時間：2023-07-14 17:35:10
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇統計學路徑分析，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
【論文關鍵詞】本科護生，男性；離職意愿；影響因素；工作滿意度
Miller將離職意愿(turnoverintention)定義為：離開目前工作與找尋其他工作機會傾向的總體表現或態度。多數研究者認為離職的最佳預測因素是離職意愿。護士離職率高是普遍存在的問題，男護士更甚。影響護士離職意愿的因素較多，這些因素可以歸結為護士個人因素、工作環境及外界因素3大類，但是哪些因素對護士離職具有顯著負向影響，尚無定論。本科護生是我國今后護理隊伍的重要力量，而男護士也正在成為這支隊伍中越來越重要的一部分，其離職意愿將直接影響我國護理隊伍的穩定。目前，對本科男護生離職意愿及其影響因素的研究少見。筆者調查本科護生的離職意愿現狀，并探討其可能的影響因素，為臨床實習和教學提供科學理論依據。
1對象
在我國的東部、中部和西部(即2004年衛生部將我國衛生職業人群劃分的3個地域)，每個地域隨機抽取3個設有護理本科院系的醫學院校，包括海南醫學院、廣東藥學院、北京中醫藥大學、中南大學、湖南中醫藥大學、咸寧醫學院、湖北中醫學院、甘肅中醫學院、新疆醫科大學。以上院校符合納入標準的男護生共120人，自愿參加調查105人，收回有效問卷96份，有效回收率91．4％。為了進一步研究男女差異，抽取對應學校女實習護生共100人。納入標準：愿意參加并完成測試；年齡大于l6歲；身體狀況能夠配合完成問卷；意識清楚，無精神性疾病；參加實習至少8個月。
2方法
2．1調查工具
2．1．1一般資料問卷：包括人口學資料和3個條目，測評工作滿意度、對未來工作信心和有否缺勤及頻率。對護理工作的總體滿意程度評價，從“很不滿意”到“很滿意”(1～5分)，是否有成為一個好的護理工作者的信心，從“非常沒有信心”到“很有信心”(1—5分)，實習期間是否有缺勤(1為否，2為是)。
2．1．2離職意愿量表(TurnoverIntentionScale，TIS)：共6個條目，為l～5分計分法，如第1題：您是否考慮要辭去目前的工作?選項為：從不、甚少、偶爾、經常、總是，相應賦值1～5分。總分1～2分(含2分)為離職意愿輕度，2~3分(含3分)為中度，3~5分為離職意愿嚴重，即分數越高，離職意愿越強。在本研究中該量表的Cronbach’s0系數為0．723。
2．1．3護士工作應激源量表：由61個條目6個分量表組成，包括與護理工作性質有關的應激源、與工作負荷有關的應激源、與護士期望有關的應激源、與接觸瀕死患者有關的應激源、與工作一家庭矛盾有關及與護理工作中人際關系有關的應激源，有很好的信效度，分數越高，所面對的工作應激強度越高。為了適用于護生群體，本研究修改了其中的2個條目(將第52題“護理工作的負面感受影響家庭氣氛”改成“影響寢室氣氛”；第59題“因家務瑣事消耗精力而影響工作”改成“因找工作、考研等消耗精力而影響工作”)。在本研究中量表的Cronbach’S系數為0．852。
2．1，4社會支持評定量表(SocialSuppo~Rating Scale，SSRS)：為肖水源編制，包括10個條目3個維度，客觀支持、主觀支持、社會支持利用度，具有較好的重測信度。
2．1．5簡易應對方式問卷(SimplifiedCopingStylesQuestionnaire，SCSQ)：共20個條目，分為積極應對和消極應對2個維度。采用0～3級評分I。
2．1．6一般自我效能感量表(GeneralSelf-eficacyScale，GSES)：共10個條目，采用1-4級評分。分數越高，自我效能感越強。
2．1．7艾森克人格問卷簡版(EysenckPersonalityQuestionnaire，EPQ)：分為4個量表，內外向、神經質、精神質、掩飾性。在本問卷中除精神質的信度在0．51～0．60，其余量表的信度均大于0．70。
2．1．8護士工作倦怠量表：采用李小妹改編的中文版工作倦怠量表，具有較好的信效度。工作倦怠是指個體長期處于工作壓力狀態下所出現的一種負性的、個體化的認知與情感反應，包括情感耗竭、非人性化和工作無成就。情感耗竭和非人性化得分越高、工作成就感得分越低，表示護士的工作倦怠越嚴重。
2．1．9總體健康問卷(GenerM HealthQuestionnaireGHQ)：GHQ一28中文版由香港中文大學Chan教授于1985年編制，具有理想的信效度…。共28個條目4個維度，軀體癥狀、焦慮／失眠、社交障礙、嚴重抑郁。分數越高，健康問題越嚴重。
2．2調查方法
征得被調查學院、醫院護理領導的同意后，將所有問卷及調查方法有關說明用快遞寄去，由對方派人組織，在實習末期進行集中調查當場發卷并收回問卷，然后再回寄給研究者。
2．3統計學分析
采用EpiData軟件進行數據錄入，SPSS13．0進行統計學分析。統計方法包括統計描述、單因素方差分析、相關分析、多元回歸分析路徑分析等。a=0．05，P值均為雙側概率。
3結果
3．1一般情況和各調查量表得分情況
調查男護生共96人，年齡20-26(22．7+0．9)歲，在三級甲等及以上的醫院實習者占95％，滿意度較好者29％，有缺勤情況者47％，對成為合格護理工作者沒有信心者46％，要讀研者48％，獨生子女28％，經濟自評較好者9％，家庭人均月收入1000元以下者41％。與女護生相比，滿意度、缺勤情況、工作信心差異均有統計學意義，見表1。本科男護生的離職意愿得分為(3．30±0．89)分，高于女護生(P
3．2離職意愿與各變量的相關分析
相關分析結果表明，離職意愿與應激源(r=0．25)、總體健康(r=0．35工作倦怠(r=0．29)呈正相關(P
3．3本科護生離職意愿影響因素的回歸分析
多元線性回歸結果顯示，進入回歸方程的是總體健康、工作倦怠、工作信心和工作滿意度，父母受教育程度、讀研和工作應激源被剔出方程，方程的決定系數為32．9％，見表2。
3．4各變量關系的路徑分析采用路徑分析研究
各個變量的因果關系，發現工作應激源通過其他變量影響離職意愿，工作滿意度是重要而核心的中介因素。經多次多元線性分析回歸，進入路徑圖的變量及路徑系數(P
4討論
4．1實習期間本科男護生的離職意愿及面對的應激
本研究本科實習男護生離職意愿得分(3．30±0．89)分，與女護生的得分相比，離職意愿更強，這說明男護生的專業思想與女護生相比更不穩定，離職情緒更濃，這與許多研究的結果類似。這可能與多方面因素有關。首先家人、患者及部分醫務人員認為護士本應由女性承擔，對男性做護士不理解，影響其對自身職業的認可，一些患者甚至拒絕男護生為其服務。其次，據統計，大多數男護生報讀護理專業是無奈的選擇，并不是報讀的理想專業，導致其職業心態不穩定。所以，在實際工作中，首先要穩定其專業思想，讓其充分了解其在護理崗位上的優勢及已經取得成績的范例，使他們看到自己的前途和未來，并清楚地看到在護理崗位中男護士所展現的決策果斷、影響力強、精力充沛等優勢，在教學中增設一些針對男生的專業課程、邀請在臨床工作中取得卓越成就的男護士來校講學。其次，認真為男護生培養和挑選帶教老師，避免傳遞負面思想，針對男護生在臨床實習中存在的問題和男護生的心理特點，制訂適宜男護生特點的臨床帶教計劃。
有研究表明，離職意愿與工作應激兩者呈現正相關。本研究也發現，離職意愿與應激源的相關系數達到了O．25，但是在回歸分析中，這一因素沒有進入回歸方程，路徑分析發現工作應激源通過中介因素影響離職意愿。這和以往研究中兩者有直接關系的結果不同，分析有以下原因：大部分研究以在職護士為研究對象，但是在本研究中的對象為本科實習護生，研究對象不同所致；很多研究只是做相關分析，并沒有把很多因素納入進來，如本研究也發現兩因素相關，但是工作應激源不是離職意愿的預測因素；在諸多中介因素如工作倦怠、身心健康的影響下，該應激源對離職意愿的直接影響減小。
4．2中介因素對離職意愿的作用
過往研究已經證明工作倦怠是影響組織成員離職的主要因素。本研究發現，工作倦怠顯著影響離職意愿，倦怠水平越高，離職意愿越強(r=O．29)。可以想象，當男護生的情感資源過度消耗，疲憊不堪，精力喪失，對實習持冷淡、負性的態度，實習而沒有成績，感受不到成就時，個體的實習積極性就不會高，實習成績也不會好，離職的意愿自然也就會產生。
本研究表明身心健康越差，離職意愿越強。在心理上，男護生常在工作及交往過程中顯得不自在，從而導致人際關系緊張、焦慮、抑郁。當其承擔以前全由女護士操作的工作時，內心會不由自主產生一種自卑感及抵觸、抑郁情緒等。其次，護理工作還要求有很好的身體素質，如果身體狀況不好，就不能勝任護理工作的倒班勤、工作負荷大的特點，工作無法勝任，離職的想法就自然而然的產生。同時，路徑分析顯示，工作應激和工作倦怠感越強，個體的總體健康水平越差，離職意愿也越強。
受社會傳統觀念對男護士的偏見及其他負面因素的影響，致使男護生在臨床實習中思想波動大，表現出對護理專業沒有信心。本研究結果也表明，離職意愿與工作信心呈負相關(r=-0．21)，即工作信心越強，離職意愿越弱。提示在以后的實習教學中，我們應改革當前的教育、管理體制，制訂出一套針對男生特點的教學模式和理念，從各方面加強護生對未來工作的信心，減輕對未來的迷茫和恐懼，加強交流，定期召開座談會，教育他們進行職業生涯規劃，對他們多加鼓勵等。在實際操作中，可以讓其進行一些簡單的操作或男性特殊的操作，使患者不提出異議甚至得到患者好評，以增加其自信心。
有研究表明，離職意向是離職的最佳預測因子，而工作滿意感是離職的預兆。對工作不滿意、工作態度消極的護士可直接影響其對患者提供的護理質量，導致護士不服從醫院管理、病事假增多、曠工增多，甚至最后離開護理工作崗位。本研究也證實滿意度低的男護生更容易產生離職意愿。工作滿意度對離職意愿有著直接的作用(路徑系數=--0．43)，其他變量都會部分通過工作滿意度起作用，這說明與其他因素相比，工作滿意度起著更為重要和直接的中介作用。
【關鍵詞】顯、隱性因素；數學建模；幸福感量化
幸福感是一種心理體驗，它既是對生活的客觀條件和所處狀態的一種事實判斷，又是對于生活的主觀意義和滿足程度的一種價值判斷。它表現為在生活滿意度基礎上產生的一種積極心理體驗。而幸福指數，就是衡量這種感受具體程度的主觀指標數值。百姓幸福指數與GDP一樣重要，一方面，它可以監控經濟社會運行態勢；另一方面，它可以了解民眾的生活滿意度。它是社會運行狀況和民眾生活狀態的“晴雨表”，也是社會發展和民心向背的“風向標”。因此，對幸福感指數進行研究，并對人們幸福感進行量化是十分必要的。
首先通過對網上某城市居民幸福感調查的一系列問題的結果進行處理，得出問題中每個選項分別的得票率，然后對幸福感的來源進行分析，發現影響幸福感的因素可分為顯性因素和隱性因素，并具有較好的信度（其中27個顯性因素為：幸福總體評價、社會經濟發展狀況、社會治安狀況、所在城市環境狀況...社區歸屬感、他人認可程度，8個隱性因素為：身體健康、心理幸福感、生活標準、文化、教育、政府管理、社區活力和生態環境）。為了揭示顯性因素和隱性因素之間、隱性因素與隱性因素之間的相關關系，考慮引入采用路徑分析法的結構方程模型，建立居民幸福感的評價指標體系。
結構方程模型:潛在變量的線性因果關系建模方法結構方程模型(structural equation model:SEM)是針對傳統因果模型和路徑分析的不足,將因子分析引入路徑分析后提出來的在SEM中,變量有兩種基本的形態:測量變量(measured variable)與潛在變量(latent variable)。
測量方程：
（1-1）
（1-2）
結構方程：
（1-3）
其中， 是外生測量變量在外生潛在變量上的因子載荷矩陣，反映了外生測量變量與外生潛在變量之間的關系， 為外生變量的誤差項向量；是內生測量變量在內生潛在變量上的因子載荷矩陣,反映了內生測量變量與內生潛在變量之間的關系， 為內生變量的誤差項向量； 、 都是路徑系數； 表示內生潛在變量之間的效應， 則表示外生潛在變量對于內生潛在變量值的效應， 為結構方程的誤差項。
模型參數估計：
（1-4）
其中， 、 意義同前； 、 分別為兩個測量模型誤差項的協方差矩陣。
（1-5）
初始模型一旦確定，測量模型中的變量數目隨之確定。模型中,潛變量ηi和ξj不可觀測,因而無法直接估計。如果模型定義正確,總體協方差矩陣與模型協方差矩陣應該相等。若記Σ為觀測變量之間方差和協方差的總體矩陣，Σ(θ)為模型擬合協方差矩陣，則應有∑=∑(θ)。
隨即得出八個隱變量對幸福指數影響程度的標準系數估計值，按照影響程度由強至弱依次是心理幸福感 ( 0.522) 、身體健康( 0.503) 、生活標準( 0.412 )、教育 ( 0.393) 、社區活力( 0.324)、政府管理( 0.210)、文化( 0.141)和生態環境( 0.091)。二十七個顯變量對隱變量影響程度的標準系數估計值如下：
相關系數 文化 政府管理 生態環境 社區活力 生活標準 教育 心理幸福感 身體健康
1. 幸福總體評價 0.757 0.174 0.608 -0.002 0.160 0.015 0.005 0.010
2. 社會經濟發展狀況 0.318 0.894 -0.026 0.289 0.044 0.001 0.029 -0.108
3. 社會治安狀況 0.796 0.485 0.105 0.120 0.101 -0.136 0.246 0.131
4. 所在城市環境狀況 0.826 0.500 0.024 0.125 0.086 -0.096 0.168 0.081
… … … … … … … … …
26. 社區歸屬感 0.061 0.972 0.037 -0.040 0.125 0.166 -0.028 0.063
27. 他人認可程度 0.061 0.972 0.036 -0.041 0.125 0.166 -0.028 0.066
然后，對幸福指數采用層次分析法，建立打分形式的綜合評價模型對幸福感進行量化。
層次分析法是一種定性分析和定量計算相結合的方法，可通過比較因素之間的互相重要程度來定權，是一種科學的定權法。根據已知27組顯性因素，我們再選擇8組隱性因素：身體健康、心理幸福感、生活標準、文化、教育、政府管理、社區活力和生態環境作為研究對象。因此，我們通過已知數據，設準則層中的因素對應得不同方案層分別對目標的權重為 ，反映了因素的相對于目標的重要程度，記作列向 ，其中 ，則 就是各因素的權重向量。
我們首先構造因素間的成對比較矩陣。
（1-6）
顯然，A為一致性正互反矩陣，記：
（1-7）
即為權重向量。
且：
（1-8）
則：
（1-9）
那么，一般的判斷矩陣 有 ，這里 （ =n）是 的最大特征根， 為 對應的特征向量。
從而得到層次分析決策矩陣：
（1-10）
綜合評價函數：
（1-11）
其中， 表示系數。
采取打分的方法進行評價，即：非常不滿意為0~1分，比較不滿意為1~2分，還可以為2~3分，比較滿意為3~4分，非常滿意為4~5分，再采取百分制的形式得出居民的總體幸福度。
某城市居民的打分為4.10483，屬于非常滿意層次，總體幸福度：
以上對幸福感評價體系與量化方法的探究，可以推廣到全國各城市幸福感的量化并可對不同城市的幸福感進行排名，這對政府主管部門構建服務型政府，改善民生起到一定的借鑒意義。
參考文獻：
【關鍵詞】 教育考核；焦慮；回歸分析；學生
【中圖分類號】 R 179 R 395.6 【文獻標識碼】 A 【文章編號】 1000-9817(2010)11-1323-02
A Study on Examination-induced Anxious for High School Students and Influential Factors/CHEN Chen. Out Patient Department，Beijing Anzhen Hospital.Beijing(100029), China
【Abstract】 Objective To investigate the prevalence rate of examination-induced anxious among the high school students in the urban city, and to provide evidence for prevention measures. Methods An anonymous questionnaire survey was conducted for investigations related examination-induced anxious and relative factors among 622 high school students from Beijing by using stratified and cluster sampling method. ResultsThe average level of anxious examination was (36.1±9.7), without significant differences between boys and girls. Among the students, 29.4% people were stabilization, 47.6% were light, 19.8% were middle and 3.2% were serious. The difference of exam anxiety level in the sex, and between junior and senior high schools，as well as between in the key school and the non-focus school was not significant. Including personal factors, family factors and the factors associated with the examination and so on 14 variables entered into the regression equation. Path analysis revealed that, adaptability, motivation, test skill were direct influence factors of exam anxiety，family factors are indirect factors. Conclusion In the intervention of anxiety level, should be done to communicate more with parents, thereby reducing the anxiety level of the examination.
【Key words】 Educational measurement;Anxiety;Regression analysis;Students
中學生的考試焦慮是由多種因素相互作用形成的，其焦慮水平也受多方面因素的制約，影響因素包括自身、家庭和學校環境等方面［1］。本文旨在分析中學生考試焦慮的影響因素特點以及各影響因素之間的關系，為維護和增進中學生的心理健康提供科學依據。
1 對象與方法
1.1 對象 采用分層整群抽樣的方法，抽取北京市2所重點高中和2所普通高中，在每所中學中隨機抽取初一、初二、高一、高二年級各2個班，以被抽取的32個自然班的所有學生共622名作為調查對象。其中男生263名，女生359名；初一學生101名，初二學生164名，高一學生226名，高二學生131名；重點中學學生363名，非重點中學學生259名。初中生平均年齡為(12.9±0.8)歲，高中生平均年齡為(15.7±0.9)歲。
1.2 方法
1.2.1 調查方法 采用網絡問卷調查形式，由校方下發登錄密碼及網址，要求學生回家上網答題，1周內完成(本調查為匿名調查，僅設置登錄密碼，無用戶名)。本次共下發登錄密碼637份，收回有效問卷622份，有效應答率為97.6%。
1.2.2 調查工具 (1)一般情況調查表。內容包括人口學資料、家庭情況以及考試情況。(2)考試焦慮診斷測驗。采用由北京師范大學心理系鄭日昌教授編制考試焦慮程度的調查問卷，共33題，總分為99分，分數越高，焦慮程度越高。根據得分將考試焦慮程度劃分為鎮定(0～24)、 輕度焦慮(25～49)、中度焦慮(50～74)和重度焦慮(75～99)4個等級。(3)學習動機診斷測驗量表(簡稱MAAT)［2］。用于了解學生在學習動機、學習興趣、學習目標制定上是否存在行為困擾。該問卷共20個題目，滿分為20分，分數越高，說明學習動機上存在的問題越嚴重。(4)考試行為困擾量表［2］。用于了解學生考試行為中感到困擾的一些問題，由2個分量表組成：考試效果和應答技巧。本調查只采用后者，對學生應答技巧進行測試。共20題，滿分20分，分數越高，說明其考試的應答技巧有欠缺。(5)在校心理適應能力測驗［2］。用于了解學生社會適應能力水平。該量表共20題，滿分40分，得分越高，社會適應能力越強。
1.3 統計分析 使用Access 2003建立數據庫運用SPSS 16.0統計軟件進行數據分析。
2 結果
2.1 考試焦慮情況 見表1。
本次調查處于鎮定水平的學生占總體的29.4%，輕度焦慮為47.6%，中度焦慮為19.8%，重度焦慮為3.2%，焦慮水平的平均得分為(36.1±9.7)，考試焦慮程度在性別間、初高中之間以及在重點校與非重點校之間差異均無統計學意義。
2.2 考試焦慮影響因素分析 以考試焦慮得分為因變量，72個一般因素為自變量(其中包括個人因素、家庭因素以及與考試相關的因素)進行多元回歸分析，采用多元逐步回歸方法，最終有14個變量進入方程。見表2。
回歸分析說明，個人因素中，身高越高，焦慮程度越低；家庭因素中，母親文化程度越高，焦慮程度越低；與考試相關的因素中，認為自己考試壓力越小，考前食欲越好，對考試的態度不逆反，學習負擔越小，不把分數低歸罪于發揮失常，對上大學興趣越高，考前睡眠越好，面對考試失敗越理智，自學時間越少，對作業越認真，對考試成績越不在乎，對考試的自信心越強，則焦慮程度越低。
2.3 考試焦慮水平影響因素路徑 見圖1。
3 討論
國內外受考試焦慮影響的學生占總數的10%～30%［3］，其中20%的學生因為反復的學業失敗而在畢業前退學［4］。同時，大多數研究認為考試焦慮存在性別差異，女生考試焦慮高于男生［5］。
本次調查顯示，考試焦慮的平均得分為(36.1±9.7)分，處于輕度焦慮水平，并且有47.6%的學生處于此水平，說明調查對象焦慮水平適中。性別間焦慮水平差異均無統計學意義，此結果與曾祥星［6］、李興英［7］的調查結果一致。年級間、重點校與非重點校之間焦慮水平差異沒有統計學意義，說明在以高考為最終目的的大環境下焦慮現象普遍存在。
從影響因素分析中可以看出，身高越高，焦慮水平越低。筆者認為可能與身高相對較高者由于自身外在條件較好，自信心相對較強，導致焦慮水平降低有關。另外，母親的文化程度影響學生的焦慮水平，這與母親在孩子成長過程中采用的教育方式有關，文化程度相對高的家長，對子女的文化教育越關注，化解焦慮情緒的可能性也越大。從與考試相關的影響因素中可以看出，自學時間越少，焦慮水平越低，這可能與學生學會合理安排課余時間有關，自學時間越多，說明沒有掌握好的學習方法，這類學生焦慮水平高是可以理解的。對上大學不太關心的人自然不太在乎高考的成敗，從而心理上的解脫使得焦慮水平降低，這也不失為一種減壓的思維方式。認為自己考試壓力小的人，焦慮水平明顯低于其他人，這說明學生對自己的焦慮水平有著明確的認識，這為教育工作者開展心理咨詢提供了幫助。
路徑分析相對全面地考慮了變量間的相互作用，結果顯示，自身因素均為直接作用因素，從心態(學習動機)、素質(適應能力)、方法上(考試技巧)均可影響焦慮水平，而家庭因素則通過以上因素間接對考試焦慮起作用。具體而言，家庭因素造就個人素質并影響學生心態，有了良好的心態和對學習正確的認識，才有可能增長更多的學習方法，這也提示教育工作者，在干預焦慮水平的同時，應該多與學生家長做溝通，了解學生的成長背景，為學生樹立遠大的目標以及良好的心態，從而降低焦慮水平，在考試中充分發揮應有水平。
4 參考文獻
［1］ LAZARUS RS.From psychological stress to the emotions:A history of changing outlooks.Ann Rev,1993,44:1-22.
［2］ 鄭日昌.中學生心理診斷.濟南：山東教育出版社,1994.
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［4］ TOBIAS S. Anxiety research in educational psychology. J Educ Psychol, 1979,47(5):573-582.
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［6］ 曾祥星.高中畢業班學生考試焦慮狀況分析.中國臨床康復,2005,40(9):20-21.
一、緩慢發展中前進
1982年開始，藉由施拉姆先生訪華帶來的研究熱潮，新聞傳播學科快速發展起來，召開全國性的傳播學研討會，大眾傳播研究占據傳播學研究的主流。1986年，量化分析在我國新聞傳播學界已經得到了一定程度的運用。陳力丹1986年在《新聞理論研究的現狀及歷史的探討》中總結1979年來，我國新聞傳播學科發展中的40個研究話題時，有13個話題涉及到量化分析方法的應用。1987年，《新聞學論集》第11輯發表祝建華的文章《傳播學定量研究方法的科學來源》，這可能是目前可以追溯到的我國新聞傳播學范圍內較早的、鮮明的以“科學方法論”為論證對象的文章。逐漸的，在傳播學界，量化研究不再飽受質疑，而是作為一種新的研究思路和工具運用起來。同時，也不僅僅局限于頻率統計一類較為基礎的數學和統計學手段，更多樣的分析手段被引入學科研究中。例如岳南在1987年第3期《新聞學刊》上刊登了《新聞價值及其數學描述》一文，文中使用數學模型（二元一次方程）構建新聞價值這一因變量與讀者需求、信息量這兩個變量之間的函數關系。在這之后，在新聞傳播研究過程中，數學模型的應用逐漸多了起來。如《新聞學刊》1987年第4期刊登的洪穎的文章《深度報道——黨報報道結構的再次調整》，運用了模糊數學中的“隸屬度”概念。在這一時期，我國新聞傳播學研究人員的眼界開闊了，研究也邁向了新的、更高的臺階。上世紀90年代中末期，傳播學量化研究趨于多樣化和多元化的發展態勢。這其中，也不乏優秀的研究調查，如柯惠新、陳崇山、喻國明等人進行的亞運宣傳效果調查研究。在研究中，不僅對數據進行了頻率統計處理，更對數據間的相關系數、顯著性進行了考量。通過路徑分析和多元回歸分析的方式處理數據，避免了以往采取推斷式的研究方式可能產生的誤差，以科學的方法對受眾態度成因進行測度。這在我國新聞傳播學研究中，是比較新穎的研究方式。在這一階段中，新聞傳播學的研究課題更加豐富和廣泛，但大都停留在理論的引用和單純借鑒上。原創性的理論體系和研究方法比較少。如張瑩、申凡等對1994年至2003年10年間《現代傳播-北京廣播學院學報》上發表的學術論文的研究方法進行了統計，發現在這十年研究中，定量研究相較于定性研究方法而言，數量很少，依賴性較強，創造性不足。
二、高速發展時期
邁入新世紀的新聞傳播學本身，迎來了自學科引入國內后最蓬勃發展的一段時期。依據王海龍，沈翠婷的《我國新聞學與傳播學研究的量化分析》對我國2000—2009年間，國家社科基金項目的統計顯示：這10年間，新聞傳播學科立項數量增長幅度達到了驚人的331%。在這一形勢下，量化研究方法在新聞傳播學中的運用也變得更加的普遍和廣泛。2004年，有學者以上海和昆明市民對于四種報紙的閱讀情況考察為基礎，考察了受眾對于議程設置的敏感程度。這是一次將統計學中顯著性水平測定在新聞傳播領域中的成功運用。譚天對2007—2009年間，刊載在《新聞與傳播研究》、《國際新聞界》、《現代傳播》這三本核心期刊上學術論文的研究方法進行統計分析。最終得出結論，這三本期刊上，采用量化研究的論文數占實證研究總論文數的比例分別達到45.8%、43.6%和60.6%，量化方法呈現出單調遞增的趨勢。說明量化研究，在新聞傳播中越來越受到大多數研究學者們的青睞和信任。
三、展望與未來
其實，早在20世紀20年代，源于西方的社會調查和統計的思想就已經傳入我國。隨著這么多年社會學科和新聞傳播學自身的發展，量化分析的研究方法已經得到了研究者們的普遍認同。
1、統計方法應用多樣化
對數字處理更加精確隨著量化研究方法的發展，越來越多的統計學和數學方法被引入新聞傳播學的研究中。如李春成，張少臣等對上海五所高校學生對于政府信任度進行調查，對調查數據進行多元回歸方程分析和建立結構方程模型。媒介接觸習慣和媒介評價作為重要變量，出現在最后的結構方程中。尤薇佳等對受眾在面對突發狀況時如何選擇媒介和對媒介信任度的研究中使用了偏最小二乘法對數據進行處理，從正直信任、能力信任、善意信任、交互關聯度和個人信任傾向五個維度出發，進行路徑分析，建立結構方程模型。有效通過對于外部媒介接觸條件的測量，揭示了媒介信任度這一隱變量是如何隨著媒介渠道選擇變化而變化。對于突發事件者如何選擇媒介通道和優化信息效果提供了較好的建議。此文中使用的偏最小二乘回歸（PLS），研究的焦點是多因變量對多因變量回歸建模，能在自變量之間存在多重共線性的條件下進行建模，更易于辨識系統信息與噪聲,對因變量也有較強的解釋能力。
2、量化與質化研究之爭仍未平息
正如譚天在《新聞傳播學應加強質化研究》中指出的，質化研究不僅可以在某種程度上彌補自身分析欠缺精確性、研究沒有同一程序、很難建立公認的質量衡量標準的問題，而且質化研究可以解決量化研究局限于表層信息、無法獲得具體深入問題本質的弊端。而張敏更是指出，量化研究只是一種方法，對方法的迷信是不可取的。所以，質化研究和量化研究作為研究工具，其實是不分你我、彼此補充的，只有充分協調利用這兩種有效的工具，我們才能在研究傳播學的道路上越走越遠，以科學精神為指導，對于新聞傳播學科中亟待解決的各種問題有著更加深入的認識和了解。
作者：朱卉聶慧敏單位：新疆大學新聞與傳播學院
一、 研究假設
組織支持感是在社會交換理論的基礎上首次提出的概念，是員工有關組織是否尊重他們的貢獻和關心他們幸福感的感受（Eisenberger et al.，1986）。員工從組織中得到的重要的有價值的資源可以補充工作中消耗的資源從而有助于其職業倦怠的緩解，一些研究一致性表明，高度的組織支持和幫助對于緩解工作壓力和職業倦怠非常有效（王黎華、徐長江，2008;李金波等，2006;Haque & Nargi，2003）。因此，本研究提出假設1：
假設1：組織支持感負向影響情緒衰竭（1a）、非人性化（1b）和成就感低落（1c）。
資源保存理論認為，因為資源獲得能夠補償資源損失和幫助人們應對工作要求，因此能夠減緩人們的職業倦怠（Hobfoll，1993），研究也證實無論是個體內部資源如心理資本還是外部環境資源如組織支持均能夠負向影響職業倦怠（王黎華、徐長江，2008;毛晉平、莫拓宇，2004）。一種類型的資源會產生其他類型的資源，從而創造資源累積效應，導致有效應對和幸福等積極結果（Hobfoll，2002）。Bandura（2000）認為，雖然個體對環境的感知和適應取決于其內部的資源水平，但環境也為個體內部資源的培養提供土壤（Bandura，2000），換句話說，個人內部資源可能在環境因素和相關結果之間起中介作用（Xanthopoulou et al.，2007）。因此，本研究預期心理資本可能中介組織支持感與職業倦怠的關系，有研究為此假設觀點提供了證據，如Xanthopoulou等人（2007）研究發現，個人資源（包括組織自尊、樂觀和自我效能感三個成分）在工作資源（包括自主、社會支持、主管輔導和職業開發四個成分）與情緒衰竭之間起中介作用。據此，本研究提出假設2：
假設2：心理資本中介組織支持感與情緒衰竭（2a）、非人性化（2b）和成就感低落（2c）的關系。
關于職業倦怠三個成分之間的關系，Leiter和Maslach（1988）的模型認為，工作的情緒壓力首先導致個體的情緒衰竭，而一旦出現情緒衰竭，個體就會努力通過與服務對象保持距離和對他們表現出冷漠來應對情緒衰竭，因此情緒衰竭是非人性化的預測變量;非人性化出現以后，個體就會開始感到工作上不成功和在實際成就方面消極地評價自己，因此非人性化導致了成就感低落，而情緒衰竭則通過非人性化的中介對成就感低落產生影響。一些研究為上述觀點提供了實證支持，發現情緒衰竭正向預測非人性化，而非人性化又正向預測成就感低落（Leiter & Maslach，2004;Leiter & Maslach，1988）。因此本文提出，假設3和假設4：
假設3：情緒衰竭預測非人性化;
假設4：非人性化預測成就感低落。
二、 研究方法
1. 研究對象。發放中小學教師問卷410份，回收有效問卷351份。其中，女教師234人（66.70%），男教師117人（33.30%）;農村教師206人（58.70%），城市教師145人（41.30%）;未婚135人（38.50%），已婚216人（61.50%）;非班主任教師200人（57%），班主任教師151人（43%）。
2. 測量工具。
（1）組織支持感。采用在李銳等人（2009）研究中使用的中文版組織支持感量表，該量表有6個條目。本研究中該量表的內部一致性系數是0.90。
（2）心理資本。使用Luthans等人開發、李超平（2008）翻譯和修訂的心理資本量表（PCQ-24），該量表包括自我效能感、希望、樂觀和韌性4個維度共24個條目。在本研究中心理資本整體的內部一致性系數為0.90。
（3）職業倦怠。采用伍新春等人（2016）修編的中小學教師職業倦怠量表，該量表包括情緒衰竭（8題）、非人性化（6題）和成就感低落（8題）三個維度，其中成就感低落采用反向計分的方式。每個維度單獨計分，三個維度的內部一致性系數分別為：情緒衰竭0.92，非人性化0.73，成就感低落0.80。
三、 研究結果
1. 共同方法偏差檢驗。采用Harman單因素檢驗法對共同方法偏差進行檢驗。Harman單因素檢驗法的探索性因素分析發現，抽取的第一個因素只能解釋總變異的21.21%，未占到累計總變異（61.65%）的一半。另外，驗證性因子分析表明，五因素模型擬合良好，χ2/df=1.89，CFI=0.92，NNFI=0.92，IFI=0.93，RMSEA=0.05。因此，共同方法偏差不會對本研究造成影響。
2. 研究變量相關分析。如表1所示，組織支持感與心理資本顯著正相關，與情緒衰竭、成就感低落顯著負相關，而與非人性化不顯著相關。心理資本與情緒衰竭、非人性化和個人成就感均顯著負相關。情緒衰竭與非人性化顯著正相關，而與成就感低落不顯著相關。非人性化與成就感低落不顯著相關。
3. 組織支持感對職業倦怠成分的主效應。如果構念間關系是研究的主題，那么就非常有必要對構念的條目進行打包，因此本研究遵從Little等人（2002）的建議，采用他們推薦的條目打包技術，把心理資本的4個維度、組織支持感條目隨機形成的3個包、情緒衰竭條目隨機形成的4個包、非人性化條目隨機形成的3個包、成就感低落條目隨機形成4個包，分別作為各構念的指標變量。把性別、地區、班主任和婚姻等人口統計學變量作為控制變量，運用結構方程模型檢驗組織支持感對職業倦怠成分的主效應，使組織支持感指向職業倦怠三個成分，同時根據Leiter和Maslach（1988）模型觀點使情緒衰竭指向非人性化、非人性化指向成就感低落構建模型1，結果顯示模型擬合良好：χ2/df=1.84，CFI=0.96，NNFI=0.94，IFI=0.96，GFI=0.93，RMSEA=0.049，組織支持感對情緒衰竭（β=-0.17，p?0.01）和成就感低落（β=-0.28，p?0.001）的影響顯著，假設1a和1c得到支持，而組織支持感對非人性化的影響不顯著（β=-0.02，p>0.05），假設1b沒有得到支持;情緒衰竭對非人性化影響顯著（β=0.62，p?0.001），非人性化不預測成就感低落（β=0.12，p>0.05），假設3得到支持，而假設4沒有得到支持。組織支持感主效應模型路徑系數如圖1。
4. 心理資本的中介作用。采用上述同樣的條目打包技術，控制性別、地區、班主任和婚姻等人口統計學變量，運用結構方程模型檢驗心理資本的中介效應，使組織支持感指向心理資本、心理資本指向倦怠的三個成分，同時使情緒衰竭指向非人性化、非人性化指向成就感低落構建完全中介模型2，并且通過基準模型（模型2）與另外四個競爭模型（部分中介模型）的嵌套模型比較來選擇一個與數據擬合較好且相對簡約的模型。如表2所示，模型2（基準模型）與模型3（？駐χ2=0.23，？駐df=1，p>0.05）、模型4（？駐χ2=0.01，？駐df=1，p>0.05）、模型5（？駐χ2=3.04，？駐df=1，p>0.05）和模型6（？駐χ2=3.33，？駐df=3，p>0.05）的差異均不顯著，根據簡約原則，本研究排除模型3、模型4、模型5和模型6四個競爭模型，最終選擇模型2這一相對簡約的模型。模型2路徑系數如圖2。
注：模型3：基于模型2增加組織支持感情緒衰竭的直接路徑。
模型4：基于模型2增加組織支持感非人性化的直接路徑。
模型5：基于模型2增加組織支持感成就感低落的直接路徑。
模型6：基于模型2同時增加組織支持感情緒衰竭、組織支持感非人性化和組織支持感成就感低落的直接路徑。
圖2完全中介模型路徑分析結果顯示，組織支持感與心理資本（β=0.39，p<0.001）、心理資本與情緒衰竭（β=-0.40，p<0.001）路徑系數均顯著，因此心理資本在組織支持感與情緒衰竭之間起完全中介作用，假設2a得到支持;組織支持感與心理資本（β=0.39，p<0.001）、心理資本與成就感低落（β=-0.61，p<0.001）路?較凳?均顯著，因此心理資本在組織支持感與成就感低落之間起完全中介作用，假設2c得到支持;組織支持感與心理資本路徑系數顯著（β=0.39，p<0.001），但心理資本與非人性化路徑系數不顯著（β=-0.04，p>0.05），表明心理資本在組織支持感與非人性化之間不具中介作用，假設2b沒有得到支持。路徑分析結果還顯示，情緒衰竭正向影響非人性化（β=0.63，p<0.001），而非人性化對成就感低落影響不顯著（β=-0.06，p>0.05），進一步表明假設3得到驗證，而假設4沒有得到支持。
四、 結果討論
本文的理論貢獻主要在于探討了組織支持感對職業倦怠影響的作用機制，以及西方有關職業倦怠三個成分間關系的研究結論在中國情景下的適用性。通過組織支持感、心理資本和職業倦怠三者關系的探討，本研究主要得到以下結論：
Key words： ice-snow tourism industry；upgrade path；principal component analysis；conical spiral
中圖分類號： F59 文獻標識碼：A 文章編號：1006-4311（2015）17-0189-04
1 研究背景及問題析出
作為一種世界范圍流行的主題休閑旅游方式，冰雪旅游在歐美等國家已經歷了百余年的發展歷程，在亞洲日本、韓國等國家也有五十余年的發展歷史[1] 。作為旅游行業中一朵冰晶璀璨的雪蓮，冰雪旅游及其附屬產業正為整個旅游產業的經濟產值貢獻著愈來愈多的經濟份額。我國的冰雪旅游于1985年始于黑龍江省哈爾濱市，后經不斷地成長，現階段已大范圍發展于我國的東北地區（主要指黑龍江、吉林、遼寧三省），且日益成為我國冬季旅游方式的首選意愿。但由于“冰雪旅游”本身的起步時間遠遠遲滯于歐美及日韓等國家，旅游（滑雪）設施簡陋、旅游特色缺失、服務項目抽條、相關職能部門監管失靈等問題的出現卻在客觀上造成了相當比例游客旅游體驗與其消費價值在整個旅游經濟創造過程中的極大不協調。這種不協調反映于我國冬季旅游市場在客觀層面發育周期上的稚嫩，更多的還體現出整個冰雪旅游產業在主觀層面對于發展模式選擇上的滯后和被動。
略領先于現實環境中冰雪旅游產業的發展狀況，理論層面對于冰雪旅游及其附屬產業發展模式的研究處于探索進階階段。較有代表性的成果有張春艷（2008）對冰雪旅游在資源價值構成及實現機制層面作的基于產業發展、結構優化和環境調控方面提升冰雪旅游資源價值策略的相關研究[1，2]，但整體研究方法更側重于理論框架的搭建，在實證方面略顯單薄。吳偉偉（2010）分別在吉林和黑龍江選取兩處采樣點對冰雪旅游價值評價體系的指標權重利用主成分分析法做了實證研究，并抽取經濟要素、文化要素和生態要素為結論指標[3]，但計量指標及被試樣本數值仍遵從于張春艷2008年的樣本數據，因此實證效度有待商榷。王玲（2010）利用CNKI期刊源對國內外冰雪旅游開發與研究的理論成果加以綜述，得出需要在理論研究上對各地及全國冰雪旅游開發做出全面而系統的規劃，并針對地方旅游發展特點對于不同類型的冰雪旅游開發模式進行深入的比較分析的結論[4]，但并未給出更具針對性的研究建議。其它關于冰雪旅游及其產業發展方面的研究較多歸集于發展策略、競爭機制及政府規劃等三方面的研究，研究方法多傾向于理論層面研究，在此不再贅述。總體而言，國內理論界對于冰雪旅游產業發展方面的研究較多的側重了理論框架的搭建，研究方法和政策建議趨同，研究視角多局限于扶植政策、集聚機制或評價權重等單一維度。未能有綜合以上多個維度的分析角度且基于實證基礎的研究，而這正是本文得以展開的研究視角。
本文選取我國冰雪旅游的發源地，黑龍江省哈爾濱市為樣本空間，有約束條件地選取200名特征身份人員作為被試樣本來分析我國冰雪旅游產業升級所迫切需要解決的權重問題，并基于此建立數理模型以定性分析我國冰雪旅游產業升級的爬升路徑，最后給出關鍵升級節點的相關路徑分析。
2 數據來源及統計解釋
2.1 樣本特征
因考慮到本課題的縱深剖析前提需具備一定的經濟學或管理學基礎（經歷），故在樣本采樣特征的覆蓋上我們有所限定：即要求被試樣本具備與經濟學科相關的研究經歷或學習過程，或具備企業管理、行政規劃制定的工作性質或旅游業內人士。基于以上三部分既定樣本特征的考慮，我們將樣本空間限定于高校經濟學科教師及社科研院究所人員、政府相關業務部室人員、相關企業中層以上人員和旅游業內人士四部分人員。因約束條件的限定，偶遇抽樣（Accidental Sampling）的采樣方式僅適用于小部分被試樣本，絕大部分采樣過程按前期預約、分層抽樣（Stratified Sampling）方式進行。因此樣本數據的收集難度和采集周期亦隨之放大，整個樣本空間共按既定數據特征選取被試200人，采集周期自2010年8月初持續至2011年1月末。其中，高校教師和社科院研究所專家樣本100人，覆蓋樣本空間50%，折半占優。相關企業中層以上人員40人，政府相關業務部室人員30人，旅游業內從業者30人，各覆蓋樣本空間20%、15%和15%。可以看到，樣本的學術背景和從業經歷與課題研究的理論相關性和實踐性緊密，抽樣代表性顯著。
2.2 問卷設計
問卷題目的設計主要采取專家咨詢的方式析出。考慮到采樣數據的統計意義和易計算性，問卷形式被設計為封閉性、單項選擇式問卷，單選過程以對權重的認可程度被抽象為統計學意義。權重測度以李克特量表為設計依據，即將被試樣本對政策量表的認可程度按照“很重要”、“比較重要”、“一般重要”、“不甚重要”、“很不重要”5個量級的權重指標從高到底分別以5分、4分、3分、2分、1分相應度量[5]。初始問卷共設計權重問題20道，經對問卷題目相關性檢驗，濾除高相關題目4道，低相關性問題1道，最終問卷共體現問題15道。具體問卷題目與量表的對應關系如表1所示。按照量表數目與被試數目需滿足最低限度為1：5的建議比例[6]，被試案例應控制在75人以上，本案被試樣本為200人，滿足測試容量要求。
2.3 統計分析
我們以因子分析法和主成分分析法來分析被試特征群體對于發展冰雪旅游產業這一宏觀問題所傾向的對于相關政策、措施的認可權重。首先我們對樣本統計矩陣做信度分析、KMO檢驗和Bartlett檢驗以判定其作因子分析的可靠性和顯著性。經檢驗，本案量表的KMO值為0.858，介于0.8～0.9之間的建議區間[6]，且球形檢驗的顯著性水平為0.000，即拒絕假設，適合作因子分析。依據匹德森（Peterson）研究建議，克朗巴哈α值水平在0.6以上為研究數據可使用的最低標準[7]。本研究的克朗巴哈α值為0.868，信度值已經遠遠高于0.6的最低接受標準，且同時滿足0.7以上的SPSS信度經驗操作要求，表明本研究的數據可靠性較高。我們對量表進行主成分分析，共萃取得到三方面主要成分，且主成分對方差的總解釋累計貢獻率已達到88.944%，達到了良好的代表結果。與主成分萃取同步，我們點選了陡坡圖（碎石圖）選項，可以看到，在第三個成分點后，Slot曲線斜率趨于平坦，進一步驗證了主成分萃取解釋效度。
主成分萃取后，我們對比原始成份矩陣以分析Q1～Q15與主成分的分類相關。原始成份矩陣與經一次最大方差法正交轉置后的成份矩陣如表2所示，其載荷主成分分類情況如表3所示。可以看到，經主成分萃取后，分析變量被抽象為政府政策扶植層面、冰雪文化衍生層面與企業技術進步層面等3方面主要相關因素。而與政府政策扶植層面相關度較高的因子1類別又占有7列量表，即合計占優46.7%。冰雪文化衍生層面和企業技術進步層面分別占優26.7%和20%。由主成分的占優結果可以得出以下結論：冰雪旅游產業的發展主要取決于政府在政策層面的有效支持，其推進效率可達到所有助推效能的一半比例，占主導推進地位。冰雪文化衍生層面和企業技術進步層面合計分配另外一半推進效能，占輔助推進地位。需要說明的是，Q14因素與3類主成分都成較低程度的相關性，未被剔除問卷主要是出于觀測被試樣本對于參與冰雪旅游產業意愿的主觀考慮。但“一般重要”以上意愿的統計率僅為18%，表明了特征人群對冰雪旅游產業較低的主觀參與度。
3 冰雪旅游產業圓錐螺旋線升級模型
由文章的第二部分，我們得出冰雪旅游產業的發展主要取決于政府政策扶植層面、冰雪文化衍生層面和產業技術進步層面三個維度的資源支持。但這三個維度的資源發揮效能的運行規律又是怎樣的呢？本部分我們將通過搭建數理層面的產業升級模型來加以解析。
我們所建立的冰雪旅游產業升級路徑模型以經濟產值M為最終度量目標。相應于文章第二部分主成分抽取后的結論，我們將冰雪旅游產業升級路徑的定性分析維度擴展定義為政策扶植ploy維度、文化衍生旋度rot維度（本處“旋度”概念的引入主要是為體現出文化衍生、創意產業對于冰雪旅游產業在吸引外部資金、政策及其它社會資源方面的匯聚作用）、技術進步周期t維度及經濟產值M維度。
由于政府制定政策具有短期持續性和階段拉動性的作用，所以我們以階躍函數的形式表征扶植政策對于M的拉動作用，圖1中以M（p）表示。由階躍函數的基本特性易知，M（p）具有區間常數和線性的基本性質。在不考慮政策突變及較大政策扭曲的情況下，扶植政策對于M的影響具有階段可持續性的正向拉動的作用。如果扶植政策的助推效率顯著，則在一定的時域區間內還會出現對于經濟產值的指數拉動效應，但考慮到我國冰雪旅游產業尚處于初級發展階段，總體上我們仍用階躍函數表征。相應于占主導推進地位的扶植政策維度而言，文化衍生、概念創意產業等重點受扶植項目在對于外部資源的吸引、匯聚方面會產生顯著的“負源”作用，即具有吸引外部資金資源及其它社會資源持續進入的匯聚作用[8]。相應地，資源旋度的增加會帶動資源通量流密度的增加，這是整個產業經濟值得以增加的一個顯著指標[9]。伴隨文化創意地不斷衍生、裂變，文化衍生旋度會對冰雪旅游產業的發展、擴張起到呈現指數級跳變的助推作用[10]。這一點，近年來我國冰雪旅游的持續升溫及冰雪旅游產業鏈的雙向延長就是充分的例證。我們用形如r（t）=r0e的數學形式來表征這種指數成長效果。式中，積分域內的拉米頓算子與資源流速Vt的點積結果表征為資源散度場，如果資源旋度場引發了穩定的資源散度場，則資源通量流密度可簡化表征為r（t）=r0e，圖1中以M（r）表示[11]。易見，適時且優勢的利導政策是引發文化衍生旋度維度內資源通量流密度指數表征的顯著動因，政策維度對于文化衍生旋度維度具有先期激發作用。下一個需要考慮的維度是冰雪旅游產業內技術進步及知識溢出自身周期特性的維度。標準的技術進步周期大體同步于產業集群的生命周期，即集群中后期的技術進步及知識溢出對整個產業的經濟產值所產生的拉動效率最為集中，我們可以簡單地用正態分布函數加以表示，其數學表征為M（t）=e/σ，以M（t）表示。圖1中所繪的技術進步生命周期曲線為標準表征，并未附加政策扶植維度與文化衍生旋度維度的正向載荷影響。然而現實中，正態分布曲線的衰退期未必會以對稱周期的形式出現，抑或者說，地方政府層面和企業聯盟方面會不斷地利用制度創新和技術創新來推遲其后半周期的到來。如果產業接續及時，產業鏈嵌套全球產業鏈契合良好，則產業成長效能亦會出現階躍提升的情況，這也正是我們所希望看到的產業升級的波峰狀態。將政策扶植ploy維度、文化衍生旋度rot維度、技術進步周期t維度及經濟產值M四個維度融合分析，我們即可得出理想狀況下我國冰雪旅游產業集群的升級路徑模型。需要說明的是，我們考慮的情況只涵蓋政策觸發效率良好且文化衍生及技術進步對廣義資源（資金及其它社會資源）旋度構成正向激發效用的情況，基本思想是將各維度內的表征函數進行差乘并加入誤差項。差乘的原因是考慮到不同維度條件的經濟場的疊加可能會對政策象限造成非線性扭曲，所以在此約束了最終路徑函數的方向性性質。考慮到階躍函數具有常數和線性性質，則最終路徑函數的圖形表現形式主要只與M（p）及M（r）顯著相關，定點值與M（t）正相關。這樣，我們將四維度計算降維為三維圖形表征問題。易得，最終的路徑函數具有類似于圓錐螺旋線方程（圓錐螺旋線方程表征為：x=（R?et）cosωt，y=（R?et）sinωt，z=H?et。M（r）與M（t）的指數形式與x和y的表征形式相近，所不滿足的平方和關系是螺旋半徑。考慮到政策的指數效應，則M（p）與z可以良好替代）的表征形式。圖1中以標準圓錐螺旋線表示。當然，我們考慮的情況基本上近乎理想情況，實際條件下冰雪旅游產業升級的螺旋爬升速度還要受到諸多方面的制約。
4 冰雪旅游產業升級相關路徑分析
比照冰雪旅游產業三維度圓錐螺旋線升級模型，我們應用SPSS17.0對降維后的政策扶植P維度、文化衍生R維度及技術進步T維度的三維爬升模型所涉及的主成分因子進行Spearman相關分析，并得出其相關系數以表征助推路徑，統計結果如圖2所示。可以看到，在0.01水平（雙側）顯著相關條件下，P維度內的Q1、Q12及Q15等3個主要因子對T維度內的Q2、Q5及Q7因子指標產生統計意義上的顯著相關推進作用。這也證明了延長冰雪旅游產業鏈長度、加強政府對冰雪旅游相關產業在政策、資金方面的扶植力度、加強建設冰雪旅游產業研發、商洽等綜合示范性平臺建設三方面政策建議對冰雪旅游產業本身技術進步及知識溢出效率所起到的正向促進作用。R維度內，Q11在0.05水平（雙側）顯著相關條件下分別對T維度內的Q5因子及P維度內的Q15因子產生顯著相關，由此我們可以看到高校相關理論學科的發展對于冰雪旅游產業國際化運營及示范性平臺建設中所起到的積極作用。需要額外說明的一點是，文化衍生R維度內，相關的因子載荷產生了較大程度且多于其它兩個維度內的自相關，這也在客觀層面上驗證了冰雪旅游產業的實際運營操作落后于理論（文化）研究的發展現狀。其它相關路徑系數如圖2所示，統計結果所表征的其它現實意義在此不再贅述。
5 結論
本文結合我國冰雪旅游產業的發展現狀，以統計權重為基礎，定性層面上構建了我國冰雪旅游產業發展的圓錐螺旋線升級模型，限定約束條件下對200名被試樣本進行了實證分析，取得了以下研究結論：
①我國的冰雪旅游產業仍處在發展初期，冰雪旅游市場也正處于成長初期，相關的產業制度建設及行業運行準則仍需進一步規范。延長冰雪旅游產業鏈的有效長度以促進其產業技術進步及知識溢出效率是整個產業得以發展升級的關鍵指標。
[關鍵詞] 數據挖掘Web數據挖掘電子商務
網絡技術和數據庫技術飛速發展，電子商務顯示出越來越強大的生命力，同時各種基于互聯網的商業Web站點也面臨越來越激烈的競爭。如何了解到顧客盡可能多的愛好和價值取向，為顧客提供更優質的服務成為電子商務發展迫切要解決的問題。而電子商務網站的顧客在Web上的行為都會產生大量數據信息，不僅包括本次交易信息而且還有利用搜索引擎，以及在站點內進行瀏覽的相關數據。利用數據挖掘技術可以有效地幫助企業分析這些數據，優化Web站點拓撲結構，指導企業調整營銷策略，給客戶提供動態的個性化的高效率服務。
一、Web數據挖掘
Web數據挖掘(Web Data Mining)，是數據挖掘技術在Web環境下的應用，是從大量的Web文檔集合和在站點內進行瀏覽的相關數據中發現潛在的、有用的模式或信息。它是一項綜合技術，涉及到Internet技術、人工智能、計算機語言學、信息學、統計學等多個領域。對應于不同的Web數據，Web挖掘也分成三類：Web內容挖掘、Web結構挖掘和Web使用模式挖掘。
Web使用模式挖掘(Web Usage Mining)是對用戶訪問Web時在服務器方留下的訪問記錄進行挖掘，它通過挖掘Web日志文件及客戶交易數據來發現有意義的用戶訪問模式和相關的潛在用戶群。其主要特點是對用戶信息數據進行抽取、轉換、分析和其他模型化處理，從中提取輔助商業決策的關鍵性數據。
盡管Web挖掘的形式和研究方向層出不窮，但隨著電子商務的興起和迅猛發展，Web挖掘的一個重要應用方向將是電子商務系統。電子商務是數據挖掘技術最恰當的應用領域，因為電子商務可以很容易滿足數據挖掘所必需的因素:豐富的數據源、自動收集的可靠數據，并且可將挖掘的結果轉化成商業行為，商業投資可以及時評價。其中與電子商務關系最為密切的是Web使用模式挖掘。
二、電子商務中Web挖掘的數據源
在Web上可以用來作為數據挖掘分析的數據量比較大，而且類型眾多，總結起來有以下幾種類型的數據可用于Web數據挖掘技術產生各種知識模式。
1.服務器數據
客戶訪問站點時會在Web服務器上留下相應的日志數據，這些日志數據通常以文本文件的形式存儲在服務器上。一般包括sever logs、error logs、cookie logs等。
2.查詢數據
它是電子商務站點在服務器上產生的一種典型數據。例如，對于在線客戶也許會搜索一些產品或某些廣告信息，這些查詢信息就通過cookie或是登記信息連接到服務器的訪問日志上。
3.在線市場數據
這類數據主要是傳統關系數據庫里存儲的有關電子商務站點信息、用戶購買信息、商品信息等數據。
4.Web頁面
主要是指HTLM和XML頁面的內容，包括本文、圖片、語音、圖像等。
5.Web頁面超級鏈接關系
主要是指頁面之間存在的超級鏈接關系，這也是一種重要的資源。
6.客戶登記信息
客戶登記信息是指客戶通過Web頁輸入的、要提交給服務器的相關用戶信息，這些信息通常是關于用戶的人口特征。在Web的數據挖掘中，客戶登記信息需要和訪問日志集成，以提高數據挖掘的準確度，使之能更進一步的了解客戶。
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三、Web數據挖掘在電子商務中的應用
利用Web數據挖掘技術可以在站點上挖掘出來的知識模式有以下幾個:路徑分析、關聯規則的發現、序列模式的發現、分類規則的發現、聚類分析等。Web數據挖掘在電子商務中的具體應用有以下幾點：
1.發現潛在客戶
用戶在網站上的瀏覽行為反映了用戶的興趣和購買意向。對一個電子商務網站來說，了解、關注在冊客戶群體非常重要，但從眾多的訪問者中發現潛在客戶群體也同樣非常關鍵。如果發現某些客戶為潛在客戶群體，就可以對這類客戶實施一定的策略使他們盡快成為在冊客戶群體。對一個電子商務網站來說也許就意味著訂單數的增多、效益的增加。
2.提供優質個性化服務，提高客戶忠誠度
在電子商務中，傳統客戶與銷售商之間的空間距離對客戶來說己經不復存在，客戶從一個電子商務網站轉換到競爭對手那邊，只需點擊幾下鼠標即可。網站的內容和層次、用詞、標題、獎勵方案、服務等任何一個地方都有可能成為吸引客戶、同時也可能成為失去客戶的因素。通過對客戶訪問信息的挖掘，就能知道客戶的瀏覽行為，從而識別用戶的忠實度、喜好、滿意度，了解客戶的興趣及需求，動態地調整Web頁面以滿足客戶的需要。在Internet上的電子商務中一個典型的序列，恰好就代表了一個購物者以頁面形式在站點上導航的行為，所以可運用數據挖掘中的序列模式發現技術進行挖掘。
3.改進站點設計
對Web站點的鏈接結構的優化可從三方面來考慮:
(1)通過對Web Log的挖掘，發現用戶訪問頁面的相關性，從而對密切聯系的網頁之間增加鏈接，方便用戶使用。
(2)利用路徑分析技術判定在一個Web站點中最頻繁的訪問路徑，可以考慮把重要的商品信息放在這些頁面中，改進頁面和網站結構的設計，增強對客戶的吸引力，提高銷售量。
(3)通過對Web Log的挖掘，發現用戶的期望位置。如果在期望位置的訪問頻率高于對實際位置的訪問頻率，可考慮在期望位置和實際位置之間建立導航鏈接，從而實現對Web站點結構的優化。
4.聚類客戶
許多企業都對企業的客戶、市場、銷售、服務與支持信息進行深層次發掘和分析，對客戶價值進行分類，發現新的市場機會，增加收入和利潤。在電子商務中客戶聚類是一個重要的方面。通過分組具有相似瀏覽行為的客戶并分析組中客戶的共同特征，可以幫助電子商務的組織者更好地了解自己的客戶，及時調整頁面及頁面內容使商務活動能夠在一定程度上滿足客戶的要求，向客戶提供更適合、更面向客戶的服務，使商務活動對客戶和銷售商來說更具意義。
【中圖分類號】 R 395.6 B 844.2
【文章編號】 1000-9817(2010)11-1387-03
【關鍵詞】 客體依戀；人際關系；抑郁；回歸分析；學生
依戀關系會影響人際關系質量、生活滿意度和心理問題的發生［1］。成人依戀可以劃分為安全型和不安全型依戀（回避型、焦慮型和害怕型）。研究表明，不安全依戀群體抑郁情緒水平較高，而安全依戀群體抑郁情緒水平較低［2］。歸因風格是人們解釋預料之外事件結果的一種穩定的認知風格，可以分為樂觀和悲觀2類。消極的歸因風格在依戀與抑郁情緒間起部分中介作用［3-4］。研究者推測，這可能是由于不安全依戀的個體采用一種自我批評、概括化認知的傾向來維持其自尊所導致［4］。 集體主義一般指群體使個體相互聯系、承擔群體的責任，重視群體的目標、群體的共同價值觀［5］，是東方文化的價值觀。有研究發現，集體主義（相互依靠）與亞洲人抑郁情緒的發生具有負相關關系［6-7］。本研究目的在于分析以上3個變量對于大學生抑郁情緒的影響，并進一步分析3個變量之間的相互作用機制。
1 對象與方法
1.1 對象 選取武漢市3所重點高校大學生為研究對象，在課堂上發放問卷420份，實際回收有效問卷395份，回收率為94.05%。男生233名，占59.0%；女生162名，占41.0%。
1.2 方法 主要采取問卷調查法。所用問卷包括：（1）親密關系問卷（Experience of Close Relationship, ECR）［8］。ECR含36個條目，是7點計分Likert量表（1=完全不符合，7=完全符合）。ECR分別測量親密關系的依戀焦慮和依戀回避2個維度。本樣本中二維度信度分別為0.83，0.82。為便于比較，本研究使用依戀焦慮和依戀回避的平均分。EASQ信度為0.83。（2）擴展歸因問卷短版(Expanded- Attributional Style Questionnaire-Short，EASQ-S)［9］。EASQ含12個場合，每個場合從自身性、穩定性和整體性3個維度評分，共計分36次。分數越高代表歸因方式越悲觀。為便于比較，本研究使用歸因方式的平均分。（3）集體主義量表短版（Individualism-collectivism Scale-Short, ICS-S）［10］ICS含33個條目，是6點計分Likert量表（1=完全不同意，6=完全同意）。ICS分別測量同事和朋友的支持和相互溝通(CF)、父母的意見和分享(PA)，親戚和鄰居的影響(KN)，與父母和配偶的獨立性(PS)以及鄰居的社會分離5個因子(NE)。其中CF，PA和PS3個因子進一步構成高階因子“群體團結”，KN和NE進一步構成高階因子“社會責任”。其信度為0.75。（4）抑郁自評量表（Self-Rating Depression Scale，SDS）［11］SDS由20個條目構成，按1～4級評分，信度為0.83。
1.3 統計學分析 采用SPSS10.0進行統計分析，主要的統計方法包括描述統計、相關分析等。采用Lisre18.7進行結構方程模型(SEM)分析。
2 結果
2.1 親密關系、歸因方式、集體主義和抑郁的相關分析 由表1可以看出，ICS的“社會責任”與其他相關變量無顯著相關，EASQ的“自我-他人”與“群體團結”、抑郁情緒、依戀回避無顯著性相關，依戀焦慮與EASQ的3個維度和抑郁情緒顯著相關。相關分析初步表明，依戀焦慮、依戀回避和歸因風格與抑郁情緒呈中等程度的正相關關系，而群體團結與抑郁情緒呈顯著負相關關系。
2.2 個人-集體主義等因素對大學生抑郁情緒的多元回歸分析 在相關分析的基礎上，進一步采用回歸分析依戀、歸因和集體主義對大學生抑郁情緒的預測作用。從表2可知，EASQ的穩定-暫時因子沒有進入回歸方程。對大學生抑郁情緒的預測因子中，以依戀焦慮對抑郁情緒方差貢獻最大，其次分別是依戀回避，歸因的“整體-局部”因子和“群體團結”。在依戀風格和歸因方式影響之外，群體團結越高，則個體越不易產生抑郁情緒。
2.3 依戀、歸因和集體主義與大學生抑郁情緒的路徑分析 本研究將歸因方式作為依戀風格與抑郁情緒的中介變量。ICS的社會責任因子和EASQ的自我他人因子與抑郁相關不顯著，EASQ的穩定-暫時因子對抑郁情緒的方差沒有獨立貢獻。因此，路徑分析中沒有納入這2個因子。模型1為“整體-局部”作為完全中介變量，即依戀焦慮和依戀回避完全通過影響歸因之“整體-局部”因子而作用于抑郁情緒；模型2為“整體-局部”作為部分中介變量，即依戀焦慮和依戀回避既直接作用于抑郁情緒，也通過影響歸因方式之“整體-局部”間接作用于抑郁情緒。模型1和模型2的擬合指數見表3，模型2的路徑系數見圖1。
從圖1可知，依戀焦慮、依戀回避和消極的歸因方式都是抑郁情緒發生的促進因素（P值均＜0.05），而群體團結則是抑郁情緒發生的抑制因素（P＜0.05）；歸因方式在依戀焦慮對抑郁的作用上起部分中介作用，而依戀回避與群體團結直接作用于抑郁情緒。依戀回避作用于整體局部的路徑系數為0.05（P＞0.05）。因此，整體局部僅在依戀焦慮對抑郁情緒的影響上起部分中介作用，整個方程能解釋抑郁情緒方差的22%，中介效應占總效應的比例為23%。
3 討論
3.1 依戀與抑郁情緒 依戀風格表示親密關系中一種穩定的行為特點和情感體驗特點。在大學生抑郁情緒的預測因子中，預測力以依戀焦慮最大，其次是依戀回避。該結果表明，大學生的親密關系體驗對抑郁情緒發生有重要影響。在遇到有威脅的情境時（如壓力事件），依戀系統會被激活。不安全型依戀個體會認為自己沒有價值、不值得愛，他人也不值得信任。消極的自我-他人模型使個體難以以適應的方式緩解負面情緒，從而帶來更多的負面情緒，并進一步發展為心理疾病［1，3］。
3.2 歸因方式與抑郁情緒 Abramson等［12］認為，當個體對消極事件作出自我的、整體的和穩定的歸因時，會認為事件是不可控制的，容易產生無助感，最終導致焦慮和抑郁情緒。本研究表明，當個體傾向于作出整體歸因時，容易產生抑郁情緒。
但是，穩定暫時歸因和自我他人歸因與抑郁情緒的關系還不能有肯定的結論。這是因為，穩定暫時歸因與整體局部歸因相關較高（0.462）。從多元回歸分析可以看到，僅整體局部歸因對抑郁情緒方差有獨立貢獻。其次，本研究與以往的研究結果一致發現，歸因方式的自我-他人因子信度較低（α）［9，13］，導致無法決定是測量工具本身的問題導致自我歸因與抑郁情緒無關，還是自我的歸因不直接產生抑郁情緒。
3.3 依戀與歸因方式的關系 按照Weiner［14］的歸因理論，個體經歷預料之外的成功或失敗是歸因過程引發條件；若個體進行了不可控的、穩定的歸因，則容易引發負面情緒。按照成人依戀的自我-他人模型，依戀回避的個體對他人持消極觀念，但對自己則可能持有積極的信念。在面對消極事件時，持有積極信念的個體首先會想到是“別人的不是”，因此這些個體能較好地維持自尊而不引起歸因過程。相反，依戀焦慮是個體對自己持消極觀念，這些個體在面對消極事件時，首先想到的是“自己的不是”，從而對個體的自尊感產生威脅。一旦對自尊產生威脅，則會引發歸因過程。有研究發現，不同依戀類型的個體在填寫測量自尊的自陳式量表時，持消極自我觀念的個體往往采用“防衛”的方式表現出較高的外顯自尊，但這些個體的內隱自尊較低［15］。
3.4 集體主義與大學生抑郁情緒 ICS從配偶、父母、親戚、鄰居、朋友和同事等5種社會角色與個體的關系方面編制條目來測量集體主義。個體越重視與配偶、父母、親戚、鄰居、朋友和同事的態度、意見和影響，則個體的“集體主義”得分越高。研究結果表明，親戚、鄰居對大學生的影響較少。這可能與傳統上穩定的“街坊、鄰居”和“親戚關系”已經淡化有關［16］。“群體團結”與抑郁情緒呈中等程度的負相關關系，該結果表明父母、配偶以及同事朋友對大學生的影響較大，且對抑郁情緒的發生具有抑制作用。
在依戀風格與歸因方式對大學生抑郁情緒影響之外，對中國大學生而言，表示集體主義傾向的“群體團結”能負向預測抑郁情緒的發生，這與國外的研究結論［5-6］一致。該結果可能與中國文化重視集體目標、集體共同價值觀有關。重視集體目標、集體共同價值觀的個體容易為社會接受，不易產生抑郁情緒；重視個體目標、個體獨立性的態度容易為社會拒絕，容易產生抑郁情緒［5］。社會支持與抑郁情緒的負相關關系是研究中較為肯定的結論［17］，從這點推論，進一步的研究需要驗證“群體團結”可能帶來較高的主觀社會支持感，從而降低了抑郁情緒。
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關鍵詞：城鎮化；產業升級；一體化；效益
DOI：10.16640/ki.37-1222/t.2017.04.090
1 引言
1.1 新型城鎮化的現狀分析
1.1.1 國內現狀
我國城鎮化起步較晚，關于新型城鎮化理論主要集中在城鎮化動力機制，城鄉關系和城鎮化道路選擇等方面，由于我國國情復雜，政治，經濟等方面的因素都對我國城鎮化建設產生影響。2015年以來，承德市完成撤鄉改鎮11個，加快了就近，就地域城鎮化步伐，加大農村基礎設施建設力度。“十二五”期間，建設農村公路6403公里，新改建橋梁321座。2015年城鎮化率新增15%，增幅居全省第四。
1.1.2 國外現狀
國外暫時沒有關于“新型城鎮化”的研究，但是關于“城鎮化”的研究較為豐富，也遠遠早于我國。國外專家學者從區域角度上認為實現城鄉一體化是城鎮化的最終結果。美國提出的“全球區域城市”的觀點都表明當今社會的城鎮化化發展的最明顯特征。
1.2 研究目的
提出的兩個一百年的奮斗目標及實現中華民族偉大復興，前提都是要實現全面建設小康社會，而體現全面建成小康社會的全面的一個重要基礎就是實現城鄉區域一體化。協調是實現發展的內在要求，而共享是中國特色社會主義的本質要求，實現新型城鎮化能夠更好的讓全體人民共享經濟發展的成果，同時為經濟發展提供強大的內在動力。
1.3 推進新型城鎮化的意義
1.3.1 推進新型城鎮化能夠產生比較效益
比較效益是產生在分工基礎上的貿易比較優勢所帶來的經濟利益。農業的比較效益低于二、三產業，它是城化發展的第一原動力。推進農村城鎮化，有利于推動二、三產業發展，綠色農業的發展，產生經濟效益。
1.3.2 推進新型城鎮化能夠產生規模效益
規模效益較大的城鎮化基礎設施可以實現共享，為人口經濟活動集中提供了市場動力。企業，人口的集中可以節約運輸成本，洽談等交易費用，產生多方面的規模經濟，從而降低經濟社會的成本。
1.3.3 推進新型城鎮化能夠產生集聚效益
地域上的集聚可以產生互補利益，人口，企業及相關社會經濟活動的空間集中，大大產生了信息交換和技術擴散，同時刺激了新知識，新觀念的產生。
2 承德市推行新型城鎮化遇到的問題
2.1 對于城鎮化的理解不夠深刻
對城鎮化項目的片面理解，認為城鎮化建設就是基礎設施建設加房地產開發。近年來，承德市經濟水平穩步提升，但與經濟發展并不相適應的是人民素質及城市化意識。同時，城鎮化是一個新事物而不同于城市化，對于經濟發展處于初級階段的承德市來說，尚缺乏豐富的經驗和系統的規范。
2.2 市民化進程滯后，存在二元結構矛盾
大量農業轉移人口難以融入城市社會，市民化進程滯后。被納入城鎮人口的農民工及其家屬未能在教育、就業、醫療、養老等方面平等享受城鎮居民的基本服務，城鎮內部出現新的二元結構矛盾，存在著社會風險隱患。
2.3 土地利用不合理
土地城鎮化快于人口城鎮化，城鎮用地粗放低效。承德市在進行城鎮化的過程中存在著開發區和工業園區占地過多，建成區人口密度低，耕地減少過快的問題，浪費了大量的土地資源，同時也威脅了糧食安全。
2.4 城市病問題突出，服務管理水平不高
一些城市空間無序開發，人口過度密集，重經濟發展，輕環境保護，重城市建設，輕管理服務，交通擁堵問題嚴重，大氣、水、土壤等環境問題加劇，這些問題都給城鎮化建設造成很大的阻礙。
2.5 城鎮化體系建設機制不健全，阻礙了城鎮化健康發展。
基于統計學的基本統計方法，運用基期、環比等方式對我市現行的戶籍管理、土地管理、社會保障等方面進行了具體計算與分析，發現在一定程度上，我市固化了已經形成的城鄉利益失衡格局，嚴重的制約了農業轉移人口市民化和城鄉一體化的發展。
3 對于承德市推進新型城鎮化的幾點建議
3.1 將城鎮化發展與承德市的經濟現狀相結合
堅持建設國際化旅游城市和國家生態文明城市目標的定位不動搖。加強文化建設，堅持把中心城區作為國際旅游城市的主景區來打造，重點以發展文化旅游服務業為主。立足依山而建，雙水穿城，文化厚重的特征，以山為骨，以水為脈，以綠為韻 ，著力打造“山水林文相得益彰”的魅力之城。統籌避暑山莊及周圍的寺廟文物保護，文化建設和整個城市的發展，真正使承德老城區重現清朝盛世風貌。
3.2 堅持城鄉一體化發展，以城鎮化促進農村現代化建設
在城鄉一體化的發展過程中，城鎮化要促進農業產業化，農業現代化，促進新型的農業經營體系，只有這樣，才能處理好城鄉的協調發展關系。構建獨具特色的城鎮化格局，推進中心城市與京津冀都市圈一體化，中心村與鄉鎮一體化，實現產業和城鎮融合互促，城鎮和農村統籌發展，重點推進“一南一北”兩個新城建設，南部新城重點發展高端服務，打造未來城市財源的重要支撐，北部新城重點傳承歷史文脈，與山莊優勢互補，突出縣城在縣域發展的帶動作用，打造市域次中心城市和首都周邊地區各具特色的衛星城。
3.3 著力解決農村土地問題
實行農村集體土地與城市國有土地同質同價，緩解城鎮化建設資金缺乏問題。把五位一體的經濟、政治、文化、社會、生態文明建設統籌考慮于新型城鎮化建設之中，是實現我國、我市科學發展的必然要求，把土地城鎮化，努力把產業城鎮化和老百姓的生活水平聯系在一起，老百姓的滿意度是實現城鎮化建設的關鍵環節，符合人文屬性和人文情懷，是我市軟實力提升和可持續發展的重要體現。
4 承德市推行新型城鎮化的對策方針
4.1 建立健全相關配套政策和法律法規，創新金融產品。
不同于房地產開發，建立健全相關配套法規和政策十分必要，可以通過收集大量信息資料，通過相關統計指標獲取土地指標，計算并得出一個合理的土地出讓分配政策，金融服展娣兜取
4.2 構建服務型政府，大力推進城鎮化進程
從承德市具體情況出發，承德市地區經濟發展條件差異大，發展方向不盡相同，因此，承德市發展現代城鎮化應該朝著區域個性化發展，通過相關統計指標，綜合考量區域的功能定位，從根本上消除政府短期行為的動機，使各級政府真正由經營型政府變為服務型政府。
4.3 在城鎮化進程中，呼喚社會企業家。
作為社會企業家的城鎮運營商絕不是基礎設施建設與房地產開發的簡單相加，城鎮化企業家在城鎮化進程中應該幫助農民改善生活條件，提供社會幫助，在授人以魚的過程中還應該授人以漁，幫助農民規劃出路，通過產業導入實現就業和收入掛鉤，實現農民收入多元化，盤活土地存量和農村剛性需求。
4.4 優化城市空間布局
積極推進“一核、三帶、多點”的市域空間結構，其中，中心城區按照“兩帶六組團”形態布局。“兩帶”即灤河72公里城市帶，五烈河城市帶，“六組團”就是老城區、西區、北區、南區、綠核、上板城組團，老城區的疏解方向主要是北部新區、南部新區和上板城地區。加大資金投入，全面啟動道路、管網、店里、防洪等基礎設施投資建設。
4.5 推進縣城擴容提質。
按照以產興城，以城興業、產城教融合的思路。加快推進產城教一體化進程，推動圍場、豐寧、灤平3個縣教體園區順利推進，以34個市級以上重點鄉鎮為抓手，著力培育特色小城鎮。
5 承德市推進新型城鎮化的社會效益
此篇論文的社會意義在于從從現實的層面對新型城鎮化發展做出深入的探討分析，發現問題的深層原因。在此基礎上，提出承德市新型城鎮化的路徑選擇，這是最為重要的實踐意義。這將對承德市的新型城鎮化建設具有深厚的指導意義，為承德市新型城鎮化建設提供相關的決策依據，同時也為其他城市的新型城鎮化路徑體系選擇起到實際的借鑒作用。
參考文獻：
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課堂教學監控能力是教師工作的核心能力[1]。新課標視野下的課堂監控能力是教師為實現教學設計目標，主動對教學環節中的各項影響因素進行診斷、反思、監視、調節與控制。相關元分析指出教師因素（專業水平、教學能力）對教育教學質量起著關鍵性作用[2]。而我國大量從事基礎教育的教師來自高校師范專業，因此探討高師生課堂教學監控能力的影響因素和培養路徑，可以提高高師生的教師職業素養，滿足師范教育教學需求和高師生發展的需要。
一、研究方法
（一）被試
抽取教育部直屬6所師范院校本科各年級的兩個自然班的在讀師范生為被試。共發放問卷2500份，回收有效問卷1795份，有效率為71.8%。具體人口學變量，如表1所示。
表1 被試的人口學變量
（二）研究工具
1.高師生課堂教學監控能力量表。采用自編《高師生課堂教學監控能力量表》。該量表共20個項目，共包含四個維度：（1）監控授課能力；（2）監控學情能力；（3）監控教師情緒能力；（4）監控教學反思能力。量表采用Likert五級計分，從“從未如此”到“總是如此”分別計1―5分，得分越高，表明被試在該項的表現力度越大。
該量表參考崔巖（2015）對教師課堂監控力的相關研究成果[3]。另外，研究者抽取北京師范大學的大四年級各類師范專業1―2名且有意向從教的學生進行開放式問卷調查的專題調研。結合國內外有關研究成果，經過反復研討與篩選，確定最終問卷項目。
該問卷KMO=0.88，Bartlett’s球形因素分析。量表及其各因子有較好的效度和信度，其中Cronbach’s α系數分別在0.71―0.95之間，效標關聯效度在0.72―0.81之間。這表明該量表可以作為測量高師生課堂教學監控能力的量表。
2.問卷調查。調查高師生的專業、性別、年級、教學法課程教學、微格教學、見習、實習和其他社會實踐等高師院校培養路徑等29個基本問題。
（三）研究程序與數據處理
主試在6所高師院校整群抽取被試實施測試，由研究者當眾宣讀指導語，以現場發放填寫問卷方式收集數據，使用spss17.0軟件統計分析。
二、研究結果
（一）高師生課堂教學監控能力現狀分析
由表2可知，高師生課堂教學監控能力均分為3.36，處于“不確定”水平，說明整體高師生的課堂教學監控能力不強。在性別變量上，除授課能力得分無統計學意義外（p>.05），其他各維度得分均有統計學意義（p
（二）高師生課堂教學監控能力培養路徑分析
以微格教學、見習、實習、其他社會實踐得分為自變量，高師生課堂教學監控能力得分為因變量，進行解釋型多元回歸分析，結果如表3所示。
表3 不同培養路徑對高師生課堂教學監控能力的多元回歸分析
由表3可知，微格教學、見習、實習、其他社會實踐進入回歸方程，共可解釋34%的變異量。其中，微格教學、實習、其他社會實踐共可解釋監控授課能力20%的變異量；微格教學、見習共可解釋監控學情能力10%的變異量；微格教學、見習、實習、其他社會實踐共可解釋監控教師情緒能力28%的變異量；微格教學、見習、實習、其他社會實踐共可解釋監控教學反思能力40%的變異量。
三、分析與探討
（一）高師生課堂教學監控能力普遍較弱，監控教學反思能力問題突出
教育是一門應用性理論科學，根據訪談結果，發現不少高師院校存在“重理論、輕實踐”的現象，這種做法直接導致高師生課堂教學監控能力普遍較弱。教師教學監控能力屬于教學實踐性知識的一種，因此同樣受到個體聚焦、體驗頓悟、方法圖示建構等的影響[4]。這和問卷調查顯示結果相一致，說明沒有實際的教育教學經驗作為反思的基礎，沒有經歷相應的教育問題，無法激發反思欲望，造成高師生的監控教學反思能力薄弱。
（二）女高師生具有較強的課堂教學監控能力
在中國的社會文化環境中，男生渴望成功，追求挑戰、權力，認為教師職業待遇低、缺乏成就感，職業認同感相對較低。較之男高師生，女生關愛別人，善解人意、心思細膩、富有同情心等性格特征契合教師這一職業。信念對決策與行動起著導向的作用，沒有成為教師的信念，勢必沒有為之奮斗的行動，高師生的信念是提高其課堂教學監控能力的內在動力，影響著高師生知識結構的更新與發展。
（三）畢業班具有較強的授課監控能力
監控授課能力反映的是教師在課堂上對自己課堂組織、教學引導、課堂行為等的監控能力，主要受個人經驗的影響。高師生經過四年系統的教育教學理論學習，對教育學、心理學、學科教學法等理論知識有了一定的積累，配之微格教學、見習、實習、其他社會實踐等方式的培訓，對自己的課堂組織、教學引導、課堂行為有了一定的監控能力。
（四）?慕痰母呤ι?具有較強的課堂教學監控能力
個體內部驅動力的聚焦程度決定個體能力的發展方向，高正向內驅力的個體在習得行為、獲取組織化圖示等方面具有優勢[5]。從問卷調研的結果來看，高師生心中的職業信念會對其決策與行動起導向作用，直接影響高師生內驅力動向，具體表現在內部動力、知識結構更新與發展上。從動機學角度進行分析，當高師生聚焦教師職業信念時，其教學監控能力就會提高。
（五）教學能力相關訓練對課堂監控能力的影響
微格教學是一種以現代教育理論為基礎，以師范生或在職教師為培訓對象，利用現代教育技術手段來集中解決某一特定教學問題的教學方法。它形象直觀，及時準確反饋受訓者在教學過程中存在的一些不良習慣及其消極后果，使受訓者能夠有針對性地改正自身缺點，彌補教學中的不足。總的來說，微格教學對教師教學行為的反思、矯正、固化有很大的促進作用。
教育見習是指師范生或意向從事教師職業的非師范生對中小學教育教學實境進行的觀摩、體驗活動，是教師成長過程中重要的感性體驗階段和綜合認識的形成階段。對高師生而言，見習是很好的體驗。高師生在不一樣的教育環境中觀察，收集教育案例、整理教育信息，為理論學習提供豐富表象。在整個見習過程中，體會師生互動、教師教材運用和教學環節安排將有助于高師生借助他人經歷來提高自身的監控學情、監控教師情緒、監控教學反思能力。
教育實習是培養優秀教師最為重要的實踐課程，是理論聯系實踐的紐帶，是師范院校培養合格師資的一次重要的職前培訓，在師范教育中起著不容忽視的作用。高師生通過一系列的備課、授課、反思總結等環節，將學校所學的教育學、心理學、教學法等有關教育的專業理論知識運用到實際教學活動，在實踐過程中不斷提高自身的監控授課、監控教師情緒、監控教學反思能力。
參與其他社會實踐如家教、義教等可以增加教育教育經歷，豐富高師生的體驗，這些體驗都將成為教學反思基礎，引導著高師生不斷思考自身的教育教學理念及實施行為，促進監控教師情緒、監控教學反思能力的提升。
四、建議與思考
為有效提高高師生的課堂教學監控能力，基于教育教學理論知識和成長經驗對教師的影響，本研究提出以下對策。
（一）保證教育理論學習與實踐協調統一
第一，加強教育理論學習。高師生平時應注意提升自身的教育專業素養，豐富教育理論儲備。第二，積極參與社會調研等社會實踐。通過將理性理論運用到教學實踐中，提升自己的授課能力，同時獲取教育新理念與技巧的發展動態的信息。第三，主動進行學情反思與理論升華。高師生需要主動認真思考自己在實際教學中的不足，探索獲取專業教學技能的途徑，對實際教學出現的問題或成效進行有效歸因并力求達到理論性升華。
（二）增強教育信念，激發高師生的主體意識
高師生能否積極實踐、主動反思，有針對性地提高自己的課堂教學監控能力，取決于教育信念。高校的指導教師可以從樹立高師生的教育信念和教育理想開始，將高師生的知識、能力、情感和態度結合起來，引導學生通過聆聽專家報告、名師座談、優秀師范生從教經驗宣講會等方式堅定自身的教育信念，使有意愿從教的高師生及早明確教育理想，樹立教育信念，積極主動地發展自身的課堂教學監控能力。
（三）協調理論教學與實踐教學，完善教育評價體系
教育是一種實踐性較強的專業，因此在高師生的課堂教學監控能力的培養過程中，應重視理論教育與實踐鍛煉并行。高師院校需注重對高師生的理論知識培養，提高其教育實踐的自覺性，促進理論和實踐之間的聯系與轉化。高校可以利用學校人才優勢和周邊教育機構的優勢，發揮高師生團體的作用，充分調動各種社會資源，加強高師生的課堂教學監控能力的培養力度。
高師生職業歸屬感、課堂教學監控能力的提升需要真實的教育教學經驗作為基礎，高師院校需為高師生提供更多的教育教學實踐機會。第一，建立教學技能訓練中心，購置與更新教學儀器，保障訓練中心的常規運行，培養和加強高師生的教學技能，提高課堂教學監控能力。第二，建立穩定的校外實踐基地，積極組織社會實踐活動，幫助在實踐中積累教育教學經驗。第三，積極創新和構建教育管理部門、高校、實習學校三位一體的管理機制，以帶隊教師、巡視教師、學校領導巡查及聘請校外實習督導等梯層形式，強化教育實踐環節的管理。最后，調整實習時間段，爭取在大三期間進行，避免與考研和找工作的時間沖突。
師生雙方對教學技能評價環節的認知水平對教學監控力有重要影響。因此，在進行教學技能理論培訓時，指導教師應指導學生如何科學評課。加強師生教學技能訓練理論的學習，深入理解教學技能訓練評價環節的實質，理解教學技能訓練評價環節的真正內涵，明確評價的目的。再者，完善教學技能訓練評價體系。在制定教學技能評價指標時，結合專業特點和高師生特點制定明確具體、可操作性強的評價指標，對參加教學技能訓練的高師生教學行為進行較全面的、有針對性的檢查。
（四）完善教師待遇與專業地位制度
【中圖分類號】 R 395.6
【文章編號】 1000-9817（2013）10-1269-02
【關鍵詞】運動活動；抑郁；精神衛生；干預性研究；學生，醫科
抑郁是人類一種正常的情緒體驗，但如果抑郁情緒持續時間較長且得不到有效改善，就會影響正常的學習、工作和生活，嚴重時會導致抑郁癥。大學階段是個體心理迅速發展但尚未完全成熟的一個過渡期。大學生自我調控能力欠缺，面對各種復雜的問題時，容易產生較為嚴重的“情緒適應不良”，從而引發抑郁、焦慮等情緒。醫學生作為大學生的特定群體，課業負擔繁重，容易在緊張或壓力中產生抑郁情緒。體育運動是維持和增進身心健康的重要方法，其對抑郁情緒的改善是其他方法和手段所不能替代的。歐美一些國家常以運動處方的形式對部分疾病進行治療和康復，由于其具有較強的計劃性、科學性和針對性，已被越來越多的人群所接受。為探討運動處方對醫學生抑郁情緒的干預效果，筆者對牡丹江醫學院學生進行了實驗研究。
1 對象與方法
1.1 對象整群抽取牡丹江醫學院2011級學生進行調查，共發放問卷2135份，回收2 117份，其中男813名，女1304名，年齡為18～20歲。按照大學生人格問卷（UPI）篩選標準，篩選出心理異常或存在不同程度心理問題的學生共300人；然后選用抑郁自評量表（SDS）再次進行測試，最后確定SDS標準分50一62分的學生60名。將60名學生分成3組，對照組不采取任何手段和方法，實驗1組以單獨運動形式的體育鍛煉活動為主，實驗2組以集體對抗性體育運動為主要活動方式。實驗組與對照組的年齡、性別差異均無統計學意義（P值均>0.05）。
1.2 方法選用國內外通用SDS進行抑郁狀況篩查，該量表由20個條目組成，采用1～4級評定記分制，把20個項目分數相加，即得到總粗分，然后乘以1.25，四舍五入取整數即得到標準總分，我國以SDS標準分50～62分為有輕度抑郁癥狀。
1.3 運動處方此次實驗組所采用的運動強度范圍為50%～85%VO2max，鍛煉的強度基本控制在中等水平，也就是相當于最高心率的65%～75%；實驗共進行12周，每4周為一個周期，每周鍛煉2次，每次100min；運動負荷由小到大，循序漸進。實驗1組主要采用傳統的慢跑、24式太極拳、登山、跳繩以及毽球等單獨運動形式的體育項目。實驗2組主要采取目前在高校開展較為普及的足球、籃球、排球等集體運動形式的體育項目。見表1。訓練課中根據具體情況靈活調整運動量及強度。
1.4 實施方式實驗以培養體育鍛煉興趣、參加體育鍛煉小組的形式開展，以體育鍛煉為主要活動內容，以運動訓練為主要活動形式；擬通過運動訓練改變參與者的消極態度和不良適應行為，把提高自控能力，促進情緒穩定作為實施目標。進行12周干預后，再次組織成員進行第2次SDS的測量。
1.5 統計分析所測數據使用Excel軟件進行統計，所有實驗數據均以均數±標準差（x±s）表示，統計學處理均采用t檢驗，P
2 結果
實驗1，2組學生實驗前、后SDS標準分值差異均有統計學意義（P值均0.05）。相對于單獨運動形式為主的運動處方，以集體對抗性體育運動形式為主的運動處方對改善學生抑郁情緒的效果更佳。見表2。
3 討論
既往實驗證實，有規律的體育鍛煉對參與者抑郁情緒具有改善作用，其作用機理可以從生理、生化和心理學等范疇進行闡釋。生理、生化實驗發現，抑郁癥是由于大腦5一羥色胺和去甲腎上腺素等神經系統功能失調所致，而進行體育鍛煉則能夠有效促進這些神經遞質的分泌，進而對抑郁情緒起到改善作用。心理學觀點認為，當人體進入運動狀態時，主管情感的大腦右半球會興奮，參加運動者可體會到運動愉悅感、舒適感、滿足感、充實感，從而呈現出一種總體心理良好狀態，有利于抑郁者緩解動作遲緩，排除疲倦感、空虛感。通過體育鍛煉也能使抑郁者的情感得到發泄、注意力發生轉移、緊張程度得到緩解，從而達到心理平衡。
通過實驗發現，不同的運動處方對于抑郁情緒的改善效果也存在差異，集體對抗性的體育運動要優于單獨形式的體育運動，可能是集體對抗性體育運動具有集體性、競爭性的特點。抑郁者最顯著的個性特點是孤獨、不合群，而參加集體性的體育運動項目，有利于提高其情緒興奮性和與他人合作的進取精神，并從面對面的抗衡中獲得對自己能力的實際評估，從而提高信心。另外，集體對抗性體育運動具有游戲的趣味性，可以使參與者在集體活動中產生愉快的情緒，使其運動更為積極主動，更能集中注意力，有利于對困難的克服；而單獨運動形式的體育鍛煉缺少集體的氛圍和對抗的刺激性，運動時間稍長，就會由于單調、枯燥，而使參與者失去興趣，感覺厭倦，從而降低了改善心境的效果，且不易堅持。
在運動處方執行的過程中，要尊重參與者的主體地位，充分考慮到個體的差異，合理安排訓練課的強度和量；同時也要突出教師的主導作用，訓練課的內容要生動有趣、富有挑戰性，教師要富有激情和感染力，要注意訓練手段的多樣化和游戲化，合理安排體育游戲的時間和內容，使參與者既能達到相應的運動強度和運動量，還能保持輕松愉悅的心情，產生意猶未盡的效果。
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[關鍵詞]人一組織匹配；價值觀；要求一能力匹配；工作滿意；離職傾向
一、引言
員工離職是指組織中的個體終止其組織成員關系的過程（Mobley，1977）。有關數據顯示，2012年我國的人力資源流動進一步活躍，相比2011年增長26%（楊曉冬，2013）。羅邁國際咨詢公司2013年3月的中國人才流動調查報告顯示，在分布于20個城市、20多個行業的2000多名調查參與者中，有32.3%在2012年主動離職（羅邁國際，2013）。成熟員工的主動離職往往會給企業帶來多方面的不利影響，一是會削弱企業的人力資源，二是會帶來重新招聘和磨合、重新培訓和社會化的成本，三是核心員工的流失還可能會帶來技術和商業機密外泄的風險。因此，如何預防和減少人才流失，是企業管理實踐中的一個重要問題（趙慧娟、龍立榮，2008）。
國內外相關研究發現，離職傾向、組織承諾和工作滿意是員工離職的有效預測指標。其中，離職傾向作為一系列撤退認知的最后一個階段，相比于組織承諾和工作滿意，能夠更好地預測員工的離職行為（Tett&Meyer，1993）。因此，有關離職傾向的前因、后果和作用機制的研究也已成為學術領域的熱點之一。不少研究表明，實現高水平的人一組織匹配是降低員工離職傾向、從而控制離職率的一種有效途徑。人一組織匹配可被寬泛地定義為個體與組織之間的相容性（Kfistof，1996）。隨著組織文化描述量表（Organizational Culture Profile）（O’Reilly，Chatman&Caldwell，1991）的提出，價值觀匹配作為人一組織匹配的一種可操作化定義，得到了廣泛接受。本文針對人一組織價值觀匹配和離職傾向問的關系，圍繞著這樣三個實證問題展開研究：（1）人一組織價值觀匹配對離職傾向是否存在顯著影響？（2）如果價值觀匹配對離職傾向存在顯著影響，則其通過何種途徑產生影響？（3）價值觀匹配與離職傾向間的關系是否受到要求一能力匹配的調節？對上述問題的回答可以為企業預知員工的離職心理動向、采取相應措施預防員工流失提供參考。
二、文獻綜述與研究假設
1.價值觀匹配對離職傾向的影響
人一組織價值觀匹配是指個體價值觀和組織價值觀的一致性（O'Reilly，Chatman&Caldwell，1991）。按照互動心理學的觀點，相比于個體特征或環境特征，個體特征和環境特征之問的共同作用能更好地解釋個體態度和行為的差異。因此，在組織邊界內，組織文化或價值觀與個體價值觀之間的匹配程度會對個體的態度和行為產生重要影響（Kfistof，1996）。社會認同理論（Taifel，1982）區分了社會認同和個體認同，認為社會認同是某一社會群體內的成員共同擁有的信仰、價值觀和行動取向的集中體現。個體意識到他屬于特定的社會群體，同時也認識到作為群體成員帶給他的情感和價值意義。基于該理論，可以推斷，如果個體感知到和組織之間存在著較高水平的價值觀匹配，那么，他對組織的歸屬感較強，離職傾向較低。相似一吸引理論認為，在信念、價值觀和個性品質等方面相似的個體會互相吸引（Byrne&Griffitt，1973）。個體通過和與己相似的人交往，可以進一步強化自我概念。基于該理論，可以預期，當個體和組織在價值觀這一重要特征上具有較高程度的一致性或相似性時，個體容易受到吸引，并傾向于留在組織中。
在以西方文化為背景的研究中，Chatman（1991）、Westerman和Cyr（2004）、Lauver和Kristof-Brown（2001）等證實了價值觀匹配對離職傾向的顯著負向影響。在以中國文化為背景的研究中，趙慧娟和龍立榮（2008，2010）、Liu、Liu和Hu（2010）、張一弛、高瑩和劉鵬（2005）等亦證實了這種影響。此外，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）、Arthur、Bell和Villado等人（2006）的元分析結果均表明，價值觀匹配和離職傾向具有較強的負相關關系。
根據上述理論和已有研究結果，提出本研究的第一個假設：
假設1：人一組織價值觀匹配和離職傾向負相關。
2.工作滿意的中介作用
工作滿意是指個體對于工作給他帶來的愉悅程度的評價和判斷（Edwards，Bell&Arthur et al.，2008）。根據社會認同理論（Tajfel，1982）和相似～吸引理論（Byme&Griffitt，1973）的觀點，個體通常追求和所在群體或組織擁有相同或相似的價值觀。因此，可以預見，當個體對于自身和組織的價值觀一致性具有較高評價時，其工作滿意水平將較高。已有研究證實了價值觀匹配對工作滿意具有積極影響。比如，Chatman（1991）、O'Reilly、Chatman和Caldwell（1991）、Westmnan和Cyr（2004）、Vigoda-Gadot和Meiri（2008）、朱青松和陳維政（2009）、陳衛旗和王重嗚（2007）等均證實了價值觀匹配對工作滿意的顯著正向影響。此外，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）、Arthur、Bell和Vi！lado等人（2006）的元分析結果均表明，價值觀匹配和工作滿意具有較強的正相關關系。由較高水平的價值觀匹配帶來的較高水平工作滿意會進一步帶來較低的離職傾向。比如，Wheeler、Gallagher和Brouer等人（2007）、Brigham、De Castro和Shepherd（2007）的研究均表明，工作滿意能較好地預測離職傾向。
根據上述理論和已有研究結果，提出本研究的第二個假設：
假設2：工作滿意對價值觀匹配和離職傾向間關系起到中介作用。
3.要求一能力匹配的影響和調節作用
人一組織匹配包含一致性匹配和互補性匹配（Muchinsky&Monahan，1987）。其中，價值觀匹配是一致性匹配的重要內容，而要求一能力匹配則是互補性匹配的重要內容。要求一能力匹配是指個體擁有的知識、技能和能力是否能夠滿足組織和工作的要求（Kristof，1996）。相比于較低水平的要求一能力匹配，較高水平的要求一能力匹配通常可以帶來更好的工作行為和結果。因此，對個體擁有的知識、技能和能力的評估在人力資源管理實踐中，歷來被用作人員選擇決策的重要工具。Kenne-dy（2005）、趙慧娟和龍立榮（2010）、Guan、Deng和Bond等人（2010）均證實要求一能力匹配和離職傾向顯著負相關，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）的元分析表明，具有較高要求一能力匹配水平的個體通常具有更高水平的工作滿意、組織認同、組織承諾和知覺組織支持，具有更低的工作壓力、離職傾向和實際離職行為，以及具有更高的工作效率和工作績效。
此外，Jansen和Kristof-Brown（2006）指出，人們是和工作環境的多個維度同時嵌套的（simultane-ously nested），而并非只對工作環境的某一方面作出反應。根據這種“嵌套”觀點，很多由匹配導致的態度和行為不能簡單地歸因于個體和環境某一單個方面特征的匹配或不匹配，而是對個人和環境多方面匹配評估的反應。因此，價值觀匹配和要求一能力匹配作為人一組織匹配的兩個不同維度，在對離職傾向產生影響時，可能存在交互作用。我們預期，要求一能力匹配水平較低的員工傾向于關注自身能力的提高或尋求與自身能力更為匹配的工作，對于價值觀匹配的關注程度較低，價值觀匹配和離職傾向間的相關性較弱；而要求一能力匹配水平較高的員工則會將更多的注意力放在價值觀匹配上，價值觀匹配和離職傾向間的相關性較強。
根據上述理論和已有研究結果，提出本研究的第三、第四個假設：
假設3：要求一能力匹配與離職傾向負相關。
假設4：要求一能力匹配對價值觀匹配與離職傾向間的關系起到調節作用。
本研究假設模型如圖1所示。
三、研究方法
1.樣本和程序
利用研究者的社會關系，采用方便抽樣技術，通過問卷調查收集實證數據。調查對象為位于上海、福建、安徽、河南等地多家企業中的全日制員工。在樣本選取上，考慮選擇處于不同經濟發達程度和地理區域、不同行業及不同性質的企業，以保證樣本具有較好的代表性。
調查問卷包括人一組織價值觀匹配問卷、工作滿意問卷、要求一能力匹配問卷、離職傾向問卷以及有關人口統計學特征和企業特征的問題。施測時，由研究者在取得企業總經理或部門負責人同意后，親自到工作現場采集數據，或者委托企業人力資源管理部門的工作人員或部門負責人以同樣的方法施測。具體過程為：在說明來意和研究意圖后，將問卷和空白信封依次發放給調查對象，并口頭講述指導語；填答完畢后，將匿名填寫的問卷密封在空白信封中，當場回收。共向500位員工發放問卷，回收387份，回收率為77.4%。剔除漏項填答較多、題項選答過于一致等的問卷后，剩余的有效問卷為328份，有效回收率為65.6%。參與問卷調查個體的人口統計學特征和所在企業特征如表1所示。其中，女性略多于男性；91.5%的個體年齡在40歲以下；74.7%的個體擁有大專及以上學歷；81.7%的個體為基層員工；樣本在各個行業均有分布，但以金融、投資、咨詢行業居多；83。3%的個體分布在民營企業、中外合資企業或外商獨資企業。
隨后，運用驗證性因子分析法對各量表的信度和效度進行了檢驗；運用相關分析、層次回歸分析和路徑分析等方法和技術，對研究假設進行了檢驗。用到的統計分析軟件為SPSSl7.0和AMOS7.0。
2.變量測量
（1）采用Cable和DeRue（2002）的3條目人一組織價值觀匹配量表來測量人一組織價值觀匹配。該量表在Cable和DeRue（2002）研究中的克隆巴赫系數為0.91（單一企業樣本）和0.92（多企業樣本）。該量表已有中文版本，被用于中國情境下的實證研究，其克隆巴赫系數約為0.90，并具有較好的構念效度和效標關聯效度（Liu，Liu&Hu，2010）。
（2）采用由Abdel-Halim（1981）編制的5條目能力一工作匹配量表來測量要求一能力匹配。該量表在Abdel-Halim（1981）研究中的克隆巴赫系數為0.80。該量表已有中文版本，被用于中國情境下的實證研究，其克隆巴赫系數約為0.73，并具有較好的構念效度和效標關聯效度（Xie，1996）。
（3）采用Kennedy（2005）編制的3條目工作滿意量表來測量工作滿意。該量表在Kennedy（2005）研究中的克隆巴赫系數為0.83，并具有較好的構念效度和效標關聯效度。該量表為英文量表，我們對其進行了翻譯和回譯，以保證重要的概念均被包括在內。
（4）采用Cammann、Fichman和Jenkins等人（1983）編制的3條目離職傾向量表來測量離職傾向。該量表在Cammann、Fichman和Jenkins等人（1983）研究中的克隆巴赫系數為0.85。該量表已被用于中國情境下的研究，其克隆巴赫系數約為0.72～0.79，并具有較好的構念效度和效標關聯效度（張一弛，梁鈞平和劉鵬等人，2005；任潤，張一弛，劉超飛等人，2011）。任潤、張一弛、劉超飛等人（2011）提供了該量表的中文版本，我們用該中文版離職傾向量表施測。
所有量表均采用李克特7點量尺進行計分，1代表“強烈不同意”，7代表“強烈同意”。
四、研究結果
1.各量表的信度和效度
運用AMOS7.0軟件對各變量進行驗證性因子分析和信度、效度檢驗。由于價值觀匹配問卷和要求一能力匹配問卷測量的是人一組織匹配的兩個不同方面，工作滿意問卷和離職傾向問卷測量的都是工作態度，因此，我們構建了1個四因子模型、2個三因子模型、1個二因子模型和1個單因子模型，來檢驗各測量變量的區分效度。分析結果如表2所示。由該表可見，四因子模型的自由度大于其他各模型，而卡方值小于其他各模型，表明該模型與數據擬合得更好。四因子模型的各項擬合指標均達到良好標準（卡方自由度比值介于1～3，RMSEA0.90），表明問卷測量到了四個不同的變量，各測量變量具有較好的區分效度。
該四因子模型中，各變量測量條目的因子負荷、平均方差抽取值和組合信度如表3所示。其中，除要求一能力匹配有一個條目（DAFl）的因子負荷較低外，其余各條目的因子負荷均介于0.589～0.904之間，且所有因子負荷均在0.001水平上顯著，表明各變量具有較好的聚合效度。除要求一能力匹配變量的平均方差抽取值略低于0.50外，其余三個變量的平均方差抽取值均大于0.50。各變量的組合信度介于0.78～0.89，均大于0.70，表明信度良好。
運用SPSS17.0軟件對數據進行描述性統計分析，結果如表4所示。由該表可見，各變量兩兩之間均在0.01水平上顯著相關；各量表的克隆巴赫系數均大于0.70，表明各量表條目的內部一致性較好。
綜上，認為價值觀匹配、要求一能力匹配、工作滿意和離職傾向這四個變量具有較好的信度和效度，可用于后續分析。
2.價值觀匹配對離職傾向的影響
由表4可見，價值觀匹配和離職傾向顯著負相關。在考慮員工年齡、性別和受教育程度等控制變量的影響下，采用層次回歸分析法檢驗假設1。這些控制變量類型均為類別變量，因此，先將其轉換為虛擬變量。多重共線性分析表明，方差膨脹因子（VIF）在1.066～2.703之間，均小于10，表明變量間不存在多重共線性問題。分析結果如表5所示。由該表可見，在控制了有關變量的影響后，價值觀匹配能顯著增加離職傾向變異28.5%的解釋量，因此，假設1受到了支持。
3.工作滿意的中介作用
由表4可見，價值觀匹配和工作滿意、工作滿意和離職傾向均顯著相關，故檢驗假設2的前提條件得到滿足。為檢驗假設2，利用結構方程建模技術中的路徑分析法進行了一系列嵌套模型測試，分析結果如表6所示。其中，模型1是完全中介模型，為基準模型，路徑是從價值觀匹配到工作滿意，再從工作滿意到離職傾向。模型2是部分中介模型，路徑是從價值觀匹配到工作滿意，再從工作滿意到離職傾向，以及從價值觀匹配到離職傾向。模型3是直接作用模型，價值觀匹配分別直接作用于工作滿意和離職傾向。
由表6可見，模型1擬合指標中的X2/df（介于1～3之間）、RMSEA（0.90）均達到擬合良好標準。這些指標均優于模型2和3的相應擬合指標，且模型1和模型2、3的卡方差異值在0.01水平上達到顯著。綜之，認為模型1和實證數據擬合良好，為最佳匹配模型，即工作滿意對價值觀匹配和離職傾向之間的關系起到了完全中介作用。因此，假設2受到了支持。
4.要求一能力匹配的影響和調節作用
由表4可見，要求一能力匹配和離職傾向顯著負相關。在考慮員工年齡、性別、受教育程度等控制變量的影響下，采用層次回歸分析法檢驗假設3。多重共線性分析表明，方差膨脹因子（VIF）在1.054～2.697之間，均小于10，表明變量間不存在多重共線性問題。分析結果如表7所示。由該表可見，在控制了有關變量的影響后，要求一能力匹配能顯著增加離職傾向變異11.1%的解釋量。因此，假設3受到了支持。
利用層次回歸分析法對假設4進行檢驗，控制變量、價值觀匹配、要求一能力匹配、價值觀匹配和要求一能力匹配的交互作用項依次進入回歸方程。分析結果如表8所示。由該表可見，當價值觀匹配和要求一能力匹配的交互作用項進入方程后，離職傾向可被解釋的變異沒有顯著增加，說明要求一能力匹配沒有對價值觀匹配和離職傾向之間的關系起到調節作用。因此，假設4沒有受到支持。
本文旨在探討人一組織價值觀匹配對個體離職傾向的作用和作用機制。研究發現：（1）價值觀匹配和離職傾向存在顯著負相關關系；（2）工作滿意對價值觀匹配和離職傾向間的關系起到完全中介作用；（3）要求一能力匹配和離職傾向顯著負相關，對價值觀匹配和離職傾向間的關系沒有調節作用。
本研究結果表明，價值觀匹配和要求一能力匹配都能顯著預測離職傾向，且價值觀匹配（r=-0.578，R2=28.5%）相比于要求一能力匹配（r=-0.343，R2=11.1%），和離職傾向的相關性更強，能解釋離職傾向的變異更多。導致這一結果的可能原因，一是要求一能力匹配更多體現了組織的利益訴求，而價值觀匹配則更多體現了個體的利益訴求。因此，價值觀匹配相比于要求一能力匹配，對個體的組織行為具有更為強烈的影響。二是當個體感知到自己在知識、技能、能力方面與工作要求存在較大差距時，通常首先尋求對知識、技能、能力的改進，或者在組織內部尋求與自身能力更為匹配的工作，當這兩條路徑都行不通時，才會產生較強的離職意愿。而個體和組織的價值觀都無法在短期內得到改變，因此，當個體感知到自己與組織在價值觀上存在較大沖突時，就傾向于離開當前所在組織，尋求在價值觀方面匹配度更高的組織。三是隨著社會經濟的發展和人們生活水平的提高，個體的自我實現需求日趨強烈，對價值觀匹配的重視程度有所提高。同時，隨著我國人力資源市場和社會保障體系的建立和完善，個體不再將組織看作未來生活保障的唯一依托，對離職的顧慮已逐步減弱，價值觀匹配對離職傾向的影響增加。因此，從降低或控制員工離職傾向的角度而言，組織在招聘、培訓和社會化、員工溝通等人力資源管理實踐中，除了要求一能力匹配，還應給予價值觀匹配以足夠的重視。
本研究發現，要求一能力匹配水平的高低并未影響價值觀匹配和離職傾向間關系的大小或方向。這與趙慧娟和龍立榮（2010）的發現存在差異。此外，由表8可見，當同時考慮要求一能力匹配和價值觀匹配對離職傾向的影響時，要求一能力匹配的作用變得不再顯著。這表明要求一能力匹配和價值觀匹配對離職傾向的影響也不是簡單的疊加關系。因此，有關要求一能力匹配和價值觀匹配在影響離職傾向時，兩者之間是否存在交互作用或其他形式的相互作用，還有待更多研究和探討。
本文主要做出了以下兩個方面的理論貢獻：（1）豐富了人一組織匹配理論和員工離職管理理論。本文證實了價值觀匹配、要求一能力匹配均與離職傾向顯著負相關，且價值觀匹配相比于要求一能力匹配，和離職傾向的相關性更強，能解釋離職傾向的更多變異。這為人一組織匹配和員工離職傾向關系研究提供了更多的實證證據。（2）就人一組織價值觀匹配對離職傾向的作用機制進行了有意義的探索。本文證實了價值觀匹配通過工作滿意作用于離職傾向，要求一能力匹配和價值觀匹配在對離職傾向產生影響時，不存在交互作用。
