时间：2023-08-27 15:17:05
绪论：在寻找写作灵感吗？爱发表网为您精选了8篇人口统计学变量分析，愿这些内容能够启迪您的思维，激发您的创作热情，欢迎您的阅读与分享！
【关键词】父亲；教养投入；幼儿
【中图分类号】G616 【文献标识码】A 【文章编号】1004-4604（2016）09-0045-5
在中国传统文化背景下，“男主外，女主内”通常是一般家庭的角色分工模式，因此，养育孩子更多地被看成是母亲的事，大多数父亲习惯做“甩手掌柜”。但随着社会的变迁，越来越多的女性走出了家门，走上了工作岗位，于是，要求父亲更多地参与到孩子的教养中来的呼声日渐大起来。父亲对孩子的成长具有独特的影响。〔1〕在某些行为特质上，父亲的影响甚至要大于母亲。〔2〕例如，父亲能够影响孩子的社会性发展、认知发展和学业成就，〔3〕对孩子性别意识的形成也具有重要影响。父亲参与的缺失，不仅可能会影响孩子性别意识的发展，还可能导致孩子交往能力的欠缺，甚至出现行为。〔4〕因此，对于父亲的教养投入展开研究十分必要。那么，父亲的教养投入现状如何？父亲教养投入的影响因素有哪些？
一、研究设计
（一）研究对象
本研究采用方便取样方法，从湖北省武汉市抽取了4所幼儿园，每所幼儿园各抽取小中大班3个班级为研究对象，共发放问卷300份，回收292份，有效问卷280份，有效问卷率为93.3%。
（二）研究方法
本研究对幼儿及其父亲的人口统计学信息进行了统计分析，包括幼儿的年龄、性别、是否为独生子女，幼儿父亲的年龄、受教育程度、月收入、每周工作时长、工作满意度等。
2.父亲教养投入问卷调查
本研究采用伍新春、刘畅等编制的《父亲教养投入问卷》进行问卷调查，〔5〕问卷涉及互动性、可及性和责任性3个维度。互动性是指父亲参与照顾孩子，包含生活照顾、学业支持、情感交流、规则引导和休闲活动5个子维度；可及性是指父亲和孩子未发生直接互动，但当孩子需要的时候，父亲能够做出反应，包含空间可及和心理可及2个子维度；责任性是指父亲为孩子长远发展所做的准备、积累、规划和支持等，包括榜样示范、父职成长、信息获得、教养支持和发展规划5个子维度。〔6〕问卷共56个题项，适用于3～18岁儿童和青少年的父亲。问卷采用0～4级评分，依次表示“从不”“偶尔”“有时”“经常”和“总是”。研制者报告，总问卷的Cronbach’s alpha系数为0.967，探索性因子分析KMO系数为0.943，表明问卷具有良好的统一性和内部一致性。互动性、可及性、责任性3个维度的Cronbach’s alpha系数都在0.867以上，12个子维度的Cronbach’s alpha系数也都在0.649以上。
二、研究结果与分析
（一）幼儿父亲教养投入的总体情况
幼儿父亲教养投入的总体得分为2.67分，各维度的得分均大于2分，其中，可及性得分最高，互动性得分最低。对互动性、可及性和责任性3个维度分别作两两T检验，结果显示，互动性
（二）幼儿人口统计学变量对父亲教养投入的影响
统计分析表明，幼儿的年龄和性别对父亲的教养投入均没有显著影响，独生子女和非独生子女父亲的教养投入具有明显差异（见表2）。
进一步检验幼儿性别、年龄和是否是独生子女三因素之间的交互效应，结果显示，年龄、性别和是否是独生子女的三重交互作用对父亲教养投入的总得分有边缘显著效应（F=2.218，p=0.053），在可及性（F=2.615，p=0.025）和责任性（F=2.561，p=0.028）两个维度上存在显著差异，互动性差异不显著。以可及性、责任性两个维度为因变量，对幼儿年龄、性别和是否是独生子女三因素的交互作用进行简单效应分析，结果见表3。
（三）父亲人口统计学变量对其教养投入的影响
统计分析表明，受教育程度、每周工作时长和工作满意度对幼儿父亲的教养投入有显著影响。
1.受教育程度
学历层次越高，父亲的教养投入得分越高。其中，本科学历和研究生及以上学历的父亲得分没有显著差异，但在互动性（F=2.324，p=0.057）上边缘差异显著。进一步分析表明，在学业支持（F=2.470，p=0.045）、休闲活动（F=2.671，p=0.033）和心理可及（F=2.551，p=0.040）上，不同学历层次父亲的教养投入存在显著差异，学历层次越高，教养投入越多。
关键词 青少年 网络暴力游戏 青少年暴力行为
中图分类号 G206 文献标识码 A
一、研究背景
互联网的迅速发展和以网络游戏为代表之一的网络文化的繁荣，使人们的目光注目于网络这一新的生存空间。德弗勒在《大众传播理论》一书中曾提出“不同的传媒以不同方式被指控负有五种责任”，其中就有一项为“提高青少年的犯罪率”。那么，作为人际互动性、情节开放性、以及刺激性强的网络暴力游戏是否也像德弗勒所说的那样，提高了青少年的犯罪率呢?
近年来，各地警方在一些涉及青少年的案件中发现，网络游戏引发青少年犯罪居高不下，80％以上的青少年犯罪案件中，网络暴力游戏成为他们违法犯罪的直接或间接诱因。人们将更多的注意力集中于青少年暴力犯罪的增加和网络游戏在其中所起的作用。由此，研究网络暴力游戏与青少年暴力行为的相关性就变得十分必要，而且对青少年的健康成长和社会和谐安定也具有十分重要的现实意义。
美国从人口统计学、医药学、心理学等角度来分析网络暴力游戏与玩家攻击的关系，为进一步研究网络暴力游戏提供基础。20世纪60年代格伯纳对美国社会的暴力和犯罪问题研究发现，电视暴力内容对青少年犯罪具有“诱发效果”，并且发现暴力内容增大了人们对于现实社会环境的危险程度的判断。多尼克与格林伯美研究儿童对暴力的态度，发现小学生在接触电视暴力节目后，其对暴力行为的赞同程度显著提高，遇到困扰的情况时也较容易采取暴力手段来解决。国内也有这方面的研究但不多，陈美芬等通过实验考察了网络暴力游戏对内隐攻击性的影响；郑宏明等分析暴力电子游戏对攻击行为影响的心理机制和特点。国内外研究发现暴力内容对青少年暴力认知有影响，但网络暴力游戏对青少年暴力行为是否有影响尚有深入研究的空间，而网络暴力游戏对社会的发展所造成的危害又迫切需要这种研究。
二、相关理论与定义
社会学习理论认为。人的行为不是一种被动地受影响的过程，相反，人的学习具有主动观察与模仿性。人们的攻击是从个人引以为楷模的人物中学习而来的，如果该人物及其行动被视为“真实”，或与个人及心理情境有相似之处，则较容易产生注意、记忆及表现。许多犯罪的行为并不是天生的，而是人在环境中观察后模仿的。传媒所营造的符号环境的示范作用，效果可能更大。
美国学者乔治・格伯纳在对美国社会的暴力和犯罪问题研究后建立了“涵化理论”，他认为，为电视暴力内容对青少年犯罪具有“诱发效果”但无必然联系。而且，这种影响不是短期的。而是一个长期的、潜移默化的、“培养”的过程。这给我们提供了一个研究思路和基础理论，可以探寻网络暴力游戏对青少年影响的机制。
本文将“网络暴力游戏”作为操作性概念定义为：网络暴力游戏是通过互联网进行的电脑游戏；是多个游戏者参与其中的互动游戏；是以刺激、暴力和打斗为主要内容的并带有描绘游戏人物试图对其他游戏人物造成伤害的电子游戏。网络暴力游戏可以分为：1，不运用武器的单人攻击(攻击性为“低”)。2，不运用武器团体性攻击(攻击性为“中”)，3，运用武器进行单人攻击(攻击性为“高”)，4，运用武器的团体性攻击(攻击性为“最高”)。本文主要研究后三种游戏对青少年的影响。
目前的网络暴力游戏可分为角色扮演类如《反恐精英cs》、《征途》、《奇迹》、《千年》等，策略类或战略类如《魔兽世界》系列、《帝国时代Online》系列等。其中《反恐精英》，《魔兽争霸》和《奇迹》是青少年最喜爱的网络暴力游戏。这些网络暴力游戏都表现了射击或者武打，充满了暴力、血腥、破坏性和攻击性的内容。
三、研究方法与假设
本论文以中学生为调查对象，由于经费及人力的限制，依随机抽样的原则仅从重庆市秀山、山西寿阳县、山东潍坊三地中学的各年级中抽取372名学生进行问卷调查。本研究的最终样本368份，平均问卷有效率99％。
本研究自变量为玩网络暴力游戏的行为；因变量为青少年暴力行为。控制变量为年龄、性别、家庭等人口统计学变量。本文采用调查法和定量分析的方法，检测网络暴力游戏对青少年暴力行为的相关性。
根据相关理论本文拟定如下假设：
假设1：网络暴力游戏会影响青少年对暴力的态度。(即玩网络暴力游戏时间越长，对暴力赞成程度越高。)
假设2：网络暴力游戏会影响青少年对犯罪的态度。
假设2.1：玩网络暴力游戏时间越长，越认同游戏中对犯罪的鉴定。
假设2.2：玩网络暴力游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。
假设3：网络暴力游戏对青少年暴力行为有示范作用。
假设3.1：玩网络暴力游戏时间越长，越易产生愤怒、报复、进攻等情绪；
假设3.2：玩网络暴力游戏时间越长，越会采取网络暴力游戏的游戏规则处理现实问题。
四、研究发现
1 网络暴力游戏对青少年认知的影响
(1)根据相关分析的结果，玩网络暴力游戏行为中的网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长对青少年的暴力赞成程度有影响。其中网龄对其影响极为显著。(见表1)但考虑到暴力赞成程度受到人口统计变量的影响，因此在讨论两者关联性时，对人口变量进行了控制。经过净相关分析统计后发现，网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长三个变量与暴力赞成程度之间的关系仍存在，假设1得到了证实。即玩网络暴力游戏时间越长。对暴力赞成程度越高。(见表2)
(2)据相关分析的结果，对犯罪的认知度与玩网络暴力游戏行为中的玩游戏频率呈正相关，而与游戏的暴力程度呈负相关，但网龄与次玩游戏的时长对青少年的犯罪认知度并无显著相关，因此不作为变量分析。(见表3)即玩网络暴力游戏的频率越高，越认同现实中对犯罪的鉴定；而青少年所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。但考虑到人口统计变量的影响，在探讨玩网络暴力游戏与犯罪认知度的关联性时，仍进一步进行净相关分析统计。
在加入人口统计变量后，经净相关分析统计结果发现，游戏暴力程度与犯罪认知度的关系仍存在，即青少年所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。假设2.2得到证实。但玩网络暴力游戏的频率与犯罪认知度之间的关系，在加人人口统计变量后消失了(见表4)。由此得出玩游戏的频率与犯罪认知度之间没有显著的相关性，而
控制以前后呈现的正相关，可能是受到人口统计变量的影响。假设2.1未得到证实。
2 网络暴力游戏会对青少年暴力行为有示范作用。
(1)如表5所示，玩网络暴力游戏行为中的网龄、玩游戏频率、次玩游戏时长对青少年的暴力情绪有显著影响，其中网龄对其影响极为显著(见表5)。
在加入人口统计变量后，经净相关分析统计结果发现，网龄、次玩游戏的时长与暴力情绪的关系仍存在，即青少年玩游戏时间越长，越易产生愤怒、报复、进攻等情绪。假设
3.1得到证实(见表6)。
(2)通过有关玩网游的行为与矛盾解决方式之间的相关，强度分析，证明网龄与矛盾解决方式之间相关系数最高，网龄与网络矛盾解决方式相关系数为140，与现实矛盾解决方，式为201。而且在对人口变量进行控制后，这种关系仍存在。故对网龄与矛盾解决方式进行交互分析。
表7结果显示，从宏观上说，青少年在处理网络中的矛盾时，学生选择网上PK的方式的人数最多(占1／2)；在处理现实中的矛盾时，近一半的学生选择无所谓的方式解决。同时发现，在解决网络世界的矛盾时，选择网下模仿游戏武力解决方式的学生所占比例为19.7％，而在处理现实世界的矛盾时，采取这种方式的学生最少。
从微观上来说，在解决网络世界的矛盾时，网龄越长的学生，选择网下模仿游戏武力解决的比例越低。而选择其他解决方式的比例递增。在解决现实世界的矛盾时，选择网下模仿游戏武力解决、网上PK的比例随网龄增长，所占比例而递减，其他解决方式呈递增。由此可得出，玩网络暴力游戏时间越长，越会采取网络暴力游戏的游戏规则处理现实问题的假设不成立。假设3.2未得到证实。
3 暴力赞成程度、犯罪认知度、暴力情绪之回归分析
根据前面分析结果可知，青少年玩网络游戏行为中的网龄、玩游戏频率、每次玩游戏的时长、人口统计等变量会影响其暴力赞成度。将这些变量输入回归方程式后，结果显示网龄是解释暴力赞成程度最强的变量(Beta=205，P
在用回归分析法分析预测变量对犯罪认知度进行分析后发现，只有游戏的暴力程度这一变量进去回归方程式，解释度为2.9％。(P
对暴力情绪进行回归分析后发现，只有网龄和每次玩网络游戏时长两变量进入回归方程式。且网龄对暴力情绪的解释力高于每次玩网络游戏时长的解释力。两变量共同解释暴力情绪的总变异量为4.5％(见表10)。
从以上回归分析发现，玩网络暴力游戏行为中的网龄是青少年认知、行为的最佳解释变量。
五、结论与讨论
这项研究的主要目的在于探究玩网络暴力游戏的行为与青少年暴力行为之间的关联性。我们首先分析了玩网络暴力游戏行为与暴力赞成程度、犯罪认知度、暴力情绪之间的相关性，但考虑到它们之间的关系是曲线式的而非直线式的关系，因此最后建立回归方程式，找出对这一相关性最有解释力的变量，并进一步检验玩网络暴力游戏的行为与犯罪行为之间的相关性。
从上面的统计分析数据显示：随着接触网络暴力游戏时间的增长，青少年对暴力行为的赞成度会有所提高，也更易产生暴力情绪。但对暴力、犯罪的鉴定则与网络游戏的接触量无关，而与所玩游戏的暴力程度有关，即所玩游戏的暴力程度越高，越认同游戏中对犯罪的鉴定。
同时还发现网络暴力游戏中的规则与青少年解决问题方式的关联性甚微，且在处理网络世界的问题与处理现实世界的问题的方式有显著的差别，但共同点在于网龄越长，青少年采取暴力手段解决问题的人数所占的比例越小。这一结论印证了脱敏理论即暴力传媒对受众的影响随着时间而减弱。
由此我们得出。青少年在玩暴力游戏后，会产生愤怒、报复、进攻等情绪，会产生暴力倾向，但在解决矛盾时，受游戏影响的人甚微，即D.兹尔曼提出的“兴奋转移”并未发生。兹尔曼认为兴奋转移是否能解释跟传媒有关的暴力行为取决于传媒引起兴奋所持续的时间。而本研究采用调查法很难测量出调查对象在兴奋持续期的行为变化，因此难免出现偏差。同时也说明青少年在处理问题上存在个体差异，他们是主动者，他们在玩游戏时，选择性的接受网络游戏所传达的信息。玩网络暴力游戏也可能成为是一种宣泄形式。
总之，玩网络暴力游戏的行为会改变人们对暴力行为的看法，但只是网络暴力游戏本身使玩游戏者产生一种暴力倾向，且这个过程是长期的潜移默化的。所玩游戏的暴力程度与认同游戏中对犯罪的鉴定之间的关联性也证明了这点。同时，无论在网络世界中还是在现实世界中，青少年对网络游戏的模仿并不是普遍现象。
六、研究的局限性
本文选择了三个地方的样本并对人口统计变量进行了控制，同时在对受访者网游时间的测量上，既考虑了接触网游的时长、频率也考虑了网龄这一纵向的指标。以期全面、客观的呈现网络暴力游戏对青少年犯罪的影响，但由于主客观的局限，本研究仍存在许多的缺陷：
第一，本研究仅是一项初步的探索性研究，调查问卷收集的数据仅以地方的样本数据论证了网络暴力游戏与青少年暴力行为的相关性。第二，玩网游的行为与青少年暴力行为之间的关系并非直线性的，数据模式是曲线的，虽然采用回归方程式进行了检验，但对数据的分析仍可能出现虚假的参数。第三，在网络游戏对青少年社会化是一个长期的过程，但由于财力人力的局限，本研究仅是该过程中的一个短期检验。
关键词：离散选择模型；Logit模型；手机；品牌选择
中图分类号：F25文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）01-055-02
1 模型的选取
离散选择模型的研究真正兴起于19世纪50年代末，属于微观计量经济学的范畴。离散选择模型（discrete choice models），也被称为品质反应模型（qualitative response models），是由表示选择项集合在连续变量和离散变量之间存在的差异而引起的。通常而言，离散选择的主要模型有如下四种：Logit模型、GEV模型、probit模型、Mixed logit模型。本论文的研究采用Logit模型为工具。
2 数据收集与描述性统计分析
本论文的数据来源为国内某公司2006年对我国全国城市家庭的调查数据。本次调查共收集有效问卷998份，选取的变量有：(1)品牌；(2)受访者性别；(3)受访者年龄；(4)受访者教育程度；(5)受访者个人月收入。
其中，男性受访者为537人（53.81%），女性受访者为461人（46.19%）；受访者年龄小于29岁的有355人（35.57%），受访者年龄在30－39岁之间的有275（27.56%），受访者年龄大于40岁的有368人（36.87%）；受访者受教育程度为小学/初中/技校的有220人（22.04%），受教育程度为高中、中专的有312人（31.26%），受访者教育程度为大专及以上的有466人（46.69%）；受访者月收入在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 数据分析
将手机品牌作为因变量，其他变量作为自变量，把整理出的998份样本输入SPSS软件进行多分变量Logit回归分析。SPSS软件通过运算可得出常数项b(b0,b1,b2,K) 的值，代入Logit模型，即得到不同人口统计因素对手机品牌选择的概率。
3.1 单人口统计因素对手机品牌选择的影响
(1)性别。将变量brand（品牌，0：其他，1：诺基亚，2：三星，3：摩托罗拉）作为因变量，由于样本量中“诺基亚”、“三星”和“摩托罗拉”三种品牌在调查到的二十多个品牌中所占比重超过60%，所以笔者仅研究这三种品牌，将变量值为“其他”的作为缺损值，不进行分析。由于变量sex（性别，1：男，2：女）属于分类变量，因此作为因素变量进行分析。
SPSS软件进行最终方程的有效性检验得出的Sig值为0.033，小于0.05，因此方程有效；利用似然比统计量检测每一个变量对方程的影响，sex变量的Sig值也为0.033，小于0.05，说明变量性别对方程具有重要影响。
参数估计统计量如表4所示。
由于男性sex值为1，女性sex值为0，因此截距简化了女性的Logit模型。因为所有的系数为负值并且有显著意义，所以可以看出，女性选择诺基亚和三星的可能性都要比男性大。分析表4可以发现以下现象：对于诺基亚，男性与女性消费者的差异不显著，其Wald的Sig值大于0.05；对于三星，男性与女性消费者间存在显著差异，其Wald的Sig值小于0.05。根据分析，不难得出方程组：
P（诺基亚）P（摩托罗拉）=e0.364-0.104(sex)P（三星）P（摩托罗拉）=e0.492-0.502(sex)
P（诺基亚）+P（三星）P（摩托罗拉）=1
（2）年龄。由于受访者的年龄在统计时被记录为年龄段区间，因此变量年龄（年龄，1：≤29，2：30-39，3：≥40）属于分类变量，作为因素变量进行分析。表4.10为不同年龄段区间消费者选择三种品牌手机的人数。
最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比统计量检测得出的Sig值也小于0.05，说明变量age对方程具有重要影响（参数估计统计量从略）。
（3）教育程度。同样，受访者的教育程度（1：小学/初中/技校，2：高中/中专，3：大专/大学/研究生）属于分类变量，所以作为因素变量进行分析。表4.13为不同教育程度消费者选择三种品牌手机的人数。最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比统计量检测得出的Sig值也小于0.05，说明变量受教育程度对方程具有重要影响。（参数估计统计量从略）。
（4）个人月收入。将受访者的个人月收入作为因素变量分析其对消费者手机品牌选择产生的影响时，发现最终方程的有效性检验得出的Sig值大于0.05，因此方程无效。可以得出结论，收入因素对消费者手机品牌选择产生的影响不大，不同收入水平的消费者在选择手机品牌时存在的差异不大。
3.2 多人口统计因素对手机品牌选择的影响
以上分析的结果显示出个人月收入对手机品牌选择的影响不显著，因此在进行多因素分析时，将不再把收入因素考虑进去。本研究分别考虑：（1）性别与年龄；（2）性别与教育程度；（3）年龄与教育程度三种情况。假如模型不能够通过检验，则说明这些变量之间可能会有较强的相关性，不适宜放到一起来考虑。
（1）性别与年龄。将性别变量sex和年龄变量age作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验和似然比统计量检测得出的Sig值均小于0.05，说明方程有效，且变量sex和变量age对方程具有重要影响。其参数根据统计量介于篇幅所限，此处从略。表6为同时考虑性别和年龄两个人口统计学变量的消费者选择三种品牌手机的概率。（2）性别与教育程度。将性别变量sex和教育程度变量degree作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验和似然比统计量检测得出的Sig值均小于0.05，说明方程有效，且变量sex和变量degree对方程具有重要影响。其参数估计统计量略。
（3）年龄与教育程度。将年龄变量age和教育程度变量degree作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.001，因此方程有效。年龄变量的似然比统计量检测得出的Sig值为0.001，说明变量age对方程具有重要影响；教育程度变量的似然比统计量检测得出的Sig值为0.098，变量degree对方程也有影响。其参数估计统计量从略。
3.3 多人口统计因素对手机品牌选择的综合影响
本论文利用性别、年龄、教育程度和个人月收入四个人口统计因素分析消费者的手机品牌选择行为。通过分析已得知个人月收入对消费者的手机品牌选择行为影响不大，故在进行综合分析时，仅考虑性别、年龄、教育程度三个变量。
利用SPSS软件进行最终方程的有效性检验得出的Sig值为0.000，因此方程有效；利用似然比统计量检测每一个变量对方程的影响，sex变量的Sig值为0.029，age变量的Sig值为0.000，degree变量的Sig值为0.089，说明变量sex、变量age、变量degree对方程均具有影响。其参数估计统计量见表6。
分析表6可以发现以下现象：30至39岁的与40岁以上（含）的消费者选择了相同品牌的手机；小学、初中和技校学历与大专、大学和研究生学历的消费者选择了相同品牌的手机，Wald的Sig值全部大于0.05；对于诺基亚，男性与女性消费者存在的差异不大。
根据Logit模型，可以计算出某个消费者对每种品牌手机选择的可能性。
例如我们可以计算具有高中学历的24岁男性消费者选择各品牌手机的可能性。
同理可推出，任何一类人口统计因素组合的消费者对每种品牌手机选择的可能性。
4 结论
分析研究数据结果10，可以得知：（1）男性消费者选择诺基亚的概率最大，三星的概率最小；女性消费者选择三星的概率最大，摩托罗拉的概率最小。（2）年轻消费者选择诺基亚的概率最大，摩托罗拉的概率最小；中年消费者选择三星的概率最大，诺基亚的概率最小；老年消费者选择摩托罗拉的概率较大，选择诺基亚和三星的概率相同。（3）教育程度较低的消费者选择三星的概率最大，摩托罗拉的概率最小；中等教育程度的消费者选择摩托罗拉的概率最大，三星的概率最小；教育程度较高的消费者选择诺基亚的概率最大，摩托罗拉的概率最小。
综合性别、年龄和教育程度三个人口统计因素来看，选择诺基亚概率最大的是教育程度较高的男性年轻消费者，概率最小的是中等教育程度的女性中年消费者；选择三星概率最大的是教育程度较低的女性中年消费者，概率最小的是中等教育程度的男性老年消费者；选择摩托罗拉概率最大的是中等教育程度的男性老年消费者，概率最小的是教育程度较高的女性年轻消费者。
参考文献
［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.
关键词：商业银行；绩效考评；员工满意度
一、 问题的提出
一些文献对商业银行绩效考评指标的体系设计问题进行了讨论，但这些讨论的重点是如何对银行的经营绩效进行评价，可以对不同银行按绩效进行排名，而没有关注银行绩效评价的对象和主体即员工绩效。另外一些文献则以企业经营战略目标为考核依据，以平衡计分卡（BSC）为考核工具，讨论了以战略目标为导向、以员工绩效为考核对象的商业银行员工绩效考评指标体系的设计问题。这一类研究的基本思路大致相同：以BSC的基本框架为理论依据，明确银行的战略目标以后，将财务层面、客户层面、内部流程、学习与成长等四个一级指标进行分解，形成二级指标、三级指标和权重，实际考核时对照指标体系对部门和员工进行打分和计算，即可得出考核对象的业绩表现。但是，相关研究基本都属定性研究，并没有严格的计量检验的证据。
没有效率导向的企业经营绩效考核，就不会有效率导向的员工绩效考核。在商业银行竞争压力越来越大的情况下，基于效率（Efficient）和效果（Effects）的员工绩效考评已经成为各银行激励员工努力工作、提升银行竞争力的一种手段。尤其是在外资银行不断进入，新的银行经营模式和管理理念不断对传统的中资银行造成冲击的情况下，一些新近成立的股份制商业银行开始尝试以管理会计系统为蓝本的绩效考核体系，强调“价值创造”理念，固化“成本倒逼”机制，彻底实现商业银行员工绩效考核的市场化转型。管理会计系统是多维度的盈利核算系统，可以提供多维度的利润指标，用以支持绩效管理，因此，绩效管理是管理会计主要用途之一。借助于管理会计系统进行业绩评价，利用管理会计的利润指标体系构建“价值创造型”的绩效考核体系，能够促使考核由规模导向转为利润导向，促使企业每个单元都能够以价值创造为导向，实现企业利益最大化。但是，由于这一考核体系设计理念相对理性和刚性，而且指标众多内容庞杂，在一些试行的商业银行中引起不少争议。
二、 理论与模型
制度经济学（Institution Economics）与机制设计理论（Mechanism Design Theory）指出，“好的（Good）”制度与机制取决于两个最重要的因素：制度设计与制度执行。制度设计主要解决衡量标准和衡量内容等方面的问题，制度执行主要解决制度运行与监督保证方面的问题。由于个人目标函数差异较大，阿罗已经证实，在所有人都是理性选择的前提下，形成一个可以包容所有人偏好的社会目标函数是不可能的。但是，基于“一致计算”的原则，制度和规则必须得到大多数人的同意才会具有可执行性，制度设计的目的才有可能实现。在管理学的经典著作中，德鲁克在《管理实践》中提出的“目标管理”（Management By Objective，MBO）也指出，只有自上而下、自下而上多次讨论博弈，最后制订的组织目标才会成为激励手段而不仅仅是考核与约束。
绩效考核或绩效评价（Performance Evaluation）是对行为过程（Progress）和行为结果（Results）的考核与评定。显然，评估标准和评估执行是影响评估结果的两个最重要的影响因素。在现有的绩效考核实践中，几乎所有的组织单位都是自上而下的制订一套考评体系，或者邀请咨询机构设计一套考评体系来对员工进行绩效考核，很少能够按照“一致同意”的原则通过上下互动沟通而设定考核标准和考核执行机制。研究表明，一些组织高强度的绩效考核不仅没有发挥应有的激励作用，反而扭曲了员工的工作态度和工作行为。员工的工作满意度、工作投入度、组织承诺、组织公民行为变得越来越低，而消极怠工、蓄意破坏、不合作、忠诚度下降、离职等行为却越发普遍，绩效考核不再发挥应有的激励员工的正面作用，反而在某种程度上成为员工“反生产行为”的导火索。因此，员工在对绩效考核的认知与感受是至关重要的，员工对于绩效考核的公平感会直接影响员工行为（OCB）和组织绩效目标的实现。
员工的公平感是一种主观感受，而不同员工的主观感受是有差异的。对于绩效考评而言，员工首先考虑的应该是考核目的能不能接受、考核指标设置合不合理、考核内容合不合适、考核结果有没有及时反馈等等，公平感只是对考核结果与激励约束匹配差异的一种反应。显然，这种反应与个体情况紧密相关。对“反生产行为”可能产生影响的人口统计学变量包括年龄、性别、婚姻状况、受教育程度以及工作年限等。在中国样本中，收入和职位是另外两个最可能影响个体认知与行为的因素。在以往的实证研究中，人口统计变量一般都作为控制变量进入计量模型的，尽管这些变量与“反生产行为”关系的研究结论尚未统一，但是在回归模型中这些控制变量往往又是显著的。这说明，一套既能防止员工“反生产行为”产生又具有激励作用的绩效考核指标体系设计的关键，是能够在坚持战略目标导向的前提下，充分考虑员工个体情况的差异，在考核标准制订和考核执行两个方面都能做到让最多数的员工满意。尤其是在商业银行这样的特殊企业类型中，员工绩效考核更需要考虑员工的反应和行为。
三、 实证研究
1. 问卷设计与发放。在商业银行中引入管理会计系统作为员工绩效考核的指导思想和蓝本，固然能够扭转国有银行职工长期养成的地位优越的思想认识，但同时也让很多员工感觉压力太大和难以适应。管理会计系统本身比较专业，如果没有相应的财务知识可能很难理解。此外，一套完整的绩效考核体系应该包括考核指导思想、考核目的、考核准备、考核内容、考核指标、考核过程、考核时间、考核反馈和考核效果等几个方面，员工对绩效考核的满意度主要来自于对这些考核要素的评价和认知。依据上面提出的理论模型和商业银行绩效考核的要素与环节，本文设计了39项问题，请调研对象对考核的指导思想、考核目的、考核准备等问题进行评价，评价尺度为Likert五点量表。最后一题是效标测项，也是员工总体满意度测项。这样，问卷主体共有40道问题。其次是人口统计变量，包括性别、年龄、职位、收入等，共9题。其中，工龄包括两个方面的问题，一是个人全部工作时间，二是个人在本单位的工作时间。经验是指是否有其它银行工作经历，有记为1，无记为0。
问卷在广州某著名商业银行全行发放，发放时间为2013年2月～2013年4月，共发放400份问卷，回收有效问卷316份，有效率为79%。
2. 描述性统计。首先观察员工对绩效考核各要素的评价是否存在个体差异。如果所有员工对绩效考核的指导思想、考核目的、考核准备、考核指标等问题都具有同样的判断，那么绩效考核就不会在不同部门、不同级别的员工中造成不同的影响。
方差检验表明，从绩效考核各要素的角度看，考核是否经过充分准备在人口统计变量中的差异性最多，不同年龄、不同职位、不同学历、不同专业、不同收入和不同工作经验的人对银行绩效考核的准备工作评价都有显著不同；其次是对考核目的的评价，学历、专业、婚姻、收入和经验都是显著的影响因素；再次是对考核能否及时反馈和考核效果的评价，年龄、学历、收入和经验同样是显著的影响因素。而从人口统计学变量的角度看，对绩效考核各要素的评价差异最大的影响因素则是个人年收入、是否有其它银行工作经验、学历和年龄，尤其是收入变量和工作经验，不同收入和工作经验的人几乎对所有绩效考核要素的评价都存在差异性。
其次考察员工对绩效考核的总体满意度在人口统计变量中是否具有显著性差异。分析结果表明，几乎所有的人口统计学变量对绩效考核的总体满意度评价都有显著性差异，换句话说，几乎所有不同身份特征的员工对现有绩效考核工作都有不同的看法和意见。
3. 计量分析。本文认为，员工对绩效考核的认知与评价是影响员工考核满意度的主要因素，而在这一影响过程中，不同人口统计变量将对主效应产生重要影响。从方差检验的结果看，绩效考核各要素评价和绩效考核总体满意度在不同身份特征的员工之间存在显著的差异性。本部分还将利用逐步回归模型（Stepwise Regression）考察人口统计变量、考核评价对满意度的影响。统计软件为SPSS17.0。
结果表明，在控制变量对总体满意度的回归中，员工的职位、年龄、学历、收入、经验都是影响员工绩效考核总体满意度高低的因素。但是，职位、年龄、学历和收入三个变量的影响都是负面的，职位越高、年龄越大、学历越高、收入越高的员工满意度越低，仅有工作经验的影响是正的。而在绩效考核各要素对总体满意度的回归中，指导思想、考核准备、考核过程、考核反馈和考核效果等几个方面是影响员工总体满意度的主要因素。其中，考核过程越复杂，牵涉的方面越多，越容易引起员工的不满。把人口统计变量作为控制变量进入总回归模型后，控制变量仍然显著的是职位、收入和工作经验，但是工作经验的符号由正变成负，也就是说，有其它单位工作经验的人满意度越低。此外，在本单位工作时间长短也成为影响总体满意度高低的一个因素，在本单位工作时间越长的人，满意度越高。和单纯的控制变量回归结果相比，单位工作时间的影响作用也发生了反向变化，由负面影响（但不显著）变成正面影响。而与单纯的绩效考核要素对满意度的回归结果相比，考核效果评价的影响作用不显著，但是考核指标评价的影响作用加强，即考核指标设计得越复杂，越容易引起员工的不满。
四、 分析与讨论
员工绩效考核是一个系统，这一系统不仅包括了考核指标设计、考核标准制订、考核的具体执行等方面的内容，而且还应该包括考核指导思想、考核目的、考核准备、考核反馈机制等等。为了尽量少引起员工的“反生产行为”，考核的每一个环节都应该得到员工的理解和支持，如果员工不认同或不接受绩效考核的设计理念、具体内容和执行方式，那么绩效考核的激励作用就会消失殆尽，员工的抵触情绪和抵触行为就有可能不断发生。
本文的实证研究结果证实，绩效考核各要素评价在员工个体间存在着显著的差异，而且绩效考核的总体满意度在不同身份的员工之间也存在显著差异。这说明，在商业银行的绩效考核过程中，存在着员工“反生产行为”产生的可能，本文提出的理论模型是成立的。进一步的考察发现，职位、收入和工作经验是影响员工总体满意度的最重要的三个影响因素，而且全部都是负面影响。就职位因素而言，职位越高的人满意度越低，可能的原因是越高层的员工，手中掌握的权力越大，在成本概念没有得到加强之前，职位产生的权力租金（Power Rents）基本上由领导本人说了算；但是，管理会计系统强化了利润创造，对成本结构形成硬性约束，职位带给领导的各种收益将被降低。而且，绩效考核工作量大，指标计算复杂，考核频率快，持续时间长，给领导增加了工作负担。因此，领导层对强制性的绩效考核往往都有不满情绪。从收入的角度看，收入越高的人对绩效评价的总体满意度越低，可能的原因是这一指标和职位因素密切相关，银行职工的收入在领导层和普通员工之间拉得距离较大，高收入群体其实就是占据领导职位的人，收入越高，成本约束越强，对绩效考核就会越不满意。从工作经验来看，有无外单位工作经验对满意度的影响是负面的，有其它银行工作经验的越容易导致不满。这一点和单纯作为控制变量回归的结果正好相反，可能的原因是如果不与其它单位比较，本单位的工作经验对于复杂的绩效考核是有妥善应对功能的；但是与其它单位的情况一比较就会发现，这套管理会计系统可能会降低收入或增加工作量，不满情绪就会产生。这说明，如果单纯从方便管理的角度讲，一直在本单位工作的员工更容易接受绩效考核；这也同样说明，不同单位工作经验可能具有双刃剑的影响。
从绩效考核各要素情况来看，加入控制变量后仍然显著的有考核指导思想、考核准备、考核指标和考核反馈等几项指标。这一结果为“一致同意”或MBO管理提供了有力的证据。如果员工能够认可绩效考核的设计理念和指导思想，比如说绩效考核不是为了约束个人，而是为了提升银行竞争力，并从长远角度不断提升个人收益水平等，那么员工就容易对绩效考核表示满意。而考核之前的工作也非常重要，俗话说“磨刀不误砍柴工”是有道理的，既然成本导向型绩效考核本身就会对个人收益或个人行为造成重大影响，如果不在行动之前做好教育、宣传和鼓动工作，员工一方面可能因为难以理解考核内容和指标而产生抵触甚至对立情绪，令一方面也可能会因为被排除在参与之外不能表达意见而生怨恨。考核指标设计对员工满意度的影响是负面的，指标设计的越复杂，员工满意度越低。这一结果比较容易理解。但在实践中，很多单位的绩效考评体系都是极其复杂的，不是专业人士根本就没法全部搞懂，员工不信任感由此产生。最后一项对员工满意度产生显著影响的因素是考核的反馈机制，考核不能及时反馈，或者考核结果与考核承诺的激励不能相匹配的话，员工的不满情绪立刻就会产生。这一结果提醒实践者，“言必行，行必果”必须得到切实保证，形式主义的绩效考核更容易伤害员工的积极性。
五、 总结与建议
本文以广州农村商业银行为样本，考察了员工对复杂绩效考核系统的评价和态度。本文的研究证实了员工个体差异和对绩效考核各要要素的评价是影响员工绩效考核总体满意度的重要影响因素。和员工“反生产行为”的相关研究相比，本文的研究更为具体和深入，程序公平和结果公平应该贯彻到绩效考核的每一个环节，如果员工不能认可绩效考核的指导思想、考核指标、考核过程、考核反馈机制，绩效考核工作没有做好充分的准备工作，那么员工的“反生产行为”就有可能会发生。
本研究发现，个体特征对绩效考核满意度的影响往往都是负面的，职位、收入、工作经验甚至学历、年龄等因素都会让员工产生不满情绪。每个员工都是独一无二的，在某种意义上讲，他们都是既得利益者，绩效考核机制明确了个人的责任和义务，界定了权利的边界和内涵，这一考核过程极有可能会打破原有的利益格局，触动某些人心中的“奶酪”，继而会引起相应的情绪反应。因此，一套考核机制不仅需要尽可能地兼顾最大多数人的利益，接受最大多数人的意见，还需要在高层获得强有力的支持才有可能真正执行。目前，一些商业银行推行管理会计系统为蓝本的绩效考核体系，主要的动力就是来自银行的最高层。银行领导承担的压力最大，他们迫切需要体制、机制创新来提升银行竞争力。但是，银行毕竟不是普通的企业，完全市场化的考核机制是否适用，是否会引起员工的“反生产行为”，还需要在实践中不断总结，不断完善，不断创新。
参考文献：
1. 关新红.构建合理的商业银行绩效评价体系.中国财经大学学报，2003，（7）：17-21.
2. 关新红.基于风险的银行绩效评价方法.中央财经大学学报，2004，（5）：26-30.
3. 谢赤，钟赞.熵权法在银行经营绩效综合评价中的应用.中国软科学，2002，（9）：108-110.
4. 周春喜.商业银行经营绩效综合评价研究.数量经济与技术经济研究，2003，（12）：98-101.
5. 袁云峰，张波.商业银行经营绩效综合评价体系研究.国际金融研究，2004，（12）：28-32.
6. 张中朝，华军峰，甘茂智.商业银行绩效考核体系构建——一个现实框架.中央财经大学学报，2006，（9）：24-29.
7. 江小华.我国商业银行绩效考核机制现状及改革策略.上海金融，2008，（10）：32-34.
8. 曹建平，姚舜，黄明喜.平衡计分卡在商业银行绩效考核中的运用.上海金融，2004，（12）：51-54.
9. 赵国杰，赵红梅.基于平衡记分卡构建商业银行绩效评价体系.现代财经，2004，（5）：3-6.
关键词：反生产行为；影响因素；个体差异；情景因素
在经济全球化和竞争国际化的背景下，企业不仅面临着外部竞争的压力，而且需要应对更加复杂的员工行为管理问题。其中，反生产行为（Counter Productive Work Behavior，简称CWB）管理成为目前组织行为管理所面临的一项严峻挑战。研究者很早就发现，反生产行为对组织危害巨大，仅经济损失，每年就高达60亿至2000亿美元，有30%的企业倒闭是由员工的反生产行为所导致的。在网络时代，反生产行为具有自内向外扩散的"涟漪效应"，其消极后果已经到了企业无法忽视和回避的地步。员工在工作场所中的反生产行为（如撒谎、缺勤、破坏、攻击、偷窃和贪污等）及其管理，已经演变为世界各国企业共同面临的一项重要而紧迫的课题。
一、员工反生产行为的概念内涵
对于反生产行为概念内涵的理解，不同学者有不同的看法。
Mangione和Quinn（1975）第一次提出有关工作场所反生产行为的概念，认为他是一种雇员不作力的表现，一种与雇员创造利润的工作表现相对的破坏资方利益的行为，譬如：故意破坏雇主的工具。
Spector和Fox（2005）认为反生产行为是伤害组织和组织利益相关者的行为，其中利益相关者包括投资者、顾客和员工等。
Sackett和Devore（2001）则认为员工任何有意违背所在组织合法利益的行为都是反生产行为，并提出了三条判断标准：（1）无论行为是否造成恶劣后果，只要该行为是有意为之；（2）该行为可以预见带来伤害，但未必一定招致恶劣后果；（3）此行为对组织合法利益的潜在伤害要大于其对组织带来的潜在利益。
虽然学者们对反生产行为的概念众说纷纭，但从以上表述中可以总结出反生产行为的内涵：第一，行为主体。反生产行为的行为主体是员工。第二，行为客体。反生产行为的行为客体不单是指组织本身，还包括组织成员；不仅仅是有形财产，还可以是组织成员的名誉、组织品牌和企业公众形象等无形资产。第三，行为性质。首先，在行为的意识水平上，反生产行为是组织成员有意采取的，是其故意的、自主决定的行为。其次，对组织的规范而言，反生产行为不仅是指违反组织正式或非正式规范的行为。无论组织规章制度是否明文规定，也不论组织成员主观感知到该行为的严重性、危害性、可接受性如何，只要某行为客观上给组织带来有形与无形的消极影响，它就属于反生产行为。第四，行为结果。反生产行为在客观上给组织成员、组织的有形资产或无形资产带来了消极影响。
二、企业员工反生产行为的前因变量
Martinko，Gundlaeh和Douglas（2002）提出了一个关于反生产行为研究的整合理论，他们将影响反生产行为的因素分为两类，分别是个体差异和情景因素。
（一）个体差异
1、个体因素
主要指参与反生产者个人差异方面的共有特征，包括人格特征、态度、工作满意、情绪等因素.通过学者们大量的实证研究发现：宜人性能够较好地预测员工的离职行为；同时，责任意识能够预测越轨行为和离职，情绪稳定性能够比较好的预测离职；员工的自控性与反生产行为之间存在显著负相关；而自负与反生产行为发生频率呈显著相关关系；个人道德水准与员工的反生产行为之间也呈现显著负相关；另有研究表明：男性较女性而言，实施反生产行为的可能性更大。根据勒温的场论"任何行为都是个人差异因素与情景因素交互作用的结果"，因此工作场所的反生产行为并非是单方面变量的影响，往往是多个变量综合作用的结果。Skarlicki和Folger、Tesluk（1999）通过实证研究证明：负面情绪较高或宜人性较低的雇员在组织内感觉不公平时，更容易实施报复行为。
2、人口统计学特征
诸如性别、年龄、家庭背景，受教育程度、任职期限等人口统计学特征同反生产行为存在着联系。然而这些变量与反生产行为关系的研究结论尚未统一。Hollinger和 Clark指出新进、年轻和兼职员工更可能从事反生产行为，但也有研究发现年龄与反生产行为是正相关关系，年龄越大越容易从事反生产行为。Lau等在对反生产行为前因变量进行定性和定量分析时发现年龄与偷窃、生产偏差行为、迟到和旷工呈负相关关系，女性更容易迟到，男性更容易滥用药物，已婚者要比未婚者更可能实施偷窃，工作年限与迟到、偷窃行为显著正相关，受教育程度与迟到、旷工呈微弱负相关关系。对于上述不一致的研究结论，虽然Murphy指出无法找到一个清晰的理论来解释人口统计学变量与反生产行为的关系，但在众多理论研究中，上述人口统计学变量通常都作为控制变量，说明这些变量与反生产行为存在相关关系。
（二）情景因素
1、工作因素
与工作或职务特征相关的前因变量，包括工作压力、工作完成的困难性、工作的危险程度、工作或任务的自主性等特征。相关研究证明，工作压力导致员工产生消极情绪，进而引发一些反生产行为，而角色冲突、角色模糊以及角色负荷等便是常见的可以形成工作压力的工作特征。Martinko等指出任务困难性是影响反生产行为的情景因素之一。Lau等指出工作压力与旷工、偷窃以及蓄意破坏等反生产行为积极正相关。Schweitzer等也证实工作目标是导致员工非伦理行为的刺激因素。除了工作压力以外，一些工作本身也可能向员工提供从事反生产行为的机会。比如，团队工作可能滋生搭便车行为，不在领导监视范围的工作可能发生迟到、旷工、造假、努力撤退等不良行为，而独立性工作安排也可能导致员工彼此间不共享知识、不相互合作。
2、组织因素
常见的影响反生产行为组织因素包括组织反生产行为规则、组织的伦理氛围与伦理文化以及绩效考核与薪酬管理制度等。相关研究发现，当组织内出现正式反偷窃政策时，零售组织中的偷窃率明显下降，并且员工惩罚严厉感越强烈，偷窃率就越低。不良的工作群体规范也会鼓励员工从事工作场所的反生产行为。Trevino等指出伦理氛围和伦理文化都可以对员工的（非）伦理行为产生影响，不同的组织伦理氛围与不同类型的反生产行为关系不同，在功利性、私利性伦理氛围下，员工从事反生产行为的可能性较高。Marcus和Schuler也指出组织对抗反生产行为的氛围（政策、监视、制裁）是限制反生产行为的情景-控制因素。Werbel和Balkin指出结果导向考核要比行为导向考核更能滋生不良行为，绩效薪酬、个体薪酬以及非连续薪酬策略也可能更容易引发不良行为。Price的研究发现，那些处于低薪酬职位的员工更加可能缺席。
3、领导因素
关于领导行为与员工反生产行为的关系是近年来研究的热点，其中辱虐管理最具代表性。辱虐管理是指下属感知其领导持续从事口头和非口头敌意行为的程度，但不包括身体接触。目前，比较一致的研究结论是领导的辱虐管理会积极影响员工的反生产行为。比如，Detert等在研究领导管理方式对员工反生产行为的影响时发现辱虐管理与反生产行为积极正相关。Tepper等也研究发现辱虐管理通过情感承诺对下属的反生产行为产生影响。此外，Dineen等发现领导的指导行为与员工反生产行为呈负相关关系，但若领导行为不正直，即便其提供指导行为，员工依然可能从事反生产行为。Mayer等研究发现伦理型领导与反生产行为呈负相关关系。
4、员工认知因素
员工认知因素是反生产行为前因变量研究中被学者们探讨最多的一类情景因素，包括工作满意度、组织公平感、组织承诺、组织自尊、组织支持感以及心理契约破裂等。Mount等证实工作满意度与反生产行为呈负相关关系。Aquino等发现，互动公平与组织指向反生产行为负相关，而分配公平、互动公平与人际指向反生产行为负相关。组织自尊是个体对通过组织情境下角色能够满足其需求的相信程度。高组织自尊个体更加认同组织，倾向于表现出较多的积极行为和较少的消极行为。Pierce 和 Gardner指出组织自尊会积极影响员工的伦理行为意愿。对于组织支持感，Colbert 等实证研究发现感知发展性环境与撤退，组织支持感与员工的人际反生产行为呈负相关关系。心理契约破裂是员工对组织履行其承诺程度的一种感知。Bordia 等研究发现心理契约破裂会引发员工消极的情感反应和报复心理，进而导致组织指向反生产行为。
5、环境因素
外部的环境变量对反生产行为也存在着影响。例如，高就业率和繁荣的经济带来了缺席率的上升（Markham & MeKee，1991；Drogan & Wooden，1992），然而，当员工有机可乘时或是物品便于取得时，员工会从事更多的偷窃活动（Astor，1976；Hair，1976）。最后当早晨阳光充足时，员工一般上班比较早，而当傍晚夕阳耀眼时，员工一般上班比较晚（Mueser， 1953）。Penney 和 Spector研究证明高温、噪音、拥挤、空气污浊等也会诱发反生产行为。
三、预防及控制对策
工作场所的反生产行为具有极大的危害性，组织应该采取措施对反生产行为行为进行有效的预防和控制。
（一）营造良好的企业文化，形成有效的非正式控制机制
企业文化是一个企业的经营价值观、企业精神和企业形象的源泉，良好的企业文化可以提高员工的工作态度以及团队的凝聚力和向心力，通过这种非正式的管理手段在基层员工的心理上形成一种团队导向的工作氛围。从根源上可以抑制反生产行为的出现。
（二）增加组织公平感
组织不公平是推动员工反生产行为的重要原因。企业应努力营造开放、透明的决策环境，有针对性的改善组织公正环境。组织决策遵循公正原则、领导对待员工保持良好的态度、完善收入分配体系等一系列措施可以增加员工的组织公平感。
（三）加强内部监督控制
做好反生产行为的预防措施，在有反生产行为出现的征兆时，管理层要及时了解员工的情况和动向，争取消灭其产生的诱因。制定反生产行为的惩罚性措施，在反生产行为出现之后，对员工进行适当的惩罚，此外还要深入分析员工的动机和内部环境因素。在企业内部建立通畅、民主的沟通渠道，了解员工需要和对组织的认知，明白员工对组织有哪些不满并及时化解，努力与员工建立和谐的关系，能有效消除员工与组织的冲突。
（四）改善工作设计
工作分配与目标制定要合理并与个人能力相匹配；确保结果的分配不偏不倚；允许员工参与决策制定过程并积极倾听他们的意见和建议；并在执行程序的过程中充分尊重、关心员工，向员工解释各种信息以提高员工的分配公平感、程序公平感和互动公平感。结合组织发展的需要，为员工制定合理的职业生涯规划，并创造条件帮助员工实现个人职业目标，使员工对企业产生较高的理想承诺，从而极大地减少工作偏差行为的产生。
（五）注重员工的培训与开发
对新员工进行针对性的培训，可以有效引导员工熟悉环境，减少焦虑感，增加归属感和认同感。向员工开展压力应对技能的培训，包括放松训练、理性情绪治疗、社会技能培训、时间管理等，能使员工正确认识压力，提高其对工作的应激能力和应对压力能力。提供专业技能方面的培训，使得员工不断学习以应对知识落后与自身价值的可能贬值，使得其对于工作的胜任力提高，可减小工作的复杂性所带来的压力。
参考文献：
[1]张永军，廖建桥，赵君.国外反生产行为研究回顾与展望[J].管理评论，2012，（7）.
[2]彭贺.反生产行为理论研究综述[J].管理学报，2010，（6）.
[3]黄瑛，裴利芳，曹飞鸿.反生产行为研究：概念、特征及结构维度[J].人力资源，2012，（8）.
一、旅游客源市场结构理论
旅游客源市场按消费者地理区域分布、时间分布及旅游动机类型可划分为旅游客源市场空间结构、时间结构、旅游类型结构。
美国著名旅游市场学家埃塞尔等人，按旅游者流向将旅游市场分为一级市场（即游客数占目的地接待总人数比例最大，一般达40%～60%的客源市场）、二级市场（即游客人数在目的地接待总人数中占相当比例的客源市场）以及目前来的人数尚少的机会市场（也叫边缘市场）。旅游客源市场空间分布集中性可用地理集中指数来定量分析，其模型为：
G为客源地的地理集中指数；Xi为第i个客源地的游客数量；T为旅游地游客总量；n为客源地总数。G值越接近100，游客来源越集中，旅游经营越不稳定；G值越小，则客源越分散，客源市场越稳定。
旅游客源市场随季节的不同而发生变化，因为对某一旅游地来说，不同的季节，其气候不同，加之存在一些影响客源季节性变化的社会因素（如节假日、传统习俗等），因而会出现旅游淡、旺季。
此外，旅游客源市场按消费者人口特征还可划分为年龄结构、性别结构、职业结构、文化层次结构、收入结构等。
为了适应不断变化的市场环境，在激烈的竞争中获得生存与发展，各旅游地、旅游企业必须研究旅游客源市场结构，明确自己的客源市场目标，以便对自己的旅游产品进行正确的定位，制定切实可行的客源市场规划，调整旅游产品经营组合，制定合理的价格政策，并集中人力、物力、财力等，选择最佳的宣传促销渠道，有针对性、有秩序地开拓自己的客源市场，以提高旅游客源市场占有率和旅游经济效益。
本文拟以全国百强县之首的江苏省江阴市为例，在对调查样本的社会人口统计特征和旅行特征，以及旅游者旅游动机正交旋转因子分析研究的基础上，对江阴旅游客源市场进行了较为深入地比较分析。
二、资料来源与研究方法
笔者于2013年6-7月，对江阴旅游者进行了当面问卷调查。发放问卷720份，回收有效问卷494份，有效回收率68.61%。
问卷包括三部分内容：被调查者的人口统计特征及社会属性、旅游行为特征、旅游动机表述。其中动机表述共21项，要求被访者用1（非常不同意）～5（非常同意）的等级方法来回复自己对旅游动机的表述，采用SPSS软件对调查数据进行分析处理。首先，对问卷的第一、二部分数据进行描述性统计分析和交互分析，考察目的地游客的人口社会统计学特征以及不同组别旅游者的决策等行为；然后，采用主成分分析法和其他相关数据分析方法对第三部分的动机进行归纳分析。
三、旅游者的背景特征研究
（一）客源地特征
根据数据分析结果发现：来江阴的游客中本省的占34.4%；江苏、上海和浙江、安徽所占比例也很大，四地之和达61.6%，这些地区距目的地较近，经济较为发达，居民旅游意愿较为强烈；其次是福建、河南以及山东等省也占据一定比例，这主要是由于这些地方在江阴做生意或是打工的人较多，这些人利用假期或闲暇时间到江阴旅游资源旅游的缘故。在客源调查中，江阴本地游客所占比例较高，这于江阴所有旅游景点只对本地市民免费开放有一定关系。总的来说，客源的距离衰减原理表现的非常明显，出游距离较短，中短途的旅游者占绝对多数。
（二）人口统计学特征
如表1所示：在年龄分布上，25―44岁的游客比例最高，这主要由于调查选择在非节假日期间进行，在旅游景区游玩的大都是本地市民和外地旅游者，45-64岁游客占25.7%，高于全国平均水平，其中很大一部分是单位组织的商务会议或奖励旅游。15―24岁的比例达18.8%，很多是工厂里打工仔打工妹利用休息时间一起出来游玩。14岁以下的比例最小，仅占0.8%。小孩主要是部分家长带孩子出来一起亲子游。
在文化程度上，由于受调查的游客中江阴本地游客较多，而江阴由于经济发达，教育重视，所以，江阴本地市民的文化水平普遍较高，同时，江阴由于重视人才的引进和培养，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%就不足为奇了。
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当比重，达到22.5%。与之相对应的是出游者的职业构成，企事业管理人员和文教卫生/专业技术人员占到34.2%，其次为学生为16.3%，服务销售商贸人员11.2%，职业构成与学历以及收入水平存在显著的正相关。
四、旅游者决策与动机行为研究
（一）出游方式
江阴游客以散客为主，占46.8%；其次是参加旅行社，占27.6%；再者是单位组织的福利、奖励旅游占16.3%，最后是因公务、出差、开会顺便出游的，为9.2%。其中，散客出游方式，又以家庭和亲朋结伴出游为重。总体来说，江阴旅游喜欢结伴出游，乐意与身边的人分享旅游经历。
（二）旅游信息来源
相关群体的介绍是主要的信息渠道，包括亲朋的推荐和旅行社的推介，分别占28.7%，9.3%，其中亲朋的推荐的28.7%是所有信息来源渠道中比例最高的，由此可以看出口碑对于游客的旅游决策起到异常重要的作用。另外一些白领倾向于在网站搜索旅游信息，比例为13.4%。这个比例也较高，说明在现代网络时代，大众对于信息的来源已经开始依赖于网络；最后广播电视的宣传手段作用也比较大，达到16.4%。而报刊杂志和旅行社推荐比例是最低的，只有10.1%和9.3%。
（三）主要交通工具
受客源地的影响，到江阴旅游所选交通工具主要以汽车为主（54.7%），另外私家车所占也比例非常高，达到23.1%。在客源市场开发过程中要特别关注自驾车旅游市场的特点和需求。
（四）旅游者的出游动机研究
使用SPSS16.0对江阴市旅游者旅游动机进行因子分析，首先对21项旅游动机描述项进行KMO统计量分析和巴特勒球形检验。KMO值=0.819，大于0.7，说明作因子分析的效果较好。巴特勒球形检验的 概率是0.000，说明数据具有相关性，适宜做因子分析。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转法对提取的公因子进行旋转，以使公因子有较满意的解释。以特征根大于1、因子负荷大于0.4为标准，可得5个动机因子，共解释54.9%的方差，能够概括江阴市游客主要旅游动机：
第一个动机因子包括9个变量，如考察学习、慕名而来、体验不同的生活风格、增长见识增加知识等，命名为“考察体验”动机，解释总方差的17.33%；第二个动机因子包括观赏美丽的风景、身体心理放松休息、处于平静的气氛中等，命名为“游憩放松”动机，解释总方差的16.95%，前两个动机因子解释方差最多，是解释江阴市旅游者动机差异的最主要因素；第三个动机因子包括探亲访友、和家人朋友在一起、带孩子游玩增长见识，命名为“增进亲朋感情”，解释总方差7.67%；第四个动机因子包括商务公务会议需求和建立友谊发展关系两个变量，命名为“商务/公务关系”动机，解释总方差6.97%；第五个动机因子只有一个变量，命名为“宗教”动机，解释总方差6.00%。
五、江阴客源市场的开发构想
（一）明确并选择合理的客源市场目标层
根据对江阴旅游者客源地特征分析，江阴旅游者主要客源地应该重点锁定在华东及华东周边地区。
华东地区，特别是以上海为中心的长江三角洲，是我国经济比较发达、城市密集、人口稠密的地区，出游能力较强，加之，江阴是长三角地区的几何中心，交通发达，在本区内可达性较好。因此，该区应成为江阴市国内首选市场。华东周边地区距江阴也不远，在现代交通的背景下，华东周边的游客可以很方便的通过飞机、高铁、高速公路直达江阴。事实上，华东周边地区如福建、湖南、河南等地区在江阴市国内客源市场中已占一定比例。这地地区可进行适度的宣传促销，以作为江阴市国内客源市场的补充。
（二）加强区域合作
华东地区旅游资源丰富，区内集中了35处国家级风景名胜区，还有许多著名的旅游城市，已形成一定的旅游网络。南京市无论在资源开发方面，还是在促销方面，都应该与片内其他地区加强合作，这样可以形成优势互补，还可以借助周围旅游区，提高自己的知名度，扩大自己的客源市场。如上海是著名的国际化大都市，其国内、境外客源市场都很大，其每年境外游客数达100多万人次，国内年流动人口达1亿人次，江阴距离上海只有198公里，沪宁高速、沿江高速、京沪高速、京沪高铁等多条交通线路直通上海，如能与上海方面合作，将上海的部分游客中转过来，那将是一个可观的数目。
（三）加大宣传促销力度
根据江阴旅游者的信息来源分析，江阴在客源市场的开发中一定要加大投入重点可以采取以下方式：（1）采用多种形式的广告，如在具有标志性的江阴长江大桥两边设置大型广告牌、在车站候车厅运用大屏幕广告等；（2）编印各种介绍江阴的小册子，并可作免费赠送尝试；（3）拍摄江阴旅游风光录像片，在国内外电视台播映；（4）运用广播电台向国内外广播宣传；（5）建设江阴自己的旅游网站，并加强在网络上进行江阴旅游形象的推广；（6）与其他地区联合宣传。此外，江阴旅游宣传要多走出去，多参加国内国际旅游方面的展销、促销活动等等。总之，可以通过不同渠道形成全方位、多层次的海内外促销网络。
（四）加快软、硬件建设，塑造良好的旅游城市形象
近年来，江阴的旅游基础设施、服务设施有了很大的改善，但还不尽如人意，尤其是市内道理狭窄、交通拥挤状况未能有效地改变，连接各个旅游景区的交通系统还未建成，市容市貌、卫生状况也有待进一步改观。因此，要尽快加强基础设施建设，改善城市旅游环境，进一步提高服务质量，树立良好的旅游城市形象，打造江阴在旅游者心中的良好口碑，使江阴市的旅游业再上一个台阶。
参考文献：
[1]保继刚，楚义芳.旅游地理学[M].北京：高等教育出版社，1999.
【关键词】彩票；收入弹性；春节效应
一、引言
自从1987年第一批福利彩票开始发行，继而1995年体育彩票也开始发行，彩票行业逐渐发展完善，成为政府筹措公益慈善资金的重要来源。2011年，我国彩票销售额就达到2215亿元，创下历史新高，共筹集彩票公益金634亿元，为我国的公益事业提供了强大的资金助力。彩票行业的另一个重要贡献在于提供了大量的就业岗位，特别为很多个体经营者带来了一个不错的就业选择。彩票营业税也成为服务业营业税较快增长主因。同时，对普通大众来说彩票也逐渐的进入了他们的消费生活，其中不乏一夜暴富的故事，也有为博头奖倾家荡产的反面例子。随着彩票影响力的不断增强，国内学界也更多的关注彩票相关的研究。哪些因素影响了彩票销售就是一个研究的热点。而在众多的影响因素中，收入无疑是最关注的焦点。原因是，在中国，彩票公益金的主要用途是政府的福利救济和中低收入群体的体育健身设施的建设，理想的模式是通过彩票将一部分中高收入人群的收入转移支付到中低收入人群中，来提高整个社会的福利水平。但是，如果购买彩票的绝大部分都是低收入者，绝大部分的买彩票者都是为了追求一夜暴富，而彩票并没有想其他娱乐品，例如电影，给购买者休闲的效用，那可能上述理想的情况不但不能出现，有可能还会更糟。如果真的那样彩票管理者就应该检查彩票发行机制来改善情形了。
本文利用中国2007-2010年来省级彩票销售量的面板数据，从总量分析上来研究人均收入对人均彩票销售量的弹性，同时，指出总量分析在这种关系识别上存在的问题，通过一个特殊外生事件（春节效应）的研究来对两者的关系进行修正。
二、文献综述
在研究收入与彩票销量关系的文献中，按数据类型的不同，主要分为微观分析和总量分析。前者是基于对彩票潜在购买者调查的微观数据，通过一些例如Tobit一类的微观计量模型，来研究包括收入、性别、年龄、种族、宗教等个体变量对彩票购买意愿以及购买量的影响。后者是基于地区，国家的宏观总量统计数据，例如人均收入、人均GDP、教育水平、贫困程度等变量，来研究对该国家或者地区总体彩票销售量的影响。
微观分析代表文献中，Farrell和Walker（1999）利用基于英国微观个体的面板数据，通过Tobit模型研究了收入、年龄等一些人口统计学特征对彩票购买者购买概率和购买量的影响，他们主要关注了价格弹性以及“二次反转”（double rollover）对购买的影响。他们发现高的价格弹性和低的收入弹性。Rubenstein和Scafidi（2002）等通过美国Georgia洲1998年的微观家庭抽样调查数据对该州教育彩票的购买偏好和最终用途进行了研究，发现低收入和非白人家庭的购买量更高，但是高收入家庭在教育彩票的收益上更大。同类的研究还有Grotea和Mathesonb（2007）等。
总量分析的代表性文献中，Mikesell（1994）研究了1983年倒1991年美国33个州的人均季度彩票销售量与各州各种经济指标间的关系，主要发现人均收入对人均彩票销售量的平均收入弹性达到了3.9，失业率相对与人均彩票销售量的弹性要低得多，只有0.054。但彩票的销售量对失业率的变化是敏感的，失业率增加1%彩票销售量增加0.17%。Mikesell同时指出研究结果也证实了在经济的衰退期，更多的人会感受更沉重的生活压力，增加彩票的购买的假设。Garrett（2001）研究了1997年全球82个国家和地区的人均彩票销售量和该国家地区的主要经济指标间的关系，发现平均来看全球人均收入对人均彩票销售量的收入弹性为1.347，比较各个大洲的情况，非洲为0.71，亚洲为1.31，北美为1.182，欧洲为1.681，南美最高为2.065。Garrett还研究了彩票销售量占国家GDP的比重和各个国家或地区收入水平之间的关系，发现中低收入国家或地区彩票销售量占国家GDP的比重较高，而低收入和高收入国家的比重较低，近似存在一种倒U型的模式。Coughlin和Garrett（2009）使用2005年美国七个州彩票数据，通过把收入分为名义收入、财富和转移支付三类，分别考虑了它们对彩票收入的弹性，发现转移支付的弹性最强，也暗示得到政府转移支付更多的低收入人群购买了更多的彩票。
分析文献我们发现，丰富的微观数据能够对潜在彩票购买者的购买意愿和购买数量进行精确的计量分析，而且大多数的结果和微观经济学以及心理学的理论相吻合，即对乐透型的彩票，低收入人群，高生活压力的人群是它的主要购买人群，彩票随收入增加的边际消费倾向是递减的，甚至从理论和现实中都存在低收入者购买彩票的绝对数量也会高于高收入者，比尔盖茨很难为了中个五百万而购买一张彩票。但是，对中国国内的研究来说，由于我们还没有完善的微观数据收集系统，数据的缺失使这样的研究很难严谨的展开。所以，本文也采用的是总量分析的方法。但特别需要注意的是，总量分析却存在一个严重的问题。仅仅估计到一个正的收入弹性，是无法说明单个个体会随着收入的增加而增加彩票的消费量。这是因为，针对人均收入对人均彩票销售量的弹性，总量分析得到的是一个地区一个个体平均意义下收入变化对彩票消费的影响，但是如果该地区本身人均收入的差异很大，高的人均收入的地区伴随着更多的低收入群体，总量分析的结果就可能有问题。极端的来讲，一个高的弹性可能是大量的低收入者巨额的购买和少量的高收入者的零购买形成的，这样平均意义下的弹性就没有多少的实际意义。本文后面的工作就是不仅仅估计出人均收入对人均彩票销售的弹性，还有通过总量数据来分析到底是流动人口是否是彩票的主要消费者。
三、研究设计与数据来源
首先，为了得到中国各个省、直辖市彩票的收入弹性，本文在Garrett（2001）的模型上构建了彩票人均销量与人均收入的计量模型。相对与Garrett（2001）的横截面模型，本文通过中国2007年至2010年，中国大陆地区31个省、直辖市年度的彩票销售数据和相应的收入数据建立了面板模型。
…………（1）
（1）式中，表示指定省市i年份t的人均彩票销售量，表示i省市年份t的人均GDP，表示i省市的截距，表示i省市的斜率，表示误差项。
本文选择的面板模型是参数满足时间一致性的固定效应模型，以为本文使用的数据是横截面较长，时间维度较短的面板数据，从估计的角度参数容易满足时间一致性；同时，本文使用的是全国所有省、直辖市的数据，本身就是总体，并且变量都是汇总后的总量数据，使用固定效应模型建模更为自然。
在变量选择上，本文用人均GDP来代表收入水平，是因为国家统计局给出的收入指标，分为了农村人口的年度总收入和城镇人口的年度可支配收入，并没有一个统一的个人年度可支配收入，考虑到不同省市间城乡差异较大，参考先前关于彩票收入弹性的研究（如Garrett（2001）），本文选择了人均GDP来衡量各省市的收入水平。实际上，在研究中我们也尝试选择了上述两个变量来进行分析，估计结果并不改变本文的主要结论。
第二步，为了分析各个地区实际购买彩票人群的特征是否符合心理学及其相关研究的特征，本文关注了两个问题，一个是一类特殊的人群，流动人口。众所周知，我国是一个流动人口的大国，特别是改革开放后，中西部富余劳动力大量的向东部移动，加之我国特有的户籍管理制度，东部经济发达地区常年积聚了大量的流动人口。这一部分社会群体是比较符合前面所谈到的低收入，高生活压力的特征，也就是说，他们按照理论分析应该会有更高的彩票购买倾向。存在这样的可能，在彩票收入弹性更高的地区，很可能是因为有更多的流动人口，他们购买了更多的彩票，才产生了虚假的更高的收入弹性。或者说，高的弹性的一个重要原因之一是以为，在高收入的经济发达地区聚集了更多的彩票潜在消费者――流动人口。但在，彩票销售的总量统计数据中，却并没有购买者的统计信息，也就无法证明哪一部分彩票是这些流动人员购买的。为了克服这个困难，本文又从时间维度上考虑，在一个特定的时间，大量的流动人口会离开自己的暂居地――春节，具体的说主要是春节到元宵这一个时间段。一年一度的春运高峰，正是这个现象的最好体现。如果前面的逻辑是正确的，那么在流动人口集中度更大的地区，在除夕到元宵所在月份的人均彩票销量会下降得更多，为了证实这个假设，本文建立了第二个模型：
…………（2）
（2）式中，表示各省市春节春节到元宵所在月份与上一月份的人均彩票销售量的差，表示各省市流动人口占总人口的比例。
各省市年度的彩票销售数据来源于中国财政部网站，其余数据都来源于中国国家统计局网站。中国财政部网站上提供了2007年8月至今的省市各月度的以及当年累计的彩票销售数据，国家统计局网站提供的是各省市年度人口、收入、GDP数据。因为，全国第六次人口普查的详细数据还没有公布，各省市流动人口占总人口的比例是通过2005年全国1%人口抽查数据中统计的“全国按现住地分的户口登记地在外省的人口”数据计算得到。人均彩票销售量、人均GDP。
四、实证分析
首先，需要确定（1）式的具体形式。是相同截距，相同斜率；相同斜率，不同截距；还是不同斜率，不同截距的模型。本文先进行了模型选择的F检验，F（60，62）=1.528，F（30，62）=1.634，所以，最后确定的（1）式的具体形式为，固定效应变截距模型。考虑到省级面板分析时，一般认为存在异方差，所以在估计参数时我们选择了截面加权的广义最小二乘。
（1）式的最后估计结果为：
R2=0.96，DW=2.15，F=75.57，是每个省市截距对平均截距的偏离。整体的回归效果比较理想。同时，对模型固定效应进行似然比检验，LR=17.14，P
我们得到的彩票的收入弹性为1.06，同Garrett（2001）研究中得到的亚洲1.31的结果还是比较接近，考虑到Garrett提出的倒U型的收入弹性模式，以及其他大洲的数据，我们预计短期内，收入弹性还有增加的可能，这对整个彩票市场都是一个利好的消息。但是，一个大于1的收入弹性似乎指出，随着收入的不断增加，购买彩票的量也会增加得更快，富人比穷人有更强的购买彩票的意愿，这显然同我们平常的逻辑和心理学的相关研究相悖。正如我们前面分析的，一个平均意义下通过总量分析得到的收入弹性可能会掩盖社会不同阶层对彩票的不同需求。为了分析彩票购买者的人群结构特点，接下来，我们又对（2）式进行了估计。估计时，我们选择了White异方差修正。
（2）式的最后估计结果为：
R2=0.38，DW=1.54，F=17.69。整个模型的R2偏低，原因很大在于流动人口比例数据偏度较大达到了2.07，有不少省市的流动人口占该省人口比例都很小，总体样本的容量只有31个，一个较低的R2也比较自然。同时考虑到，在95%的置信度下DW值和总体线性的检验都通过，（2）式的估计也是可以接受的。
最后得到流动人口比例的系数为3.69，说明在春节期间，的确有大量的彩票销量的下降是由于流动人口的暂时离开造成的。也就是说，在平时流动人口是彩票的一个非常重要的消费群体。
结合上述实证结果，我们可以看到经济发达地区，人均GDP，人均收入都较高，同时也有较高的人均彩票消费量，但是，这种平均意义下的高的人均彩票消费量掩盖的是不同人群结构下的彩票消费，改革开放后，我国经济发达地区吸引了大量的外来人员，积累了大量的流动人口，这些人群往往是相对收入较低，生活压力较大的群体，他们实际上是这些经济发达地区彩票消费的主体之一，也暗示真正的高收入群体的人均彩票购买量比总量数据分析得到的平均值要低。进一步，如果要获得准确的彩票收入弹性或者是收入消费曲线，基于微观个体的数据就是必不可少的。
[关键词] 龋病；口腔流行病学；儿童
[中图分类号] R781.1 [文献标识码] B [文章编号] 2095-0616（2013）15-75-02
Analysis of caries condition and influence factors in preschool children
LIN Qiaoxia
Department of Stomatology，the People's Hospital of Yangjiang City in Guangdong Province，Yangjiang 529500，China
[Abstract] Objective To investigate the caries and influencing factors in preschool children in Guangdong Yangjiang. Methods Surveyed the oral health of 217 preschool children aged 3-5 years，their oral health-related behaviors，knowledge and attitudes and other information were collected through questionnaires.The factors associated with dental caries status were statistically analyzed. Results The caries rate of respondents was 49.3%，caries was 2.5. Logistic regression analysis showed that the snacks frequency and start of brushing time were the relevant factors to affect the caries incidence. Conclusion We should pay attention to the oral health of preschool children， focusing on advocacy to reduce the intake of snacks frequency and start brushing early，in order to reduce the level of caries in preschool children.
[Key words] Caries；Oral epidemiology；Children
我国儿童乳牙患龋率及龋均在20世纪八九十年代期间有所上升，20世纪90年代至今有所下降。但与发达国家相比，我国的学龄前儿童乳牙患龋状况仍较严重[1]。为了监测口腔龋病患病趋势，为学龄前儿童口腔疾病的防治措施的制定提供相关理论基础，本研究通过对阳江地区3～5岁学龄前儿童开展口腔健康调查，探索可能的影响学龄前儿童龋病的相关因素，现报道如下。
1 资料与方法
1.1 一般资料
本调查对象是阳江市城区3～5岁的学龄前儿童。利用2011年9月～2011年12月阳江市教育局开展的幼儿园儿童龋病筛查项目，抽取3～5岁的学龄前儿童为调查对象。采用多阶段、分层、等容量、随机抽样的方法，抽取阳江市市区2所幼儿园的所有儿童参加此次调查。
1.2 调查方法
口腔健康调查包括龋病的临床检查和问卷调查两部分。龋病状况采用由世界卫生组织所推荐的龋失补指数（dmft）来评估。根据世界卫生组织所推荐的诊断标准和方法来诊断龋病[2]。临床检查由一位检查者在人工光源下采用可弃置平面口镜和CPI探针在每个幼儿园进行。
临床检查之后进行了问卷调查，以《第三次全国口腔健康检查表》和《第三次全国口腔健康调查问卷》[1]为标准，进行口腔健康检查和问卷调查。问卷内容包括基本的社会人口统计学指标、口腔健康相关的行为、口腔健康相关的知识和态度（表1），问卷由儿童的父母或者监护人填写。
1.3 质量控制
口腔健康检查人员均为从事临床工作5年以上的口腔医生，检查前经过统一培训，并通过标准一致性检验，Kappa值均在0.85以上。在检查过程中，对10%的调查对象进行复查以便监测检查者本身的可信度。
1.4 统计学处理
采用SPSS16.0统计软件。对调查数据采用x2检验进行统计分析。通过Logisitc回归来研究与龋病状况相关的影响因素。在双变量分析中选择P
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