主觀幸福感與應(yīng)付方式及其各因子存在高度線(xiàn)性相關(guān)關(guān)系，較多采用解決問(wèn)題、求助類(lèi)成熟型應(yīng)付方式的老年人容易產(chǎn)生成就滿(mǎn)足感，其幸福感較高；而較多采用自責(zé)、幻想、退避和合理化類(lèi)不成熟型應(yīng)付方式的老年人容易產(chǎn)生孤獨(dú)無(wú)助感，其幸福感較低。這與有關(guān)研究結(jié)論一致〔9〕。主觀幸福感與應(yīng)付方式是密切相關(guān)的，解決問(wèn)題、求助類(lèi)成熟型應(yīng)對(duì)方式有益于老年人的身心健康，有利于主觀幸福感的提高，而自責(zé)、幻想、退避和合理化類(lèi)不成熟型應(yīng)對(duì)方式則會(huì)損害老年人的身心健康，不利于老年人產(chǎn)生幸福感。

鑒于此，國(guó)家、政府和社區(qū)應(yīng)開(kāi)展多種多樣的健康娛樂(lè)活動(dòng)，加強(qiáng)對(duì)老年人的心理健康教育，以引導(dǎo)老年人學(xué)會(huì)遇到問(wèn)題時(shí)采取有效的應(yīng)付方式，使其保持良好的身心健康狀態(tài)，不斷提高老年人的主觀幸福感水平，使老年人有一個(gè)真正幸福和快樂(lè)的晚年。

五、結(jié)論

（1）老年人的主觀幸福感總體水平較高，人口變量學(xué)因素對(duì)其影響不大。

（2）性別、文化程度、在職現(xiàn)狀和居住情況均會(huì)影響老年人對(duì)應(yīng)付方式的選擇。

（3）老年人主觀幸福感與應(yīng)付方式存在顯著的相關(guān)性，而主觀幸福感水平高的老年人遇到問(wèn)題時(shí)多采用解決問(wèn)題和求助的應(yīng)付方式。

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第7篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

（中北大學(xué)理學(xué)院，山西 太原 030051）

【摘　要】在當(dāng)今，數(shù)學(xué)已經(jīng)在生物學(xué)中得到廣泛的應(yīng)用，并且生物數(shù)學(xué)作為一門(mén)獨(dú)立的學(xué)科得到較好的發(fā)展與應(yīng)用。其中生物數(shù)學(xué)的分支學(xué)科種類(lèi)較多，并且新的分支還在不停的出現(xiàn)。通過(guò)對(duì)生物數(shù)學(xué)的發(fā)展歷程進(jìn)行分析，并對(duì)生物數(shù)學(xué)的分支學(xué)科內(nèi)容進(jìn)行研究，對(duì)其發(fā)展與應(yīng)用的前景進(jìn)行探討，以便促進(jìn)生物數(shù)學(xué)的快速發(fā)展，為社會(huì)提供更多的作用。

關(guān)鍵詞 生物數(shù)學(xué)；發(fā)展前景；應(yīng)用分析

0　引言

生物數(shù)學(xué)是生物學(xué)與數(shù)學(xué)之間的邊緣性學(xué)科，主要是通過(guò)利用數(shù)學(xué)的方式來(lái)研究分析以及解決生物學(xué)問(wèn)題，并對(duì)于生物相關(guān)的數(shù)學(xué)方法進(jìn)行研究。生物數(shù)學(xué)是生物學(xué)以及數(shù)學(xué)的集合，是將數(shù)學(xué)知識(shí)充分應(yīng)用到生物學(xué)科當(dāng)中，以便更好的發(fā)揮出生物與數(shù)學(xué)的作用。數(shù)學(xué)已經(jīng)在生物學(xué)科中得到較廣泛的應(yīng)用，例如在生態(tài)、環(huán)境、人口、流行病學(xué)以及農(nóng)業(yè)等多個(gè)領(lǐng)域中均得到廣泛的應(yīng)用。雖然生物數(shù)學(xué)的起步比較晚，但是生物數(shù)學(xué)的應(yīng)用前景是廣闊的，并且其發(fā)展非常迅速。

1　生物數(shù)學(xué)的發(fā)展歷程

由于在生物科學(xué)中的生命研究中，通常會(huì)使用觀察法與實(shí)驗(yàn)法來(lái)研究分析生命體的性質(zhì)，然而這種觀察與實(shí)驗(yàn)需要大量的數(shù)據(jù)作為前提條件，如何通過(guò)這些數(shù)據(jù)來(lái)分析生命體的性質(zhì)是非常重要的。隨著實(shí)驗(yàn)研究數(shù)據(jù)的不斷增加，數(shù)學(xué)在生物中的應(yīng)用作用逐漸突顯出來(lái)。在早期，人們就將數(shù)學(xué)方法應(yīng)用到生命研究中來(lái)，其主要研究的是人口增長(zhǎng)問(wèn)題。其中動(dòng)力學(xué)方法在生命研究領(lǐng)域中的應(yīng)用是早期最成功的范例。另外，在上世紀(jì)初，著名的意大利數(shù)學(xué)家Volierra在羅馬大學(xué)中的一次演講中，以數(shù)學(xué)在生物與社會(huì)科學(xué)中的應(yīng)用嘗試的演講題目，為數(shù)學(xué)在生物科學(xué)中的應(yīng)用提供前提，之后由英國(guó)統(tǒng)計(jì)學(xué)家Pearson創(chuàng)辦的《生物統(tǒng)計(jì)雜志》是生物數(shù)學(xué)發(fā)展的里程碑。在20世紀(jì)20年代，由數(shù)學(xué)家福爾特拉以及生物學(xué)家迪安考鈉研究的捕食與被捕食關(guān)系模型，在理論上解釋了魚(yú)群的波動(dòng)現(xiàn)象，從而得出了實(shí)時(shí)捕食對(duì)被食者有利的結(jié)論，并且其也是生態(tài)學(xué)中的重要基礎(chǔ)理論。其數(shù)學(xué)在生物領(lǐng)域中的應(yīng)用不在是靜止的描述生命的現(xiàn)象，而是對(duì)其復(fù)雜過(guò)程以及規(guī)律進(jìn)行探索，通過(guò)數(shù)學(xué)工具建立各種各樣的數(shù)學(xué)模型，并將微分方程模型引入到生物領(lǐng)域中。之后隨著電子產(chǎn)品的不斷問(wèn)世，使得生物數(shù)學(xué)的發(fā)展進(jìn)入到全新的時(shí)期，通過(guò)電子計(jì)算機(jī)的應(yīng)用，使得一些比較難的生物數(shù)學(xué)問(wèn)題求解得以實(shí)現(xiàn)，并在電子科學(xué)的發(fā)展基礎(chǔ)上，生物數(shù)學(xué)出現(xiàn)較多的分支科學(xué)，例如，數(shù)量分析學(xué)科、生物信息學(xué)科以及生物控制學(xué)科等。隨著電子產(chǎn)品的進(jìn)一步發(fā)展與應(yīng)用，生物數(shù)學(xué)的應(yīng)用領(lǐng)域在不斷的擴(kuò)大，尤其是在信息時(shí)代中，計(jì)算機(jī)技術(shù)與生物數(shù)學(xué)的有機(jī)結(jié)合，使得生物數(shù)學(xué)信息處理更加簡(jiǎn)便、快捷、高效[1]。

2　生物數(shù)學(xué)的分支內(nèi)容

其一，根據(jù)不同的數(shù)學(xué)方法來(lái)分類(lèi)，可以將生物數(shù)學(xué)分為生物統(tǒng)計(jì)、生物控制、生物動(dòng)力系統(tǒng)等幾個(gè)方面的分支學(xué)科。其中生物統(tǒng)計(jì)還可以分為統(tǒng)計(jì)醫(yī)藥學(xué)、人口統(tǒng)計(jì)學(xué)以及統(tǒng)計(jì)生態(tài)學(xué)等幾個(gè)方面。而生物動(dòng)力系統(tǒng)還可以分為傳染病動(dòng)力學(xué)、種群動(dòng)力學(xué)、人口動(dòng)力學(xué)、細(xì)胞動(dòng)力學(xué)以及分子動(dòng)力學(xué)等幾個(gè)方面。

其二，根據(jù)生命科學(xué)研究中子學(xué)科的不同特點(diǎn)來(lái)分類(lèi)，可以將生物數(shù)學(xué)分為數(shù)量遺傳、生理、生物經(jīng)濟(jì)學(xué)；數(shù)學(xué)生態(tài)；數(shù)理醫(yī)藥；神經(jīng)科學(xué)的數(shù)學(xué)模型以及傳染病、分子、細(xì)胞、人口動(dòng)力學(xué)等幾個(gè)分支。在其中的數(shù)學(xué)生態(tài)學(xué)中還包括統(tǒng)計(jì)生態(tài)學(xué)、種群生態(tài)學(xué)以及系統(tǒng)生態(tài)學(xué)幾個(gè)方面的內(nèi)容。上述各類(lèi)分支學(xué)科是相互聯(lián)系，相互交錯(cuò)、相互包含的關(guān)系，在生物數(shù)學(xué)中發(fā)揮著重要的作用[2]。

3　生物數(shù)學(xué)的發(fā)展與應(yīng)用前景

3.1　生物控制論的應(yīng)用與發(fā)展前景

近年來(lái)，隨著生物學(xué)科研究的不斷深入，人們發(fā)現(xiàn)大多數(shù)生物現(xiàn)象的發(fā)生以及生物現(xiàn)象的優(yōu)化控制不存在連續(xù)性，無(wú)法簡(jiǎn)單的使用微分方程或者差分方程來(lái)表達(dá)。例如，在藥物動(dòng)力學(xué)中，藥物在人體中的吸收、代謝以及排泄等是一個(gè)連續(xù)的過(guò)程，可以使用藥物動(dòng)力學(xué)的模型來(lái)表達(dá)，但是在口服藥物以及靜脈注射過(guò)程中，則需要使用脈沖微分方程模型來(lái)表達(dá)。另外，在漁業(yè)養(yǎng)殖、森林管理、植保研究、環(huán)境保護(hù)等領(lǐng)域中，均可以使用脈沖微分方程來(lái)表達(dá)，以便促進(jìn)各個(gè)領(lǐng)域的可持續(xù)發(fā)展。其中脈沖微分方程的理論以及研究方法等在生命科學(xué)大多數(shù)研究領(lǐng)域中得到較好的應(yīng)用，有的甚至在生化制品加工優(yōu)化中得到較好的應(yīng)用，由此可以看出生物數(shù)學(xué)的應(yīng)用與發(fā)展前景是非常廣闊的[3]。

3.2　數(shù)學(xué)生態(tài)學(xué)的應(yīng)用與發(fā)展前景

3.2.1　分子生態(tài)學(xué)

分子生態(tài)學(xué)是數(shù)學(xué)方法以及生物學(xué)相互交叉而產(chǎn)生的一種新型模型生長(zhǎng)點(diǎn)，在分子生物學(xué)、生態(tài)學(xué)以及種群生物學(xué)等層面發(fā)生的形狀、基因以及行為等轉(zhuǎn)換變化的情況均需要使用包含空間變量的數(shù)學(xué)模型來(lái)研究，并且其也是當(dāng)今的研究熱點(diǎn)之一。其使用的主要特點(diǎn)有以下幾個(gè)方面：其一，通過(guò)數(shù)學(xué)模型可以建設(shè)重復(fù)的微小生物分化模型過(guò)程。其主要分化內(nèi)容是對(duì)生物信號(hào)的傳遞、表達(dá)、擴(kuò)散以及響應(yīng)的一種研究。其二，針對(duì)不同時(shí)空下的種群需要使用分子技術(shù)進(jìn)行標(biāo)記。同時(shí)，需要根據(jù)統(tǒng)計(jì)分析來(lái)研究不同時(shí)空中種群之間的生物學(xué)關(guān)系，以便為判定宏觀生態(tài)過(guò)程提供有利的科學(xué)依據(jù)。其三，在分子層面空間結(jié)構(gòu)方面需要使用數(shù)學(xué)模型來(lái)構(gòu)建，以便更好的獲得生物單元的形態(tài)與功能相關(guān)方面的知識(shí)與內(nèi)容[4]。

3.2.2　種群生態(tài)學(xué)

種群生態(tài)學(xué)在生態(tài)學(xué)中是其發(fā)展的主要?jiǎng)恿Γ瑢⒎N群的生長(zhǎng)放置在與現(xiàn)實(shí)環(huán)境更貼近的條件下，其研究的熱點(diǎn)問(wèn)題主要是種群內(nèi)外的噪聲干擾、群眾內(nèi)個(gè)體行為以及異質(zhì)環(huán)境對(duì)種群動(dòng)態(tài)的影響研究。通過(guò)對(duì)上述三個(gè)方面的研究進(jìn)行結(jié)合，可以建立成具體的生物學(xué)模型，其中驗(yàn)證模型的標(biāo)準(zhǔn)之一就是其是否產(chǎn)生與現(xiàn)實(shí)生活生態(tài)過(guò)程中相同的特性結(jié)果。另外，基于個(gè)體發(fā)展的模型已經(jīng)深入的進(jìn)入到空間異質(zhì)、隨機(jī)環(huán)境以及個(gè)體行為差異對(duì)種群動(dòng)態(tài)特征的作用研究領(lǐng)域中，其應(yīng)用的領(lǐng)域在不斷的擴(kuò)大[5]。

3.3　傳染病動(dòng)力學(xué)的應(yīng)用與發(fā)展前景

其傳染病動(dòng)力學(xué)在近幾十年中得到較快的發(fā)展，大多數(shù)數(shù)學(xué)模型在分析各種各樣的傳染病問(wèn)題中得到較好的應(yīng)用。這些數(shù)學(xué)模型通常比較適合應(yīng)用于各種傳染病的一般規(guī)律性研究。同時(shí)，也有一部分?jǐn)?shù)學(xué)模型適合應(yīng)用于麻疹、肺結(jié)核以及艾滋病等具體病名的研究中。這些數(shù)學(xué)模型主要會(huì)涉及到以及接觸到不同的感染方式，例如垂直傳播、接觸傳播以及蟲(chóng)媒傳播等。同時(shí)，該數(shù)學(xué)模型還會(huì)考慮到疾病的潛伏期、以及對(duì)病人的隔離等方面的內(nèi)容，因此，在傳染病的研究領(lǐng)域其應(yīng)用比較廣闊，并將會(huì)得到更加深入的發(fā)展。

4　總結(jié)

在當(dāng)今社會(huì)快速發(fā)展的過(guò)程中，生物數(shù)學(xué)在各個(gè)領(lǐng)域中均得到較廣泛的應(yīng)用，其在應(yīng)用的過(guò)程中將會(huì)得到不斷的完善與優(yōu)化，并能夠在更多的領(lǐng)域中得到更好的應(yīng)用。另外，隨著信息技術(shù)的飛速發(fā)展，在生物數(shù)學(xué)中信息技術(shù)與其相互融合，可以有效的提高生物數(shù)學(xué)的應(yīng)用作用，生物數(shù)學(xué)的發(fā)展必然會(huì)更加成熟。

參考文獻(xiàn)

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第8篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

[關(guān)鍵詞] 創(chuàng)業(yè)意愿；創(chuàng)業(yè)素質(zhì)；Logistic回歸

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2016. 23. 135

[中圖分類(lèi)號(hào)] G647 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)] 1673 - 0194（2016）23- 0247- 05

最大可能地引導(dǎo)大學(xué)生自主創(chuàng)業(yè)，不僅是社會(huì)的需要，也是個(gè)人的現(xiàn)實(shí)選擇。但當(dāng)前我國(guó)大學(xué)生選擇自主創(chuàng)業(yè)的比例不到2%，與國(guó)外高達(dá)20%的比例相比，差距顯著。以高校大學(xué)生為樣本，進(jìn)行創(chuàng)業(yè)意愿影響因素實(shí)證研究，不僅可以探尋大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)素質(zhì)會(huì)如何影響其創(chuàng)業(yè)意愿的形成，還可以探究大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿轉(zhuǎn)化為創(chuàng)業(yè)行為的可能影響因素，為高校、政府制定相關(guān)政策、措施和標(biāo)準(zhǔn)提供依據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述

目前，國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)我國(guó)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素展開(kāi)了廣泛而深入的研究。定性分析方面，張玉奇（2007）提出競(jìng)爭(zhēng)、創(chuàng)新、社會(huì)和自身四個(gè)意識(shí)構(gòu)成創(chuàng)業(yè)意愿。李永強(qiáng) 等（2008）以四川高校大學(xué)生為研究對(duì)象，論證了TPB模型應(yīng)用于創(chuàng)業(yè)意愿研究的適用性，比較抽象和模糊地解釋了各種因素對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響機(jī)制。定量分析方面，范巍、王重鳴（2004）以浙江大學(xué)學(xué)生為樣本，從人口統(tǒng)計(jì)特質(zhì)角度出發(fā)分析論證大學(xué)生責(zé)任感、經(jīng)濟(jì)回報(bào)和創(chuàng)業(yè)成就感等因素對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿形成的顯著作用。賀丹（2006）主要從創(chuàng)業(yè)態(tài)度和環(huán)境兩個(gè)層面考察創(chuàng)業(yè)意愿影響的可能因素。張?jiān)拼?等（2011）以武漢高校大學(xué)生為研究對(duì)象，從個(gè)人、家庭和社會(huì)三個(gè)層面探討了影響創(chuàng)業(yè)意愿形成的主要因素。李瓊（2012）根據(jù)吉首大學(xué)商學(xué)院大學(xué)生調(diào)查數(shù)據(jù)，從個(gè)人、家庭和創(chuàng)業(yè)教育三個(gè)方面借助回歸模型探尋影響創(chuàng)業(yè)意愿形成的若干因素。陸根書(shū) 等（2013）以西安市高校大學(xué)生為樣本，運(yùn)用回歸分析方法從個(gè)體、學(xué)校教育、家庭背景和社會(huì)環(huán)境四個(gè)維度探尋影響創(chuàng)業(yè)意愿形成的可能因素。研究結(jié)論共同顯示，大學(xué)生個(gè)人的創(chuàng)業(yè)素質(zhì)、家庭、創(chuàng)業(yè)教育和社會(huì)環(huán)境對(duì)其創(chuàng)業(yè)意愿形成均存在不同程度的影響，首要關(guān)鍵因素則為大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)素質(zhì)。雖然已有成果頗多，但仍存在值得思考的地方。一是創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)素質(zhì)的測(cè)定多采用單一變量直接測(cè)定法，即直接詢(xún)問(wèn)被訪(fǎng)者是否有創(chuàng)業(yè)意愿和直接詢(xún)問(wèn)被訪(fǎng)者對(duì)自身創(chuàng)業(yè)素質(zhì)的評(píng)價(jià)等級(jí)。該測(cè)定方法雖然簡(jiǎn)單，但比較粗糙，不能全面、細(xì)致、準(zhǔn)確地刻畫(huà)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿的具體表現(xiàn)和創(chuàng)業(yè)素質(zhì)涵蓋的具體內(nèi)容，其信度和效度也不夠理想。二是目前研究成果缺乏創(chuàng)業(yè)素質(zhì)視角下的創(chuàng)業(yè)意愿研究，導(dǎo)致該方面的研究不夠全面深入細(xì)致。

本研究將在已有成果基礎(chǔ)之上，采用李克特量表間接測(cè)定大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)素質(zhì)，引入Logistic回歸模型，從大學(xué)生創(chuàng)業(yè)素質(zhì)角度進(jìn)行創(chuàng)業(yè)意愿研究。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究模型的設(shè)定

根據(jù)Mclleland的成就動(dòng)機(jī)理論，高度渴望成功、強(qiáng)創(chuàng)新力、高自控力、堅(jiān)強(qiáng)毅力、冒險(xiǎn)偏好、獨(dú)立等特性是成功創(chuàng)業(yè)者應(yīng)具備的個(gè)人品質(zhì)。結(jié)合前文對(duì)國(guó)內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)的分析結(jié)論，構(gòu)建大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿影響因素的理論模型，如圖1所示。

2.2 量表設(shè)計(jì)

考慮到多變量測(cè)量法的信度和效度均優(yōu)于單一變量測(cè)量法，因此測(cè)定大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)素質(zhì)是都采用多個(gè)變量從多個(gè)維度對(duì)其進(jìn)行測(cè)量。同時(shí)考慮到間接測(cè)量法比直接測(cè)量法的結(jié)果客觀準(zhǔn)確，因此采用間接測(cè)量法中的李克特量表形式設(shè)計(jì)大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿和創(chuàng)業(yè)素質(zhì)評(píng)價(jià)量表。

2.2.1 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿評(píng)價(jià)量表

大學(xué)生若存在創(chuàng)業(yè)的想法，在其創(chuàng)業(yè)意愿的指導(dǎo)下，會(huì)進(jìn)行創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備和形成創(chuàng)業(yè)相關(guān)行為。由此，論文從創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備和創(chuàng)業(yè)相關(guān)行為兩個(gè)維度設(shè)計(jì)量表，如表1所示。

2.2.2 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)素質(zhì)評(píng)價(jià)量表

大學(xué)生創(chuàng)業(yè)素質(zhì)涵蓋的內(nèi)容較多，量表總共涉及領(lǐng)導(dǎo)能力的5個(gè)評(píng)價(jià)變量（X1，X2，X3，X4，X5）、創(chuàng)新能力的4個(gè)評(píng)價(jià)變量（X6，X7，X8，X9）、社交能力的4個(gè)評(píng)價(jià)變量（X10，X11，X12，X13）、開(kāi)拓能力的4個(gè)評(píng)價(jià)變量（X14，X15，X16，X17）和自制能力的3個(gè)評(píng)價(jià)變量（X18，X19，X20）共20個(gè)評(píng)價(jià)變量。量表采用五點(diǎn)式評(píng)價(jià)，相應(yīng)賦值1至5分，見(jiàn)表2。

2.3 樣本設(shè)計(jì)

考慮到大一、大二學(xué)生進(jìn)入大學(xué)校園不久，不會(huì)面臨就業(yè)壓力，對(duì)創(chuàng)業(yè)考慮的較少，想法不夠成熟，因此本次調(diào)查選擇湖南高校大三、大四學(xué)生作為研究對(duì)象。問(wèn)卷共發(fā)放700份，回收646份，其中有效問(wèn)卷614份，有效率為87.71%。有效樣本中，大三學(xué)生占37.46%，大四學(xué)生占62.54%；男生占53.58%，女生占46.42%；理工類(lèi)占33.39%，經(jīng)管類(lèi)占34.69%，文史類(lèi)占23.62%，藝術(shù)類(lèi)占8.3%。

3 數(shù)據(jù)分析

3.1 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿程度分析

將大學(xué)生的回答劃分為“0次”、“1～2次”、“3次”“4次”“5次及5次以上”五個(gè)等級(jí)，分別賦予0至4分，六個(gè)變量的綜合得分刻畫(huà)創(chuàng)業(yè)意愿程度的高低。得分越高，創(chuàng)業(yè)意愿程度越高。規(guī)定得分在10及10分以上表明有一定程度的創(chuàng)業(yè)意愿，表3結(jié)論顯示有創(chuàng)業(yè)意愿的學(xué)生比例僅為12.4%。由此可以預(yù)測(cè)，實(shí)際自主創(chuàng)業(yè)的大學(xué)生比例更低。從創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備和創(chuàng)業(yè)行為的調(diào)查結(jié)果來(lái)看，大學(xué)生瀏覽創(chuàng)業(yè)網(wǎng)站2次以上的比例較高，達(dá)到35.3%；搜集創(chuàng)業(yè)者經(jīng)歷和主動(dòng)結(jié)交社會(huì)人士2次以上的也有一定比例，分別為18.4%和17.6%；主動(dòng)參加創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)或講座2次以上的比例較低，只有14.0%；參與創(chuàng)業(yè)實(shí)踐和組建管理團(tuán)隊(duì)2次以上的大學(xué)生最低，僅為9.9%和8.3%，不足10%，見(jiàn)表3。

3.2 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)素質(zhì)分析

根據(jù)各項(xiàng)評(píng)價(jià)變量的得分，計(jì)算創(chuàng)業(yè)素質(zhì)準(zhǔn)則變量的綜合得分，得分越高則該項(xiàng)創(chuàng)業(yè)素質(zhì)較高。領(lǐng)導(dǎo)能力和社交能力因有5個(gè)測(cè)評(píng)變量，故此兩項(xiàng)能力綜合評(píng)分在15分以上的為該項(xiàng)能力較高。依此類(lèi)推，創(chuàng)新和開(kāi)拓能力綜合評(píng)分在12分以上的為該項(xiàng)能力較高，自制能力綜合評(píng)分在9分以上的為該項(xiàng)能力較高。從大學(xué)生各項(xiàng)能力分布情況來(lái)看，自制能力和創(chuàng)新能力較高的大學(xué)生比例很低，僅為1.3%和2.3%；領(lǐng)導(dǎo)能力和開(kāi)拓能力較高的大學(xué)生有一定比例，分布為21.2%和20.5%；社交能力較強(qiáng)的大學(xué)生比例很高，達(dá)到76.6%，見(jiàn)表4。導(dǎo)致大學(xué)生創(chuàng)業(yè)意愿程度低、創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備不充分的主要原因正是大學(xué)生欠缺自制、創(chuàng)新、領(lǐng)導(dǎo)和開(kāi)拓能力。

3.3 大學(xué)生創(chuàng)業(yè)素質(zhì)對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的Logistic回歸分析

以創(chuàng)業(yè)意愿程度為因變量，“有”賦值為1，“無(wú)”賦值為0，以各項(xiàng)創(chuàng)業(yè)素質(zhì)準(zhǔn)則變量為自變量，構(gòu)建二元Logistic回歸模型分析大學(xué)生創(chuàng)業(yè)素質(zhì)對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的影響，見(jiàn)表5-7。

表5顯示，Hosmer 和 Lemeshow擬合優(yōu)度檢驗(yàn)卡方值為8.179，檢驗(yàn)P值（Sig）為0.416，表明由預(yù)測(cè)概率獲得的期望頻數(shù)與觀察頻數(shù)之間無(wú)顯著性差異，說(shuō)明模型擬合好。

a.切割值為0.500

表6顯示，Logistic模型的預(yù)測(cè)靈敏度為94.7%，預(yù)測(cè)特異度為99.8%，預(yù)測(cè)漏診率為5.3%，預(yù)測(cè)誤診率為0.2%。

表7中結(jié)論顯示，以領(lǐng)導(dǎo)能力、創(chuàng)新能力、開(kāi)拓能力、自制能力和社交能力為自變量的Logistic預(yù)測(cè)概率模型為

表7結(jié)論顯示，各項(xiàng)創(chuàng)業(yè)素質(zhì)對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的形成均存在較大促進(jìn)作用。每個(gè)自變量對(duì)應(yīng)的P值（Sig）顯示，在0.1檢驗(yàn)水準(zhǔn)下，除社交能力以外的其余四項(xiàng)創(chuàng)業(yè)素質(zhì)對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿形成都存在統(tǒng)計(jì)上的顯著意義。社交能力對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿形成的影響不顯著，究其原因是目前大學(xué)生的社交能力普遍較高所導(dǎo)致的。因此，前面提出的理論假設(shè)H1、H2、H3和H4得以驗(yàn)證， H5中社交能力對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿存在正影響的假設(shè)得以驗(yàn)證，但影響不顯著。

表7還給出每個(gè)自變量對(duì)應(yīng)的優(yōu)勢(shì)比OR及其95%的置信區(qū)間。領(lǐng)導(dǎo)能力的OR估計(jì)值Exp（B）=1.558，表示在其他自變量值固定的情況下，領(lǐng)導(dǎo)能力每提高1分，創(chuàng)業(yè)意愿形成優(yōu)勢(shì)提高1.558倍。從各變量的優(yōu)勢(shì)比OR來(lái)看，最高的為自制能力，達(dá)到2.524，然后依次為創(chuàng)新能力、領(lǐng)導(dǎo)能力、開(kāi)拓能力和社交能力。

4 結(jié)論與建議

本研究根據(jù)湖南高校614位高年級(jí)大學(xué)生的調(diào)查數(shù)據(jù)，借助logistic回歸模型，探討大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)意愿程度及創(chuàng)業(yè)素質(zhì)與創(chuàng)業(yè)意愿的關(guān)系，得到以下主要結(jié)論：

第一，僅一成左右的大學(xué)生有創(chuàng)業(yè)意愿，比例偏低。組建、管理團(tuán)隊(duì)、積累創(chuàng)業(yè)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的大學(xué)生比例非常低，不足一成。

第二，大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備不充分。創(chuàng)業(yè)是個(gè)艱苦復(fù)雜、高風(fēng)險(xiǎn)的過(guò)程，諸如創(chuàng)業(yè)資料的搜集、創(chuàng)業(yè)者成功經(jīng)驗(yàn)的借鑒、創(chuàng)業(yè)知識(shí)和人脈的積累等創(chuàng)業(yè)準(zhǔn)備必不可少。但是，當(dāng)前大學(xué)生除了瀏覽創(chuàng)業(yè)網(wǎng)站的比例較高以外，搜集創(chuàng)業(yè)者經(jīng)歷、主動(dòng)結(jié)交社會(huì)人士和主動(dòng)參加創(chuàng)業(yè)培訓(xùn)或講座的比例都較低，不足兩成。

第三，大學(xué)生各項(xiàng)創(chuàng)業(yè)素質(zhì)中，社交能力表現(xiàn)最好，有近八成的大學(xué)生社交能力較強(qiáng)。其他創(chuàng)業(yè)素質(zhì)表現(xiàn)較差。領(lǐng)導(dǎo)能力和開(kāi)拓能力較高的大學(xué)生不多，僅兩成左右。同時(shí)，大學(xué)生的創(chuàng)新能力和自制能力較低，此兩項(xiàng)能力較高的大學(xué)生比例不足3%，嚴(yán)重影響創(chuàng)業(yè)意愿的形成。

第四，各項(xiàng)創(chuàng)業(yè)素質(zhì)對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿形成都有存在較大促進(jìn)作用，作用強(qiáng)度依次為自制能力、創(chuàng)新能力、領(lǐng)導(dǎo)能力、開(kāi)拓能力和社交能力。同時(shí)，自制能力、創(chuàng)新能力、領(lǐng)導(dǎo)能力、開(kāi)拓能力對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的形成存在統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著意義，但社交能力對(duì)創(chuàng)業(yè)意愿的形成不存在顯著影響。

很大程度上，高校的創(chuàng)業(yè)教育體系影響著大學(xué)生創(chuàng)業(yè)素質(zhì)的高低。因此根據(jù)以上結(jié)論，本文著重從高校的角度提出以下建議：第一，校園創(chuàng)業(yè)實(shí)踐活動(dòng)多樣化、社會(huì)化，激發(fā)創(chuàng)業(yè)興趣。地方高?？梢杂心康?、有計(jì)劃地開(kāi)展諸如 “創(chuàng)業(yè)模擬大賽”、“創(chuàng)業(yè)技能競(jìng)賽”等類(lèi)型的各種創(chuàng)業(yè)比賽，引導(dǎo)、鼓勵(lì)學(xué)生參加校內(nèi)外的各種創(chuàng)業(yè)實(shí)踐活動(dòng)，激發(fā)學(xué)生參與創(chuàng)業(yè)的興趣。第二，推進(jìn)創(chuàng)業(yè)教育模式改革，培養(yǎng)創(chuàng)業(yè)素質(zhì)。高校應(yīng)根據(jù)不同專(zhuān)業(yè)的特點(diǎn)和社會(huì)需求，以創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)素質(zhì)培養(yǎng)為目標(biāo)，有針對(duì)性地設(shè)置創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)教育理論課程和實(shí)踐課程體系，并讓“創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)”的思想在教學(xué)中得以體現(xiàn)。第三，注重大學(xué)生自制力和創(chuàng)新力的培養(yǎng)。地方高?？山柚鷦?chuàng)業(yè)實(shí)踐活動(dòng)和社團(tuán)活動(dòng)注重培養(yǎng)學(xué)生的領(lǐng)導(dǎo)能力、自制能力等創(chuàng)業(yè)素質(zhì)。最后，構(gòu)建校園創(chuàng)業(yè)實(shí)踐平臺(tái)，提升創(chuàng)業(yè)素質(zhì)。地方高?？梢猿浞掷眯?nèi)資源建立創(chuàng)業(yè)實(shí)訓(xùn)基地，也可以構(gòu)建“互聯(lián)網(wǎng)+”背景下的創(chuàng)業(yè)實(shí)訓(xùn)平臺(tái)，借助實(shí)訓(xùn)基地或?qū)嵱?xùn)平臺(tái)培養(yǎng)大學(xué)生的創(chuàng)業(yè)素質(zhì)和商業(yè)技能。

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第9篇：人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量分析范文

[關(guān)鍵詞]少數(shù)民族地區(qū)；農(nóng)業(yè)旅游；居民感知；廣西

[作者]黃燕玲，南京師范大學(xué)05級(jí)人文地理學(xué)博士生。江蘇南京，210097；羅盛鋒，廣西桂林工學(xué)院旅游學(xué)院講師。廣西桂林，541004

[中圖分類(lèi)號(hào)]F859.764 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A [文章編號(hào)]1004-454X(2008)02-0197-009

一、引言

旅游地居民對(duì)旅游感知及態(tài)度研究是近年來(lái)國(guó)內(nèi)外旅游社會(huì)學(xué)、旅游地理學(xué)研究的主要內(nèi)容之一。國(guó)外學(xué)者對(duì)這一領(lǐng)域的研究始于20世紀(jì)70年代末，并取得眾多成果。早期主要關(guān)注居民對(duì)旅游的經(jīng)濟(jì)影響的感知(Getz，1986)，現(xiàn)今則越來(lái)越多地關(guān)注了文化(Besculides et al，2002)、社會(huì)和環(huán)境影響(Brunt&Courtney，1999)的居民感知。Mathieson與Wall(1982)指出旅游業(yè)發(fā)展所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)影響總的來(lái)說(shuō)是有益的，社會(huì)影響與環(huán)境影響則是“雙刃劍”，與旅游發(fā)展階段相關(guān)聯(lián)；Ap與Crompton(1998)較為全面地綜述了關(guān)于居民感知旅游影響及居民態(tài)度的文獻(xiàn)，指出人們關(guān)于經(jīng)濟(jì)及環(huán)境影響的正面或負(fù)面態(tài)度往往易于達(dá)成共識(shí)，而關(guān)于居民對(duì)社會(huì)及文化影響的態(tài)度卻有時(shí)相去甚遠(yuǎn)。Alan(2002)將旅游目的地居民的態(tài)度與旅游者的感受做定性與定量的相關(guān)分析，從而使研究達(dá)到一定深度?？傮w而言，國(guó)外在實(shí)證與理論方面進(jìn)行較為全面的研究。

我國(guó)則在20世紀(jì)90年代中后期逐步關(guān)注這一問(wèn)題，陸林(1996)、宣國(guó)富(2002)、黃潔(2003)，蘇勤(2004)、陳金華(2007)等人對(duì)目的地居民的旅游感知與態(tài)度做了實(shí)證研究與理論探討。綜觀我國(guó)相關(guān)文獻(xiàn)，研究以城鎮(zhèn)居民、沿海發(fā)達(dá)地區(qū)為主，定性分析多、定量分析少，理論分析多、數(shù)據(jù)分析少，研究方法和手段較為簡(jiǎn)單。到目前為止，國(guó)內(nèi)旅游目的地居民的感知研究較少涉及少數(shù)民族地區(qū)居民感知及態(tài)度分析，本文的研究將有助于完善這一領(lǐng)域的研究。深入研究居民對(duì)旅游影響的感知及對(duì)旅游業(yè)的態(tài)度，對(duì)于實(shí)現(xiàn)少數(shù)民族地區(qū)旅游業(yè)的和諧發(fā)展及新農(nóng)村建設(shè)具有重要的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

二、研究區(qū)域背景、研究方法及調(diào)研數(shù)據(jù)檢驗(yàn)

(一)研究區(qū)域背景

廣西桂林恭城瑤族自治縣紅巖新村位于恭城縣南面，距縣城14.7公里，距桂林市中心122.7公里，總面積8平方公里，地形主要以丘陵和峰林為主，土壤呈弱酸性，適宜種植柑桔、月柿等果樹(shù)，人均果園面積2畝，村里建有全縣最大的蓮塘嶺無(wú)公害月柿標(biāo)準(zhǔn)化栽培示范基地。紅巖新村山青水秀，果海連綿，文化底蘊(yùn)深厚，民族風(fēng)情濃郁。恭城縣2004年至2006年連續(xù)在紅巖新村舉辦月柿節(jié)，共接待游客61.9萬(wàn)人次。2006年末，紅巖新村共有農(nóng)戶(hù)102戶(hù)，人口390余人，其中85％以上的居民為瑤族，其余為壯族和漢族。從2003年開(kāi)始，紅巖新村共建起51棟別墅，每家別墅6間客房，目前共擁有客房300多間，餐館40多家，全村一次性可接待游客500多人。同時(shí)，建起了瑤寨風(fēng)雨橋、滾水壩、旅游登山小道、大小型停車(chē)場(chǎng)以及環(huán)形村道等公共設(shè)施。全村有150余人直接從事旅游服務(wù)業(yè)。近年來(lái)通過(guò)大力發(fā)展生態(tài)休閑農(nóng)業(yè)和鄉(xiāng)村旅游，紅巖新村生態(tài)、經(jīng)濟(jì)、社會(huì)效益顯著，2005年11月榮獲“全國(guó)農(nóng)業(yè)旅游示范點(diǎn)”稱(chēng)號(hào)。

(二)研究方法

居民感知、態(tài)度與旅游影響研究屬于社會(huì)學(xué)、人類(lèi)學(xué)研究范疇，注重田野調(diào)查法，強(qiáng)調(diào)對(duì)任一社會(huì)現(xiàn)象的判斷都必須建立在踏實(shí)的調(diào)查研究基礎(chǔ)之上。本文旨在了解旅游對(duì)少數(shù)民族地區(qū)居民的影響，所以主要采用現(xiàn)場(chǎng)深度訪(fǎng)談與問(wèn)卷調(diào)查的方式收集原始資料的實(shí)證研究方法。

本研究采用統(tǒng)計(jì)分析軟件SPSS11.5對(duì)所得數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，然后得出結(jié)論。調(diào)查時(shí)間為2006年11月，以及2007年5月；調(diào)查對(duì)象是廣西桂林恭城瑤族自治縣紅巖新村居民；問(wèn)卷發(fā)放采取隨機(jī)上門(mén)調(diào)查的方法，問(wèn)卷發(fā)放后，調(diào)查者幫助被調(diào)查者理解問(wèn)卷并當(dāng)場(chǎng)收回，以保證問(wèn)卷質(zhì)量及回收率；正式開(kāi)展調(diào)查之前進(jìn)行了20份的試調(diào)查，以保證調(diào)查結(jié)構(gòu)的嚴(yán)謹(jǐn)性和完備性。問(wèn)卷共分發(fā)并回收140份，有效問(wèn)卷129份，有效率92.1％。問(wèn)卷包括兩大部分內(nèi)容，共69個(gè)問(wèn)題：第一部分是被訪(fǎng)者的人口統(tǒng)計(jì)特征以及社會(huì)屬性。第二部分就居民參與旅游基本情況、居民對(duì)本地區(qū)旅游的感知、旅游影響及發(fā)展建議進(jìn)行評(píng)估。問(wèn)卷第二部分采用李克特七級(jí)量表(按滿(mǎn)意程度或贊同程度由低至高分別賦1--7分)請(qǐng)被訪(fǎng)者對(duì)調(diào)研列出的問(wèn)題進(jìn)行評(píng)價(jià)。

(三)問(wèn)卷基本信息及信度檢驗(yàn)

本次成功調(diào)查的樣本中，男性占53.49％，女性占46.51％，瑤族居民占79.75％，以25-44歲年齡段為主，文化程度主要集中在中學(xué)和中專(zhuān)水平，家庭收入兩萬(wàn)元以上居多，收入來(lái)源以務(wù)農(nóng)與旅游經(jīng)營(yíng)兩項(xiàng)為主等。根據(jù)對(duì)紅巖新村委會(huì)的干部訪(fǎng)談得知，調(diào)查樣本的結(jié)構(gòu)特征與該村居民總體特征基本一致，可以認(rèn)為本次調(diào)查樣本具有代表性。

對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行信度檢驗(yàn)，研究采用克倫巴赫Alpha(a)信度系數(shù)法，利用SPSS統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)算。Lee等人(2004)在進(jìn)行因子分析時(shí)認(rèn)為Alpha(a)值大于0.6，表明數(shù)據(jù)可靠性可以接受。各因素層潛變量的Alpha(a)系數(shù)均高于0.6，且總量表Alpha(a)系數(shù)達(dá)到0.8993，說(shuō)明本次調(diào)查問(wèn)卷數(shù)據(jù)具有較高的內(nèi)在信度。進(jìn)行方差分析，F(xiàn)=99.1470，P=0.0000

三、研究發(fā)現(xiàn)

(一)居民對(duì)農(nóng)業(yè)旅游現(xiàn)狀評(píng)價(jià)

運(yùn)用統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)調(diào)查數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，對(duì)于異常數(shù)據(jù)進(jìn)行了必要的校正和剔除，對(duì)缺省的數(shù)據(jù)采用樣本均值替代法進(jìn)行處理，經(jīng)過(guò)計(jì)算得到調(diào)查樣本的目標(biāo)層“居民對(duì)農(nóng)業(yè)旅游現(xiàn)狀評(píng)價(jià)”中各項(xiàng)指標(biāo)因子平均值、滿(mǎn)意度等。結(jié)果顯示，村民對(duì)紅巖新村的總體評(píng)價(jià)較高，也較為一致(均值較高，標(biāo)準(zhǔn)差較小)。對(duì)“鄉(xiāng)村風(fēng)貌”村民非常自信與熱愛(ài)，沒(méi)有被訪(fǎng)者選擇4分以下的選項(xiàng)，在所有指標(biāo)因子中均值最高?！盎顒?dòng)種類(lèi)”因子在所有因子中均值最低。

選用多元回歸中的Stepwise法分步驟將15個(gè)變量要素引入，建立由單變量到多變量的回歸方程，經(jīng)計(jì)算，最終通過(guò)回歸系數(shù)假設(shè)檢驗(yàn)的有4個(gè)變量：政府開(kāi)發(fā)管理旅游水平、鄉(xiāng)村衛(wèi)生狀況、布局、風(fēng)光。情況說(shuō)明，“政府開(kāi)發(fā)管理旅游水平”在紅巖新村的發(fā)展中起著至關(guān)重要的作用。

恭城縣把社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)規(guī)劃納入到縣域城市總體規(guī)劃以及各鄉(xiāng)鎮(zhèn)小城鎮(zhèn)建設(shè)總體規(guī)劃，對(duì)示范點(diǎn)新房建設(shè)和山、水、田、林、路等實(shí)行統(tǒng)一規(guī)劃、設(shè)計(jì)。政府積極倡導(dǎo)發(fā)展生態(tài)旅游、休閑農(nóng)業(yè)旅游，亦農(nóng)亦旅、亦果亦商的生產(chǎn)方式的確為村民帶來(lái)實(shí)惠。并且有效改變農(nóng)業(yè)基礎(chǔ)設(shè)施脆弱、農(nóng)村社會(huì)事業(yè)發(fā)展滯后、農(nóng)民收入低下的面貌。優(yōu)美的自然風(fēng)光與良好的鄉(xiāng)村生存環(huán)境、合理的規(guī)劃布局促生了村民對(duì)自身所處環(huán)境及開(kāi)展休閑農(nóng)業(yè)旅游的自豪與普遍認(rèn)可。休閑農(nóng)業(yè)旅游的日益發(fā)展也促進(jìn)了“生產(chǎn)發(fā)展、生活寬裕、鄉(xiāng)風(fēng)文明、村容整潔、管理民主”的社會(huì)主義新農(nóng)村建設(shè)。

不足之處在于，由于村民對(duì)自身素質(zhì)、能力的疑慮以及旅游者需求的不斷變化使得村民認(rèn)為政府應(yīng)提供更為全面有效的旅游知識(shí)與服務(wù)技能的培訓(xùn)，這應(yīng)當(dāng)引起重視；公共基礎(chǔ)設(shè)施供給數(shù)量與質(zhì)量有待提高；此外，由于地域條件、資源類(lèi)型等限制，旅游項(xiàng)目設(shè)置、旅游景觀規(guī)模與品質(zhì)尚難達(dá)到村民的期望值。

(二)居民對(duì)農(nóng)業(yè)旅游影響的評(píng)估

村民對(duì)旅游現(xiàn)狀滿(mǎn)意與否直接影響他們是否支持并積極參與旅游經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明兩個(gè)評(píng)價(jià)因子密切相關(guān)，Pearson相關(guān)系數(shù)=0.264(**)，雙側(cè)檢驗(yàn)=O.002。

1、居民對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的評(píng)估

紅巖新村幾乎所有家庭都從事旅游經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，93.02％的被訪(fǎng)者中回答“家庭從事旅游經(jīng)營(yíng)”，主要涉及的旅游經(jīng)營(yíng)活動(dòng)主要有：住宿(83.72％)、餐飲(65.12％)、旅游商品買(mǎi)賣(mài)(含農(nóng)產(chǎn)品)(39.53％)、娛樂(lè)(6.98％)等。因此對(duì)于旅游的經(jīng)濟(jì)影響感受深刻。

統(tǒng)計(jì)表明，村民對(duì)旅游經(jīng)濟(jì)影響感知較為積極，正面感知強(qiáng)烈，對(duì)發(fā)展旅游多持贊成態(tài)度。85％以上的村民對(duì)“J1”、“J2"、“J4"、“J5”、“J6”五項(xiàng)正面指標(biāo)因子持贊成意見(jiàn)，評(píng)價(jià)值均超過(guò)“5”分，標(biāo)準(zhǔn)差分值較小，見(jiàn)表3；同時(shí)，村民也認(rèn)為農(nóng)業(yè)旅游季節(jié)性明顯，務(wù)農(nóng)仍相當(dāng)重要。與村干部的訪(fǎng)談中也發(fā)現(xiàn)，他們對(duì)發(fā)展旅游是完全支持的，但同時(shí)提到本村變遷的基礎(chǔ)在于發(fā)展農(nóng)村經(jīng)濟(jì)，把種植月柿作為支柱產(chǎn)業(yè)來(lái)抓是成功關(guān)鍵。對(duì)于經(jīng)濟(jì)不發(fā)達(dá)的地區(qū)，能否讓百姓增收是他們首要關(guān)心的問(wèn)題，亦農(nóng)亦旅的生產(chǎn)方式促進(jìn)村民更快走上富裕之路。統(tǒng)計(jì)結(jié)果還顯示，旅游也帶來(lái)一些負(fù)面經(jīng)濟(jì)影響。如近七成的村民認(rèn)為“農(nóng)業(yè)肥料等生產(chǎn)資料價(jià)格上漲”了，對(duì)于“J9”、“J10”兩項(xiàng)負(fù)面指標(biāo)因子持贊成意見(jiàn)的達(dá)到40％，這與紅巖新村尚有部分農(nóng)戶(hù)仍未搬遷住進(jìn)新居有關(guān)。但可喜的是，發(fā)展旅游仍使大多數(shù)村民受益。

2、居民對(duì)社會(huì)影響的評(píng)估

與旅游的經(jīng)濟(jì)影響相似，村民對(duì)旅游的正面社會(huì)影響感知強(qiáng)烈，對(duì)負(fù)面影響感知較弱。正面社會(huì)影響指標(biāo)因子“S1”、“S2”、“S3”均值在“5”分以上，贊成率高。村民不認(rèn)為旅游會(huì)使自己的傳統(tǒng)民族文化消失，對(duì)于“S4”負(fù)面指標(biāo)因子多數(shù)被訪(fǎng)者持反對(duì)意見(jiàn)或中立。但從實(shí)地調(diào)研看，村中瑤家風(fēng)情、傳統(tǒng)服飾文化已比較淡漠，傳統(tǒng)的飲食文化、節(jié)慶文化相對(duì)保存較好。如何在新農(nóng)村建設(shè)中擺脫單純城鎮(zhèn)化模式，在提升居住品質(zhì)的同時(shí)，保持農(nóng)村特色文化、保留民族特色值得思考。對(duì)于其它負(fù)面社會(huì)影響指標(biāo)因子，如“S5”、“S6”、“S7”、“S8”都有超過(guò)70％的村民持反對(duì)意見(jiàn)。這與紅巖新村建立健全村民自治組織，實(shí)行村民自我管理、自我教育、自我服務(wù)、自我監(jiān)督不無(wú)關(guān)系。

3、居民對(duì)環(huán)境影響的評(píng)估

旅游的環(huán)境影響包括自然的也有社會(huì)的。總體上，被訪(fǎng)者感知也比較積極。如“H1”、“H2”、“H3”、“H4”等正面指標(biāo)因子贊成者居多，比例高于85％，而且結(jié)果差異較小。實(shí)地考察也證實(shí)旅游對(duì)環(huán)境帶來(lái)的負(fù)面影響較小，紅巖新村的自然環(huán)境優(yōu)良，山清水秀，村民對(duì)生態(tài)環(huán)境現(xiàn)狀評(píng)價(jià)較高，雖然超過(guò)七成的被訪(fǎng)者對(duì)“H5”負(fù)面指標(biāo)因子持反對(duì)意見(jiàn)，仍有25.58％的村民認(rèn)為旅游打破了這個(gè)瑤族小山村的寧?kù)o氛圍，改變了他們的生活節(jié)奏。

4、居民對(duì)農(nóng)業(yè)旅游支持條件的評(píng)估

紅巖新村村民對(duì)于政府給予的扶持評(píng)價(jià)較高。政府對(duì)農(nóng)民開(kāi)展旅游經(jīng)營(yíng)無(wú)論是政策、資金還是技術(shù)、利益分配上都給予大幅度傾斜，各指標(biāo)因子均值在5分以上。2001年，恭城縣政府按照“富裕、生態(tài)、民主、文明、和諧”的要求，實(shí)施“富裕生態(tài)家園”建設(shè)。紅巖村作為建設(shè)示范點(diǎn)獲益匪淺。例如，村干部介紹說(shuō)，上世紀(jì)80年代后，政府引導(dǎo)農(nóng)民種植經(jīng)濟(jì)效益較高的果業(yè)，并給予農(nóng)民一定的果苗補(bǔ)助。農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的調(diào)整給農(nóng)民帶來(lái)很大效益。由政府的支持的“月柿節(jié)”，為紅巖作了很好的宣傳，并打響了品牌。同時(shí)，引導(dǎo)老百姓發(fā)展生態(tài)休閑農(nóng)業(yè)旅游，增加農(nóng)民收入。還規(guī)劃出了自己的“新農(nóng)村”。

從調(diào)查看，只是在房屋搬遷補(bǔ)償問(wèn)題上，村民有不同看法。此外，盡管政府大力支持是紅巖新村發(fā)展的關(guān)鍵推動(dòng)因素，但對(duì)于旅游開(kāi)發(fā)應(yīng)當(dāng)政府主導(dǎo)還是市場(chǎng)主導(dǎo)這一問(wèn)題上，被訪(fǎng)者對(duì)此判斷趨于中立，均值為僅為4.7907。

(三)不同人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征居民的感知及態(tài)度差異分析

主要采用兩種方法進(jìn)行不同特征居民的感知差異分析：一是獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)；二是單因素方差分析，用以測(cè)試某一個(gè)控制變量的不同水平是否給觀察變量造成顯著差異和變動(dòng)。

1、與旅游業(yè)關(guān)系密切程度分析

根據(jù)社會(huì)交換理論，與旅游業(yè)關(guān)系密切的村民因在旅游業(yè)的發(fā)展過(guò)程中所得到的利益超過(guò)了所承擔(dān)的社會(huì)文化和環(huán)境成本，對(duì)旅游正面影響的感知較強(qiáng)，對(duì)旅游負(fù)面影響的感知較弱?？傮w上對(duì)旅游業(yè)發(fā)展的態(tài)度較為積極，而與旅游業(yè)關(guān)系不密切的居民的情況則比較淡漠。對(duì)居民進(jìn)行獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，從事旅游經(jīng)營(yíng)的被訪(fǎng)者與非旅游經(jīng)營(yíng)者感知確有差異，但只是部分證明社會(huì)交換理論。多數(shù)負(fù)面感知因子與已有理論相吻合，即不參與旅游經(jīng)營(yíng)的居民感受更為強(qiáng)烈，反映經(jīng)濟(jì)影響與旅游支持條件的因子也能與現(xiàn)有理論相呼應(yīng)，但反映社會(huì)與環(huán)境影響的因子則不然，如提高地方形象、自然環(huán)境得到有效開(kāi)發(fā)和保護(hù)、投資環(huán)境得以改善、居民環(huán)保意識(shí)增強(qiáng)、環(huán)境衛(wèi)生狀況令人滿(mǎn)意等反而是不參與旅游經(jīng)營(yíng)的居民感知更好?？赡艿慕忉屖?，由于少數(shù)民族地區(qū)居民教育程度、經(jīng)濟(jì)收入相對(duì)較低，因?yàn)榘l(fā)展旅游而富裕起來(lái)的村民由于參與更多的培訓(xùn)、更多地接觸到新思想、觀念更新更快，相應(yīng)要求也不斷提高，因此對(duì)于諸如反映社會(huì)、環(huán)境的一些問(wèn)題認(rèn)識(shí)更加深刻。

2、基于性別差異的分析

對(duì)居民進(jìn)行分類(lèi)后的獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，性別對(duì)感知差異有影響。女性對(duì)經(jīng)濟(jì)影響的正面影響因子感知更為強(qiáng)烈，對(duì)經(jīng)濟(jì)影響負(fù)面因子感知較為薄弱；性別對(duì)社會(huì)影響、環(huán)境影響諸因子沒(méi)有產(chǎn)生較大影響，除了兩個(gè)因子“提高了地方形象”、“促進(jìn)了居民思想觀念的更新和開(kāi)放”女性的評(píng)價(jià)值顯著高于男性，感知更為良好，以及男性在“居民環(huán)保意識(shí)增強(qiáng)”感知上強(qiáng)于女性；旅游支持條件上，“政府、集體、旅游公司、居民利益分配合理”因子，女性較男性感知更弱，而旅游開(kāi)發(fā)應(yīng)以政府主導(dǎo)還是市場(chǎng)主導(dǎo)問(wèn)題上，女性趨于中立，男性則更傾向政府主導(dǎo)。

在傳統(tǒng)農(nóng)業(yè)活動(dòng)中，婦女由于身體等條件限制，在農(nóng)村社會(huì)經(jīng)濟(jì)中大多處于從屬地位。隨著旅

游的開(kāi)發(fā)，在旅游行業(yè)，婦女與男子在體力上的差別變得不那么重要，相反，婦女與生俱有的善于與人溝通、細(xì)心周到的天性在旅游服務(wù)行業(yè)有了用武之地。婦女成為推動(dòng)旅游發(fā)展的重要力量。這不僅提高了她們的經(jīng)濟(jì)收入和社會(huì)地位，而且通過(guò)職業(yè)培訓(xùn)及與外界的交往機(jī)會(huì)的增加，提高了婦女受教育的程度，擴(kuò)大了她們的視野。因此，與生俱來(lái)的偏于感性認(rèn)識(shí)的婦女在促進(jìn)自身發(fā)展以及改善自己生活水平質(zhì)量的各因子明顯高于男性。

3、其它因素

單因素方差分析中采用Homogeneity of Variances方法檢驗(yàn)各項(xiàng)指標(biāo)在年齡、居住年限、民族及受教育程度等不同分類(lèi)的組間方差是否存在差異。數(shù)據(jù)顯示：年齡組出現(xiàn)差異的主要是青少年組(15―24歲)、中青年組(25―44歲)及中老年組(45―64歲)三個(gè)年齡組，在總體上年齡越大，感受越好；而中青年組在負(fù)面指標(biāo)“S8”感知上更為敏感；經(jīng)歷歲月磨礪的中老年人則對(duì)負(fù)面指標(biāo)“S6”持強(qiáng)烈反對(duì)意見(jiàn)。

居住年限不同也對(duì)村民的感知產(chǎn)生影響。有顯著差異指標(biāo)因子是“J10”、“J9”、“S4”、“H3”、“Z2”。前三項(xiàng)負(fù)面指標(biāo)中，感知規(guī)律曲線(xiàn)大致呈倒“U”形，即居住時(shí)間在十至三十年的村民更為敏感，居住時(shí)間較短與最長(zhǎng)的村民則意見(jiàn)趨于中立；而后兩項(xiàng)正面指標(biāo)，居住年限越長(zhǎng)，評(píng)價(jià)分植越高。

不同民族對(duì)旅游感知有明顯差異的指標(biāo)共四項(xiàng)“總體感受”“J10”“J3”“S4”。少數(shù)民族村民較漢族村民對(duì)旅游的正面評(píng)價(jià)更高?，幾?、壯族比漢族居民對(duì)旅游的總體感受評(píng)價(jià)均值高一個(gè)量級(jí)。

此外，受教育程度對(duì)居民感知也產(chǎn)生不同影響。較高文化層次(高中及以上)的居民對(duì)“J4”、“J6”、“S2”等旅游正面影響的感知比低文化層次(初中及以下)的居民感知強(qiáng)烈。文化程度在高中及以上的居民對(duì)于旅游造成“S5”、“H4”等旅游負(fù)面社會(huì)文化影響的感知較其他文化層次居民強(qiáng)烈?？梢钥闯鼍用竦奈幕潭仍礁邔?duì)于旅游發(fā)展的影響越敏感。

四、結(jié)論與探討

1、少數(shù)民族地區(qū)發(fā)展旅游對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)、社會(huì)、文化和環(huán)境產(chǎn)生重要影響。研究發(fā)現(xiàn)，紅巖新村村民對(duì)旅游發(fā)展持肯定態(tài)度，但不同類(lèi)型居民存在一定差異。旅游發(fā)展所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)影響總體而言是有益的，而社會(huì)文化影響與環(huán)境影響則是“雙刃劍”，與旅游發(fā)展階段相關(guān)聯(lián)，紅巖新村作為新興的農(nóng)業(yè)旅游目的地，目前尚處于參與期(involvement stage)與發(fā)展期(development stage)，因此，盡管其居民對(duì)社會(huì)文化、環(huán)境影響的正面感知較強(qiáng)，也應(yīng)當(dāng)未雨綢繆，加強(qiáng)民族文化、自然資源的保護(hù)以確保和諧發(fā)展、永續(xù)利用。

2、在少數(shù)民族地區(qū)發(fā)展旅游，政府支持非常關(guān)鍵。調(diào)研中，村民對(duì)政府工作給予高度肯定。恭城瑤族自治縣政府從戰(zhàn)略上實(shí)施農(nóng)旅結(jié)合的農(nóng)村扶貧工程，從政策上扶持、資金上支持農(nóng)業(yè)旅游發(fā)展，引導(dǎo)其逐步走向規(guī)范化、規(guī)?；?。旅游業(yè)發(fā)展伊始，聘請(qǐng)相關(guān)專(zhuān)家進(jìn)行總體規(guī)劃，引導(dǎo)各有關(guān)單位出資出力，進(jìn)行基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。同時(shí)，制定相應(yīng)的旅游扶持政策，搭建干部和村民“結(jié)對(duì)子”服務(wù)平臺(tái)，給紅巖新村旅游經(jīng)營(yíng)者指導(dǎo)和幫助。此外，推出多項(xiàng)惠民措施，扶持和引導(dǎo)農(nóng)民走出一條有地域特色的新農(nóng)村建設(shè)道路。雖然調(diào)研結(jié)果顯示部分公共設(shè)施還未達(dá)到村民期望，但總體滿(mǎn)意度仍較高。

3、發(fā)展旅游使農(nóng)村面貌日新月異。主要體現(xiàn)在：第一，使農(nóng)村村民精神面貌發(fā)生了很大變化。旅游業(yè)是以紅巖新村社區(qū)的旅游服務(wù)為載體，對(duì)外展示民族精神和民族面貌。發(fā)展旅游業(yè)有助于良好社會(huì)風(fēng)氣的形成。調(diào)研結(jié)果顯示村民對(duì)發(fā)展旅游的正面社會(huì)影響評(píng)價(jià)均值較高；第二，旅游業(yè)的發(fā)展使紅巖新村面貌發(fā)生巨變，為促進(jìn)紅巖新村旅游業(yè)的發(fā)展，紅巖新村在交通、住宿、餐飲、通訊、手工藝品生產(chǎn)、景區(qū)(點(diǎn))建設(shè)等方面都進(jìn)行了大量的建設(shè)與完善，使昔日貧窮落后的農(nóng)村面貌發(fā)生了根本性的變化。