时间：2023-07-14 17:35:10
开篇：写作不仅是一种记录，更是一种创造，它让我们能够捕捉那些稍纵即逝的灵感，将它们永久地定格在纸上。下面是小编精心整理的12篇统计学路径分析，希望这些内容能成为您创作过程中的良师益友，陪伴您不断探索和进步。
【论文关键词】本科护生，男性；离职意愿；影响因素；工作满意度
Miller将离职意愿(turnoverintention)定义为：离开目前工作与找寻其他工作机会倾向的总体表现或态度。多数研究者认为离职的最佳预测因素是离职意愿。护士离职率高是普遍存在的问题，男护士更甚。影响护士离职意愿的因素较多，这些因素可以归结为护士个人因素、工作环境及外界因素3大类，但是哪些因素对护士离职具有显著负向影响，尚无定论。本科护生是我国今后护理队伍的重要力量，而男护士也正在成为这支队伍中越来越重要的一部分，其离职意愿将直接影响我国护理队伍的稳定。目前，对本科男护生离职意愿及其影响因素的研究少见。笔者调查本科护生的离职意愿现状，并探讨其可能的影响因素，为临床实习和教学提供科学理论依据。
1对象
在我国的东部、中部和西部(即2004年卫生部将我国卫生职业人群划分的3个地域)，每个地域随机抽取3个设有护理本科院系的医学院校，包括海南医学院、广东药学院、北京中医药大学、中南大学、湖南中医药大学、咸宁医学院、湖北中医学院、甘肃中医学院、新疆医科大学。以上院校符合纳入标准的男护生共120人，自愿参加调查105人，收回有效问卷96份，有效回收率91．4％。为了进一步研究男女差异，抽取对应学校女实习护生共100人。纳入标准：愿意参加并完成测试；年龄大于l6岁；身体状况能够配合完成问卷；意识清楚，无精神性疾病；参加实习至少8个月。
2方法
2．1调查工具
2．1．1一般资料问卷：包括人口学资料和3个条目，测评工作满意度、对未来工作信心和有否缺勤及频率。对护理工作的总体满意程度评价，从“很不满意”到“很满意”(1～5分)，是否有成为一个好的护理工作者的信心，从“非常没有信心”到“很有信心”(1—5分)，实习期间是否有缺勤(1为否，2为是)。
2．1．2离职意愿量表(TurnoverIntentionScale，TIS)：共6个条目，为l～5分计分法，如第1题：您是否考虑要辞去目前的工作?选项为：从不、甚少、偶尔、经常、总是，相应赋值1～5分。总分1～2分(含2分)为离职意愿轻度，2~3分(含3分)为中度，3~5分为离职意愿严重，即分数越高，离职意愿越强。在本研究中该量表的Cronbach’s0系数为0．723。
2．1．3护士工作应激源量表：由61个条目6个分量表组成，包括与护理工作性质有关的应激源、与工作负荷有关的应激源、与护士期望有关的应激源、与接触濒死患者有关的应激源、与工作一家庭矛盾有关及与护理工作中人际关系有关的应激源，有很好的信效度，分数越高，所面对的工作应激强度越高。为了适用于护生群体，本研究修改了其中的2个条目(将第52题“护理工作的负面感受影响家庭气氛”改成“影响寝室气氛”；第59题“因家务琐事消耗精力而影响工作”改成“因找工作、考研等消耗精力而影响工作”)。在本研究中量表的Cronbach’S系数为0．852。
2．1，4社会支持评定量表(SocialSuppo~Rating Scale，SSRS)：为肖水源编制，包括10个条目3个维度，客观支持、主观支持、社会支持利用度，具有较好的重测信度。
2．1．5简易应对方式问卷(SimplifiedCopingStylesQuestionnaire，SCSQ)：共20个条目，分为积极应对和消极应对2个维度。采用0～3级评分I。
2．1．6一般自我效能感量表(GeneralSelf-eficacyScale，GSES)：共10个条目，采用1-4级评分。分数越高，自我效能感越强。
2．1．7艾森克人格问卷简版(EysenckPersonalityQuestionnaire，EPQ)：分为4个量表，内外向、神经质、精神质、掩饰性。在本问卷中除精神质的信度在0．51～0．60，其余量表的信度均大于0．70。
2．1．8护士工作倦怠量表：采用李小妹改编的中文版工作倦怠量表，具有较好的信效度。工作倦怠是指个体长期处于工作压力状态下所出现的一种负性的、个体化的认知与情感反应，包括情感耗竭、非人性化和工作无成就。情感耗竭和非人性化得分越高、工作成就感得分越低，表示护士的工作倦怠越严重。
2．1．9总体健康问卷(GenerM HealthQuestionnaireGHQ)：GHQ一28中文版由香港中文大学Chan教授于1985年编制，具有理想的信效度…。共28个条目4个维度，躯体症状、焦虑／失眠、社交障碍、严重抑郁。分数越高，健康问题越严重。
2．2调查方法
征得被调查学院、医院护理领导的同意后，将所有问卷及调查方法有关说明用快递寄去，由对方派人组织，在实习末期进行集中调查当场发卷并收回问卷，然后再回寄给研究者。
2．3统计学分析
采用EpiData软件进行数据录入，SPSS13．0进行统计学分析。统计方法包括统计描述、单因素方差分析、相关分析、多元回归分析路径分析等。a=0．05，P值均为双侧概率。
3结果
3．1一般情况和各调查量表得分情况
调查男护生共96人，年龄20-26(22．7+0．9)岁，在三级甲等及以上的医院实习者占95％，满意度较好者29％，有缺勤情况者47％，对成为合格护理工作者没有信心者46％，要读研者48％，独生子女28％，经济自评较好者9％，家庭人均月收入1000元以下者41％。与女护生相比，满意度、缺勤情况、工作信心差异均有统计学意义，见表1。本科男护生的离职意愿得分为(3．30±0．89)分，高于女护生(P
3．2离职意愿与各变量的相关分析
相关分析结果表明，离职意愿与应激源(r=0．25)、总体健康(r=0．35工作倦怠(r=0．29)呈正相关(P
3．3本科护生离职意愿影响因素的回归分析
多元线性回归结果显示，进入回归方程的是总体健康、工作倦怠、工作信心和工作满意度，父母受教育程度、读研和工作应激源被剔出方程，方程的决定系数为32．9％，见表2。
3．4各变量关系的路径分析采用路径分析研究
各个变量的因果关系，发现工作应激源通过其他变量影响离职意愿，工作满意度是重要而核心的中介因素。经多次多元线性分析回归，进入路径图的变量及路径系数(P
4讨论
4．1实习期间本科男护生的离职意愿及面对的应激
本研究本科实习男护生离职意愿得分(3．30±0．89)分，与女护生的得分相比，离职意愿更强，这说明男护生的专业思想与女护生相比更不稳定，离职情绪更浓，这与许多研究的结果类似。这可能与多方面因素有关。首先家人、患者及部分医务人员认为护士本应由女性承担，对男性做护士不理解，影响其对自身职业的认可，一些患者甚至拒绝男护生为其服务。其次，据统计，大多数男护生报读护理专业是无奈的选择，并不是报读的理想专业，导致其职业心态不稳定。所以，在实际工作中，首先要稳定其专业思想，让其充分了解其在护理岗位上的优势及已经取得成绩的范例，使他们看到自己的前途和未来，并清楚地看到在护理岗位中男护士所展现的决策果断、影响力强、精力充沛等优势，在教学中增设一些针对男生的专业课程、邀请在临床工作中取得卓越成就的男护士来校讲学。其次，认真为男护生培养和挑选带教老师，避免传递负面思想，针对男护生在临床实习中存在的问题和男护生的心理特点，制订适宜男护生特点的临床带教计划。
有研究表明，离职意愿与工作应激两者呈现正相关。本研究也发现，离职意愿与应激源的相关系数达到了O．25，但是在回归分析中，这一因素没有进入回归方程，路径分析发现工作应激源通过中介因素影响离职意愿。这和以往研究中两者有直接关系的结果不同，分析有以下原因：大部分研究以在职护士为研究对象，但是在本研究中的对象为本科实习护生，研究对象不同所致；很多研究只是做相关分析，并没有把很多因素纳入进来，如本研究也发现两因素相关，但是工作应激源不是离职意愿的预测因素；在诸多中介因素如工作倦怠、身心健康的影响下，该应激源对离职意愿的直接影响减小。
4．2中介因素对离职意愿的作用
过往研究已经证明工作倦怠是影响组织成员离职的主要因素。本研究发现，工作倦怠显著影响离职意愿，倦怠水平越高，离职意愿越强(r=O．29)。可以想象，当男护生的情感资源过度消耗，疲惫不堪，精力丧失，对实习持冷淡、负性的态度，实习而没有成绩，感受不到成就时，个体的实习积极性就不会高，实习成绩也不会好，离职的意愿自然也就会产生。
本研究表明身心健康越差，离职意愿越强。在心理上，男护生常在工作及交往过程中显得不自在，从而导致人际关系紧张、焦虑、抑郁。当其承担以前全由女护士操作的工作时，内心会不由自主产生一种自卑感及抵触、抑郁情绪等。其次，护理工作还要求有很好的身体素质，如果身体状况不好，就不能胜任护理工作的倒班勤、工作负荷大的特点，工作无法胜任，离职的想法就自然而然的产生。同时，路径分析显示，工作应激和工作倦怠感越强，个体的总体健康水平越差，离职意愿也越强。
受社会传统观念对男护士的偏见及其他负面因素的影响，致使男护生在临床实习中思想波动大，表现出对护理专业没有信心。本研究结果也表明，离职意愿与工作信心呈负相关(r=-0．21)，即工作信心越强，离职意愿越弱。提示在以后的实习教学中，我们应改革当前的教育、管理体制，制订出一套针对男生特点的教学模式和理念，从各方面加强护生对未来工作的信心，减轻对未来的迷茫和恐惧，加强交流，定期召开座谈会，教育他们进行职业生涯规划，对他们多加鼓励等。在实际操作中，可以让其进行一些简单的操作或男性特殊的操作，使患者不提出异议甚至得到患者好评，以增加其自信心。
有研究表明，离职意向是离职的最佳预测因子，而工作满意感是离职的预兆。对工作不满意、工作态度消极的护士可直接影响其对患者提供的护理质量，导致护士不服从医院管理、病事假增多、旷工增多，甚至最后离开护理工作岗位。本研究也证实满意度低的男护生更容易产生离职意愿。工作满意度对离职意愿有着直接的作用(路径系数=--0．43)，其他变量都会部分通过工作满意度起作用，这说明与其他因素相比，工作满意度起着更为重要和直接的中介作用。
【关键词】显、隐性因素；数学建模；幸福感量化
幸福感是一种心理体验，它既是对生活的客观条件和所处状态的一种事实判断，又是对于生活的主观意义和满足程度的一种价值判断。它表现为在生活满意度基础上产生的一种积极心理体验。而幸福指数，就是衡量这种感受具体程度的主观指标数值。百姓幸福指数与GDP一样重要，一方面，它可以监控经济社会运行态势；另一方面，它可以了解民众的生活满意度。它是社会运行状况和民众生活状态的“晴雨表”，也是社会发展和民心向背的“风向标”。因此，对幸福感指数进行研究，并对人们幸福感进行量化是十分必要的。
首先通过对网上某城市居民幸福感调查的一系列问题的结果进行处理，得出问题中每个选项分别的得票率，然后对幸福感的来源进行分析，发现影响幸福感的因素可分为显性因素和隐性因素，并具有较好的信度（其中27个显性因素为：幸福总体评价、社会经济发展状况、社会治安状况、所在城市环境状况...社区归属感、他人认可程度，8个隐性因素为：身体健康、心理幸福感、生活标准、文化、教育、政府管理、社区活力和生态环境）。为了揭示显性因素和隐性因素之间、隐性因素与隐性因素之间的相关关系，考虑引入采用路径分析法的结构方程模型，建立居民幸福感的评价指标体系。
结构方程模型:潜在变量的线性因果关系建模方法结构方程模型(structural equation model:SEM)是针对传统因果模型和路径分析的不足,将因子分析引入路径分析后提出来的在SEM中,变量有两种基本的形态:测量变量(measured variable)与潜在变量(latent variable)。
测量方程：
（1-1）
（1-2）
结构方程：
（1-3）
其中， 是外生测量变量在外生潜在变量上的因子载荷矩阵，反映了外生测量变量与外生潜在变量之间的关系， 为外生变量的误差项向量；是内生测量变量在内生潜在变量上的因子载荷矩阵,反映了内生测量变量与内生潜在变量之间的关系， 为内生变量的误差项向量； 、 都是路径系数； 表示内生潜在变量之间的效应， 则表示外生潜在变量对于内生潜在变量值的效应， 为结构方程的误差项。
模型参数估计：
（1-4）
其中， 、 意义同前； 、 分别为两个测量模型误差项的协方差矩阵。
（1-5）
初始模型一旦确定，测量模型中的变量数目随之确定。模型中,潜变量ηi和ξj不可观测,因而无法直接估计。如果模型定义正确,总体协方差矩阵与模型协方差矩阵应该相等。若记Σ为观测变量之间方差和协方差的总体矩阵，Σ(θ)为模型拟合协方差矩阵，则应有∑=∑(θ)。
随即得出八个隐变量对幸福指数影响程度的标准系数估计值，按照影响程度由强至弱依次是心理幸福感 ( 0.522) 、身体健康( 0.503) 、生活标准( 0.412 )、教育 ( 0.393) 、社区活力( 0.324)、政府管理( 0.210)、文化( 0.141)和生态环境( 0.091)。二十七个显变量对隐变量影响程度的标准系数估计值如下：
相关系数 文化 政府管理 生态环境 社区活力 生活标准 教育 心理幸福感 身体健康
1. 幸福总体评价 0.757 0.174 0.608 -0.002 0.160 0.015 0.005 0.010
2. 社会经济发展状况 0.318 0.894 -0.026 0.289 0.044 0.001 0.029 -0.108
3. 社会治安状况 0.796 0.485 0.105 0.120 0.101 -0.136 0.246 0.131
4. 所在城市环境状况 0.826 0.500 0.024 0.125 0.086 -0.096 0.168 0.081
… … … … … … … … …
26. 社区归属感 0.061 0.972 0.037 -0.040 0.125 0.166 -0.028 0.063
27. 他人认可程度 0.061 0.972 0.036 -0.041 0.125 0.166 -0.028 0.066
然后，对幸福指数采用层次分析法，建立打分形式的综合评价模型对幸福感进行量化。
层次分析法是一种定性分析和定量计算相结合的方法，可通过比较因素之间的互相重要程度来定权，是一种科学的定权法。根据已知27组显性因素，我们再选择8组隐性因素：身体健康、心理幸福感、生活标准、文化、教育、政府管理、社区活力和生态环境作为研究对象。因此，我们通过已知数据，设准则层中的因素对应得不同方案层分别对目标的权重为 ，反映了因素的相对于目标的重要程度，记作列向 ，其中 ，则 就是各因素的权重向量。
我们首先构造因素间的成对比较矩阵。
（1-6）
显然，A为一致性正互反矩阵，记：
（1-7）
即为权重向量。
且：
（1-8）
则：
（1-9）
那么，一般的判断矩阵 有 ，这里 （ =n）是 的最大特征根， 为 对应的特征向量。
从而得到层次分析决策矩阵：
（1-10）
综合评价函数：
（1-11）
其中， 表示系数。
采取打分的方法进行评价，即：非常不满意为0~1分，比较不满意为1~2分，还可以为2~3分，比较满意为3~4分，非常满意为4~5分，再采取百分制的形式得出居民的总体幸福度。
某城市居民的打分为4.10483，属于非常满意层次，总体幸福度：
以上对幸福感评价体系与量化方法的探究，可以推广到全国各城市幸福感的量化并可对不同城市的幸福感进行排名，这对政府主管部门构建服务型政府，改善民生起到一定的借鉴意义。
参考文献：
【关键词】 教育考核；焦虑；回归分析；学生
【中图分类号】 R 179 R 395.6 【文献标识码】 A 【文章编号】 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
中学生的考试焦虑是由多种因素相互作用形成的，其焦虑水平也受多方面因素的制约，影响因素包括自身、家庭和学校环境等方面［1］。本文旨在分析中学生考试焦虑的影响因素特点以及各影响因素之间的关系，为维护和增进中学生的心理健康提供科学依据。
1 对象与方法
1.1 对象 采用分层整群抽样的方法，抽取北京市2所重点高中和2所普通高中，在每所中学中随机抽取初一、初二、高一、高二年级各2个班，以被抽取的32个自然班的所有学生共622名作为调查对象。其中男生263名，女生359名；初一学生101名，初二学生164名，高一学生226名，高二学生131名；重点中学学生363名，非重点中学学生259名。初中生平均年龄为(12.9±0.8)岁，高中生平均年龄为(15.7±0.9)岁。
1.2 方法
1.2.1 调查方法 采用网络问卷调查形式，由校方下发登录密码及网址，要求学生回家上网答题，1周内完成(本调查为匿名调查，仅设置登录密码，无用户名)。本次共下发登录密码637份，收回有效问卷622份，有效应答率为97.6%。
1.2.2 调查工具 (1)一般情况调查表。内容包括人口学资料、家庭情况以及考试情况。(2)考试焦虑诊断测验。采用由北京师范大学心理系郑日昌教授编制考试焦虑程度的调查问卷，共33题，总分为99分，分数越高，焦虑程度越高。根据得分将考试焦虑程度划分为镇定(0～24)、 轻度焦虑(25～49)、中度焦虑(50～74)和重度焦虑(75～99)4个等级。(3)学习动机诊断测验量表(简称MAAT)［2］。用于了解学生在学习动机、学习兴趣、学习目标制定上是否存在行为困扰。该问卷共20个题目，满分为20分，分数越高，说明学习动机上存在的问题越严重。(4)考试行为困扰量表［2］。用于了解学生考试行为中感到困扰的一些问题，由2个分量表组成：考试效果和应答技巧。本调查只采用后者，对学生应答技巧进行测试。共20题，满分20分，分数越高，说明其考试的应答技巧有欠缺。(5)在校心理适应能力测验［2］。用于了解学生社会适应能力水平。该量表共20题，满分40分，得分越高，社会适应能力越强。
1.3 统计分析 使用Access 2003建立数据库运用SPSS 16.0统计软件进行数据分析。
2 结果
2.1 考试焦虑情况 见表1。
本次调查处于镇定水平的学生占总体的29.4%，轻度焦虑为47.6%，中度焦虑为19.8%，重度焦虑为3.2%，焦虑水平的平均得分为(36.1±9.7)，考试焦虑程度在性别间、初高中之间以及在重点校与非重点校之间差异均无统计学意义。
2.2 考试焦虑影响因素分析 以考试焦虑得分为因变量，72个一般因素为自变量(其中包括个人因素、家庭因素以及与考试相关的因素)进行多元回归分析，采用多元逐步回归方法，最终有14个变量进入方程。见表2。
回归分析说明，个人因素中，身高越高，焦虑程度越低；家庭因素中，母亲文化程度越高，焦虑程度越低；与考试相关的因素中，认为自己考试压力越小，考前食欲越好，对考试的态度不逆反，学习负担越小，不把分数低归罪于发挥失常，对上大学兴趣越高，考前睡眠越好，面对考试失败越理智，自学时间越少，对作业越认真，对考试成绩越不在乎，对考试的自信心越强，则焦虑程度越低。
2.3 考试焦虑水平影响因素路径 见图1。
3 讨论
国内外受考试焦虑影响的学生占总数的10%～30%［3］，其中20%的学生因为反复的学业失败而在毕业前退学［4］。同时，大多数研究认为考试焦虑存在性别差异，女生考试焦虑高于男生［5］。
本次调查显示，考试焦虑的平均得分为(36.1±9.7)分，处于轻度焦虑水平，并且有47.6%的学生处于此水平，说明调查对象焦虑水平适中。性别间焦虑水平差异均无统计学意义，此结果与曾祥星［6］、李兴英［7］的调查结果一致。年级间、重点校与非重点校之间焦虑水平差异没有统计学意义，说明在以高考为最终目的的大环境下焦虑现象普遍存在。
从影响因素分析中可以看出，身高越高，焦虑水平越低。笔者认为可能与身高相对较高者由于自身外在条件较好，自信心相对较强，导致焦虑水平降低有关。另外，母亲的文化程度影响学生的焦虑水平，这与母亲在孩子成长过程中采用的教育方式有关，文化程度相对高的家长，对子女的文化教育越关注，化解焦虑情绪的可能性也越大。从与考试相关的影响因素中可以看出，自学时间越少，焦虑水平越低，这可能与学生学会合理安排课余时间有关，自学时间越多，说明没有掌握好的学习方法，这类学生焦虑水平高是可以理解的。对上大学不太关心的人自然不太在乎高考的成败，从而心理上的解脱使得焦虑水平降低，这也不失为一种减压的思维方式。认为自己考试压力小的人，焦虑水平明显低于其他人，这说明学生对自己的焦虑水平有着明确的认识，这为教育工作者开展心理咨询提供了帮助。
路径分析相对全面地考虑了变量间的相互作用，结果显示，自身因素均为直接作用因素，从心态(学习动机)、素质(适应能力)、方法上(考试技巧)均可影响焦虑水平，而家庭因素则通过以上因素间接对考试焦虑起作用。具体而言，家庭因素造就个人素质并影响学生心态，有了良好的心态和对学习正确的认识，才有可能增长更多的学习方法，这也提示教育工作者，在干预焦虑水平的同时，应该多与学生家长做沟通，了解学生的成长背景，为学生树立远大的目标以及良好的心态，从而降低焦虑水平，在考试中充分发挥应有水平。
4 参考文献
［1］ LAZARUS RS.From psychological stress to the emotions:A history of changing outlooks.Ann Rev,1993,44:1-22.
［2］ 郑日昌.中学生心理诊断.济南：山东教育出版社,1994.
［3］ WACHELKA D, KATZ RC. Reducing test anxiety and improving academic self-esteem in high school and college students with learning disabilities. J Behav Ther Exp Psychiatry, 1999,30(3):191-198.
［4］ TOBIAS S. Anxiety research in educational psychology. J Educ Psychol, 1979,47(5):573-582.
［5］ 李转清,何相好,马建东,等.中考生297名考试前焦虑抑郁情绪调查.中国临床康复，2004，8(18)：3515-3519.
［6］ 曾祥星.高中毕业班学生考试焦虑状况分析.中国临床康复,2005,40(9):20-21.
一、缓慢发展中前进
1982年开始，藉由施拉姆先生访华带来的研究热潮，新闻传播学科快速发展起来，召开全国性的传播学研讨会，大众传播研究占据传播学研究的主流。1986年，量化分析在我国新闻传播学界已经得到了一定程度的运用。陈力丹1986年在《新闻理论研究的现状及历史的探讨》中总结1979年来，我国新闻传播学科发展中的40个研究话题时，有13个话题涉及到量化分析方法的应用。1987年，《新闻学论集》第11辑发表祝建华的文章《传播学定量研究方法的科学来源》，这可能是目前可以追溯到的我国新闻传播学范围内较早的、鲜明的以“科学方法论”为论证对象的文章。逐渐的，在传播学界，量化研究不再饱受质疑，而是作为一种新的研究思路和工具运用起来。同时，也不仅仅局限于频率统计一类较为基础的数学和统计学手段，更多样的分析手段被引入学科研究中。例如岳南在1987年第3期《新闻学刊》上刊登了《新闻价值及其数学描述》一文，文中使用数学模型（二元一次方程）构建新闻价值这一因变量与读者需求、信息量这两个变量之间的函数关系。在这之后，在新闻传播研究过程中，数学模型的应用逐渐多了起来。如《新闻学刊》1987年第4期刊登的洪颖的文章《深度报道——党报报道结构的再次调整》，运用了模糊数学中的“隶属度”概念。在这一时期，我国新闻传播学研究人员的眼界开阔了，研究也迈向了新的、更高的台阶。上世纪90年代中末期，传播学量化研究趋于多样化和多元化的发展态势。这其中，也不乏优秀的研究调查，如柯惠新、陈崇山、喻国明等人进行的亚运宣传效果调查研究。在研究中，不仅对数据进行了频率统计处理，更对数据间的相关系数、显著性进行了考量。通过路径分析和多元回归分析的方式处理数据，避免了以往采取推断式的研究方式可能产生的误差，以科学的方法对受众态度成因进行测度。这在我国新闻传播学研究中，是比较新颖的研究方式。在这一阶段中，新闻传播学的研究课题更加丰富和广泛，但大都停留在理论的引用和单纯借鉴上。原创性的理论体系和研究方法比较少。如张莹、申凡等对1994年至2003年10年间《现代传播-北京广播学院学报》上发表的学术论文的研究方法进行了统计，发现在这十年研究中，定量研究相较于定性研究方法而言，数量很少，依赖性较强，创造性不足。
二、高速发展时期
迈入新世纪的新闻传播学本身，迎来了自学科引入国内后最蓬勃发展的一段时期。依据王海龙，沈翠婷的《我国新闻学与传播学研究的量化分析》对我国2000—2009年间，国家社科基金项目的统计显示：这10年间，新闻传播学科立项数量增长幅度达到了惊人的331%。在这一形势下，量化研究方法在新闻传播学中的运用也变得更加的普遍和广泛。2004年，有学者以上海和昆明市民对于四种报纸的阅读情况考察为基础，考察了受众对于议程设置的敏感程度。这是一次将统计学中显著性水平测定在新闻传播领域中的成功运用。谭天对2007—2009年间，刊载在《新闻与传播研究》、《国际新闻界》、《现代传播》这三本核心期刊上学术论文的研究方法进行统计分析。最终得出结论，这三本期刊上，采用量化研究的论文数占实证研究总论文数的比例分别达到45.8%、43.6%和60.6%，量化方法呈现出单调递增的趋势。说明量化研究，在新闻传播中越来越受到大多数研究学者们的青睐和信任。
三、展望与未来
其实，早在20世纪20年代，源于西方的社会调查和统计的思想就已经传入我国。随着这么多年社会学科和新闻传播学自身的发展，量化分析的研究方法已经得到了研究者们的普遍认同。
1、统计方法应用多样化
对数字处理更加精确随着量化研究方法的发展，越来越多的统计学和数学方法被引入新闻传播学的研究中。如李春成，张少臣等对上海五所高校学生对于政府信任度进行调查，对调查数据进行多元回归方程分析和建立结构方程模型。媒介接触习惯和媒介评价作为重要变量，出现在最后的结构方程中。尤薇佳等对受众在面对突发状况时如何选择媒介和对媒介信任度的研究中使用了偏最小二乘法对数据进行处理，从正直信任、能力信任、善意信任、交互关联度和个人信任倾向五个维度出发，进行路径分析，建立结构方程模型。有效通过对于外部媒介接触条件的测量，揭示了媒介信任度这一隐变量是如何随着媒介渠道选择变化而变化。对于突发事件者如何选择媒介通道和优化信息效果提供了较好的建议。此文中使用的偏最小二乘回归（PLS），研究的焦点是多因变量对多因变量回归建模，能在自变量之间存在多重共线性的条件下进行建模，更易于辨识系统信息与噪声,对因变量也有较强的解释能力。
2、量化与质化研究之争仍未平息
正如谭天在《新闻传播学应加强质化研究》中指出的，质化研究不仅可以在某种程度上弥补自身分析欠缺精确性、研究没有同一程序、很难建立公认的质量衡量标准的问题，而且质化研究可以解决量化研究局限于表层信息、无法获得具体深入问题本质的弊端。而张敏更是指出，量化研究只是一种方法，对方法的迷信是不可取的。所以，质化研究和量化研究作为研究工具，其实是不分你我、彼此补充的，只有充分协调利用这两种有效的工具，我们才能在研究传播学的道路上越走越远，以科学精神为指导，对于新闻传播学科中亟待解决的各种问题有着更加深入的认识和了解。
作者：朱卉聂慧敏单位：新疆大学新闻与传播学院
一、 研究假设
组织支持感是在社会交换理论的基础上首次提出的概念，是员工有关组织是否尊重他们的贡献和关心他们幸福感的感受（Eisenberger et al.，1986）。员工从组织中得到的重要的有价值的资源可以补充工作中消耗的资源从而有助于其职业倦怠的缓解，一些研究一致性表明，高度的组织支持和帮助对于缓解工作压力和职业倦怠非常有效（王黎华、徐长江，2008;李金波等，2006;Haque & Nargi，2003）。因此，本研究提出假设1：
假设1：组织支持感负向影响情绪衰竭（1a）、非人性化（1b）和成就感低落（1c）。
资源保存理论认为，因为资源获得能够补偿资源损失和帮助人们应对工作要求，因此能够减缓人们的职业倦怠（Hobfoll，1993），研究也证实无论是个体内部资源如心理资本还是外部环境资源如组织支持均能够负向影响职业倦怠（王黎华、徐长江，2008;毛晋平、莫拓宇，2004）。一种类型的资源会产生其他类型的资源，从而创造资源累积效应，导致有效应对和幸福等积极结果（Hobfoll，2002）。Bandura（2000）认为，虽然个体对环境的感知和适应取决于其内部的资源水平，但环境也为个体内部资源的培养提供土壤（Bandura，2000），换句话说，个人内部资源可能在环境因素和相关结果之间起中介作用（Xanthopoulou et al.，2007）。因此，本研究预期心理资本可能中介组织支持感与职业倦怠的关系，有研究为此假设观点提供了证据，如Xanthopoulou等人（2007）研究发现，个人资源（包括组织自尊、乐观和自我效能感三个成分）在工作资源（包括自主、社会支持、主管辅导和职业开发四个成分）与情绪衰竭之间起中介作用。据此，本研究提出假设2：
假设2：心理资本中介组织支持感与情绪衰竭（2a）、非人性化（2b）和成就感低落（2c）的关系。
关于职业倦怠三个成分之间的关系，Leiter和Maslach（1988）的模型认为，工作的情绪压力首先导致个体的情绪衰竭，而一旦出现情绪衰竭，个体就会努力通过与服务对象保持距离和对他们表现出冷漠来应对情绪衰竭，因此情绪衰竭是非人性化的预测变量;非人性化出现以后，个体就会开始感到工作上不成功和在实际成就方面消极地评价自己，因此非人性化导致了成就感低落，而情绪衰竭则通过非人性化的中介对成就感低落产生影响。一些研究为上述观点提供了实证支持，发现情绪衰竭正向预测非人性化，而非人性化又正向预测成就感低落（Leiter & Maslach，2004;Leiter & Maslach，1988）。因此本文提出，假设3和假设4：
假设3：情绪衰竭预测非人性化;
假设4：非人性化预测成就感低落。
二、 研究方法
1. 研究对象。发放中小学教师问卷410份，回收有效问卷351份。其中，女教师234人（66.70%），男教师117人（33.30%）;农村教师206人（58.70%），城市教师145人（41.30%）;未婚135人（38.50%），已婚216人（61.50%）;非班主任教师200人（57%），班主任教师151人（43%）。
2. 测量工具。
（1）组织支持感。采用在李锐等人（2009）研究中使用的中文版组织支持感量表，该量表有6个条目。本研究中该量表的内部一致性系数是0.90。
（2）心理资本。使用Luthans等人开发、李超平（2008）翻译和修订的心理资本量表（PCQ-24），该量表包括自我效能感、希望、乐观和韧性4个维度共24个条目。在本研究中心理资本整体的内部一致性系数为0.90。
（3）职业倦怠。采用伍新春等人（2016）修编的中小学教师职业倦怠量表，该量表包括情绪衰竭（8题）、非人性化（6题）和成就感低落（8题）三个维度，其中成就感低落采用反向计分的方式。每个维度单独计分，三个维度的内部一致性系数分别为：情绪衰竭0.92，非人性化0.73，成就感低落0.80。
三、 研究结果
1. 共同方法偏差检验。采用Harman单因素检验法对共同方法偏差进行检验。Harman单因素检验法的探索性因素分析发现，抽取的第一个因素只能解释总变异的21.21%，未占到累计总变异（61.65%）的一半。另外，验证性因子分析表明，五因素模型拟合良好，χ2/df=1.89，CFI=0.92，NNFI=0.92，IFI=0.93，RMSEA=0.05。因此，共同方法偏差不会对本研究造成影响。
2. 研究变量相关分析。如表1所示，组织支持感与心理资本显著正相关，与情绪衰竭、成就感低落显著负相关，而与非人性化不显著相关。心理资本与情绪衰竭、非人性化和个人成就感均显著负相关。情绪衰竭与非人性化显著正相关，而与成就感低落不显著相关。非人性化与成就感低落不显著相关。
3. 组织支持感对职业倦怠成分的主效应。如果构念间关系是研究的主题，那么就非常有必要对构念的条目进行打包，因此本研究遵从Little等人（2002）的建议，采用他们推荐的条目打包技术，把心理资本的4个维度、组织支持感条目随机形成的3个包、情绪衰竭条目随机形成的4个包、非人性化条目随机形成的3个包、成就感低落条目随机形成4个包，分别作为各构念的指标变量。把性别、地区、班主任和婚姻等人口统计学变量作为控制变量，运用结构方程模型检验组织支持感对职业倦怠成分的主效应，使组织支持感指向职业倦怠三个成分，同时根据Leiter和Maslach（1988）模型观点使情绪衰竭指向非人性化、非人性化指向成就感低落构建模型1，结果显示模型拟合良好：χ2/df=1.84，CFI=0.96，NNFI=0.94，IFI=0.96，GFI=0.93，RMSEA=0.049，组织支持感对情绪衰竭（β=-0.17，p?0.01）和成就感低落（β=-0.28，p?0.001）的影响显著，假设1a和1c得到支持，而组织支持感对非人性化的影响不显著（β=-0.02，p>0.05），假设1b没有得到支持;情绪衰竭对非人性化影响显著（β=0.62，p?0.001），非人性化不预测成就感低落（β=0.12，p>0.05），假设3得到支持，而假设4没有得到支持。组织支持感主效应模型路径系数如图1。
4. 心理资本的中介作用。采用上述同样的条目打包技术，控制性别、地区、班主任和婚姻等人口统计学变量，运用结构方程模型检验心理资本的中介效应，使组织支持感指向心理资本、心理资本指向倦怠的三个成分，同时使情绪衰竭指向非人性化、非人性化指向成就感低落构建完全中介模型2，并且通过基准模型（模型2）与另外四个竞争模型（部分中介模型）的嵌套模型比较来选择一个与数据拟合较好且相对简约的模型。如表2所示，模型2（基准模型）与模型3（？驻χ2=0.23，？驻df=1，p>0.05）、模型4（？驻χ2=0.01，？驻df=1，p>0.05）、模型5（？驻χ2=3.04，？驻df=1，p>0.05）和模型6（？驻χ2=3.33，？驻df=3，p>0.05）的差异均不显著，根据简约原则，本研究排除模型3、模型4、模型5和模型6四个竞争模型，最终选择模型2这一相对简约的模型。模型2路径系数如图2。
注：模型3：基于模型2增加组织支持感情绪衰竭的直接路径。
模型4：基于模型2增加组织支持感非人性化的直接路径。
模型5：基于模型2增加组织支持感成就感低落的直接路径。
模型6：基于模型2同时增加组织支持感情绪衰竭、组织支持感非人性化和组织支持感成就感低落的直接路径。
图2完全中介模型路径分析结果显示，组织支持感与心理资本（β=0.39，p<0.001）、心理资本与情绪衰竭（β=-0.40，p<0.001）路径系数均显著，因此心理资本在组织支持感与情绪衰竭之间起完全中介作用，假设2a得到支持;组织支持感与心理资本（β=0.39，p<0.001）、心理资本与成就感低落（β=-0.61，p<0.001）路?较凳?均显著，因此心理资本在组织支持感与成就感低落之间起完全中介作用，假设2c得到支持;组织支持感与心理资本路径系数显著（β=0.39，p<0.001），但心理资本与非人性化路径系数不显著（β=-0.04，p>0.05），表明心理资本在组织支持感与非人性化之间不具中介作用，假设2b没有得到支持。路径分析结果还显示，情绪衰竭正向影响非人性化（β=0.63，p<0.001），而非人性化对成就感低落影响不显著（β=-0.06，p>0.05），进一步表明假设3得到验证，而假设4没有得到支持。
四、 结果讨论
本文的理论贡献主要在于探讨了组织支持感对职业倦怠影响的作用机制，以及西方有关职业倦怠三个成分间关系的研究结论在中国情景下的适用性。通过组织支持感、心理资本和职业倦怠三者关系的探讨，本研究主要得到以下结论：
Key words： ice-snow tourism industry；upgrade path；principal component analysis；conical spiral
中图分类号： F59 文献标识码：A 文章编号：1006-4311（2015）17-0189-04
1 研究背景及问题析出
作为一种世界范围流行的主题休闲旅游方式，冰雪旅游在欧美等国家已经历了百余年的发展历程，在亚洲日本、韩国等国家也有五十余年的发展历史[1] 。作为旅游行业中一朵冰晶璀璨的雪莲，冰雪旅游及其附属产业正为整个旅游产业的经济产值贡献着愈来愈多的经济份额。我国的冰雪旅游于1985年始于黑龙江省哈尔滨市，后经不断地成长，现阶段已大范围发展于我国的东北地区（主要指黑龙江、吉林、辽宁三省），且日益成为我国冬季旅游方式的首选意愿。但由于“冰雪旅游”本身的起步时间远远迟滞于欧美及日韩等国家，旅游（滑雪）设施简陋、旅游特色缺失、服务项目抽条、相关职能部门监管失灵等问题的出现却在客观上造成了相当比例游客旅游体验与其消费价值在整个旅游经济创造过程中的极大不协调。这种不协调反映于我国冬季旅游市场在客观层面发育周期上的稚嫩，更多的还体现出整个冰雪旅游产业在主观层面对于发展模式选择上的滞后和被动。
略领先于现实环境中冰雪旅游产业的发展状况，理论层面对于冰雪旅游及其附属产业发展模式的研究处于探索进阶阶段。较有代表性的成果有张春艳（2008）对冰雪旅游在资源价值构成及实现机制层面作的基于产业发展、结构优化和环境调控方面提升冰雪旅游资源价值策略的相关研究[1，2]，但整体研究方法更侧重于理论框架的搭建，在实证方面略显单薄。吴伟伟（2010）分别在吉林和黑龙江选取两处采样点对冰雪旅游价值评价体系的指标权重利用主成分分析法做了实证研究，并抽取经济要素、文化要素和生态要素为结论指标[3]，但计量指标及被试样本数值仍遵从于张春艳2008年的样本数据，因此实证效度有待商榷。王玲（2010）利用CNKI期刊源对国内外冰雪旅游开发与研究的理论成果加以综述，得出需要在理论研究上对各地及全国冰雪旅游开发做出全面而系统的规划，并针对地方旅游发展特点对于不同类型的冰雪旅游开发模式进行深入的比较分析的结论[4]，但并未给出更具针对性的研究建议。其它关于冰雪旅游及其产业发展方面的研究较多归集于发展策略、竞争机制及政府规划等三方面的研究，研究方法多倾向于理论层面研究，在此不再赘述。总体而言，国内理论界对于冰雪旅游产业发展方面的研究较多的侧重了理论框架的搭建，研究方法和政策建议趋同，研究视角多局限于扶植政策、集聚机制或评价权重等单一维度。未能有综合以上多个维度的分析角度且基于实证基础的研究，而这正是本文得以展开的研究视角。
本文选取我国冰雪旅游的发源地，黑龙江省哈尔滨市为样本空间，有约束条件地选取200名特征身份人员作为被试样本来分析我国冰雪旅游产业升级所迫切需要解决的权重问题，并基于此建立数理模型以定性分析我国冰雪旅游产业升级的爬升路径，最后给出关键升级节点的相关路径分析。
2 数据来源及统计解释
2.1 样本特征
因考虑到本课题的纵深剖析前提需具备一定的经济学或管理学基础（经历），故在样本采样特征的覆盖上我们有所限定：即要求被试样本具备与经济学科相关的研究经历或学习过程，或具备企业管理、行政规划制定的工作性质或旅游业内人士。基于以上三部分既定样本特征的考虑，我们将样本空间限定于高校经济学科教师及社科研院究所人员、政府相关业务部室人员、相关企业中层以上人员和旅游业内人士四部分人员。因约束条件的限定，偶遇抽样（Accidental Sampling）的采样方式仅适用于小部分被试样本，绝大部分采样过程按前期预约、分层抽样（Stratified Sampling）方式进行。因此样本数据的收集难度和采集周期亦随之放大，整个样本空间共按既定数据特征选取被试200人，采集周期自2010年8月初持续至2011年1月末。其中，高校教师和社科院研究所专家样本100人，覆盖样本空间50%，折半占优。相关企业中层以上人员40人，政府相关业务部室人员30人，旅游业内从业者30人，各覆盖样本空间20%、15%和15%。可以看到，样本的学术背景和从业经历与课题研究的理论相关性和实践性紧密，抽样代表性显著。
2.2 问卷设计
问卷题目的设计主要采取专家咨询的方式析出。考虑到采样数据的统计意义和易计算性，问卷形式被设计为封闭性、单项选择式问卷，单选过程以对权重的认可程度被抽象为统计学意义。权重测度以李克特量表为设计依据，即将被试样本对政策量表的认可程度按照“很重要”、“比较重要”、“一般重要”、“不甚重要”、“很不重要”5个量级的权重指标从高到底分别以5分、4分、3分、2分、1分相应度量[5]。初始问卷共设计权重问题20道，经对问卷题目相关性检验，滤除高相关题目4道，低相关性问题1道，最终问卷共体现问题15道。具体问卷题目与量表的对应关系如表1所示。按照量表数目与被试数目需满足最低限度为1：5的建议比例[6]，被试案例应控制在75人以上，本案被试样本为200人，满足测试容量要求。
2.3 统计分析
我们以因子分析法和主成分分析法来分析被试特征群体对于发展冰雪旅游产业这一宏观问题所倾向的对于相关政策、措施的认可权重。首先我们对样本统计矩阵做信度分析、KMO检验和Bartlett检验以判定其作因子分析的可靠性和显著性。经检验，本案量表的KMO值为0.858，介于0.8～0.9之间的建议区间[6]，且球形检验的显著性水平为0.000，即拒绝假设，适合作因子分析。依据匹德森（Peterson）研究建议，克朗巴哈α值水平在0.6以上为研究数据可使用的最低标准[7]。本研究的克朗巴哈α值为0.868，信度值已经远远高于0.6的最低接受标准，且同时满足0.7以上的SPSS信度经验操作要求，表明本研究的数据可靠性较高。我们对量表进行主成分分析，共萃取得到三方面主要成分，且主成分对方差的总解释累计贡献率已达到88.944%，达到了良好的代表结果。与主成分萃取同步，我们点选了陡坡图（碎石图）选项，可以看到，在第三个成分点后，Slot曲线斜率趋于平坦，进一步验证了主成分萃取解释效度。
主成分萃取后，我们对比原始成份矩阵以分析Q1～Q15与主成分的分类相关。原始成份矩阵与经一次最大方差法正交转置后的成份矩阵如表2所示，其载荷主成分分类情况如表3所示。可以看到，经主成分萃取后，分析变量被抽象为政府政策扶植层面、冰雪文化衍生层面与企业技术进步层面等3方面主要相关因素。而与政府政策扶植层面相关度较高的因子1类别又占有7列量表，即合计占优46.7%。冰雪文化衍生层面和企业技术进步层面分别占优26.7%和20%。由主成分的占优结果可以得出以下结论：冰雪旅游产业的发展主要取决于政府在政策层面的有效支持，其推进效率可达到所有助推效能的一半比例，占主导推进地位。冰雪文化衍生层面和企业技术进步层面合计分配另外一半推进效能，占辅助推进地位。需要说明的是，Q14因素与3类主成分都成较低程度的相关性，未被剔除问卷主要是出于观测被试样本对于参与冰雪旅游产业意愿的主观考虑。但“一般重要”以上意愿的统计率仅为18%，表明了特征人群对冰雪旅游产业较低的主观参与度。
3 冰雪旅游产业圆锥螺旋线升级模型
由文章的第二部分，我们得出冰雪旅游产业的发展主要取决于政府政策扶植层面、冰雪文化衍生层面和产业技术进步层面三个维度的资源支持。但这三个维度的资源发挥效能的运行规律又是怎样的呢？本部分我们将通过搭建数理层面的产业升级模型来加以解析。
我们所建立的冰雪旅游产业升级路径模型以经济产值M为最终度量目标。相应于文章第二部分主成分抽取后的结论，我们将冰雪旅游产业升级路径的定性分析维度扩展定义为政策扶植ploy维度、文化衍生旋度rot维度（本处“旋度”概念的引入主要是为体现出文化衍生、创意产业对于冰雪旅游产业在吸引外部资金、政策及其它社会资源方面的汇聚作用）、技术进步周期t维度及经济产值M维度。
由于政府制定政策具有短期持续性和阶段拉动性的作用，所以我们以阶跃函数的形式表征扶植政策对于M的拉动作用，图1中以M（p）表示。由阶跃函数的基本特性易知，M（p）具有区间常数和线性的基本性质。在不考虑政策突变及较大政策扭曲的情况下，扶植政策对于M的影响具有阶段可持续性的正向拉动的作用。如果扶植政策的助推效率显著，则在一定的时域区间内还会出现对于经济产值的指数拉动效应，但考虑到我国冰雪旅游产业尚处于初级发展阶段，总体上我们仍用阶跃函数表征。相应于占主导推进地位的扶植政策维度而言，文化衍生、概念创意产业等重点受扶植项目在对于外部资源的吸引、汇聚方面会产生显著的“负源”作用，即具有吸引外部资金资源及其它社会资源持续进入的汇聚作用[8]。相应地，资源旋度的增加会带动资源通量流密度的增加，这是整个产业经济值得以增加的一个显著指标[9]。伴随文化创意地不断衍生、裂变，文化衍生旋度会对冰雪旅游产业的发展、扩张起到呈现指数级跳变的助推作用[10]。这一点，近年来我国冰雪旅游的持续升温及冰雪旅游产业链的双向延长就是充分的例证。我们用形如r（t）=r0e的数学形式来表征这种指数成长效果。式中，积分域内的拉米顿算子与资源流速Vt的点积结果表征为资源散度场，如果资源旋度场引发了稳定的资源散度场，则资源通量流密度可简化表征为r（t）=r0e，图1中以M（r）表示[11]。易见，适时且优势的利导政策是引发文化衍生旋度维度内资源通量流密度指数表征的显著动因，政策维度对于文化衍生旋度维度具有先期激发作用。下一个需要考虑的维度是冰雪旅游产业内技术进步及知识溢出自身周期特性的维度。标准的技术进步周期大体同步于产业集群的生命周期，即集群中后期的技术进步及知识溢出对整个产业的经济产值所产生的拉动效率最为集中，我们可以简单地用正态分布函数加以表示，其数学表征为M（t）=e/σ，以M（t）表示。图1中所绘的技术进步生命周期曲线为标准表征，并未附加政策扶植维度与文化衍生旋度维度的正向载荷影响。然而现实中，正态分布曲线的衰退期未必会以对称周期的形式出现，抑或者说，地方政府层面和企业联盟方面会不断地利用制度创新和技术创新来推迟其后半周期的到来。如果产业接续及时，产业链嵌套全球产业链契合良好，则产业成长效能亦会出现阶跃提升的情况，这也正是我们所希望看到的产业升级的波峰状态。将政策扶植ploy维度、文化衍生旋度rot维度、技术进步周期t维度及经济产值M四个维度融合分析，我们即可得出理想状况下我国冰雪旅游产业集群的升级路径模型。需要说明的是，我们考虑的情况只涵盖政策触发效率良好且文化衍生及技术进步对广义资源（资金及其它社会资源）旋度构成正向激发效用的情况，基本思想是将各维度内的表征函数进行差乘并加入误差项。差乘的原因是考虑到不同维度条件的经济场的叠加可能会对政策象限造成非线性扭曲，所以在此约束了最终路径函数的方向性性质。考虑到阶跃函数具有常数和线性性质，则最终路径函数的图形表现形式主要只与M（p）及M（r）显著相关，定点值与M（t）正相关。这样，我们将四维度计算降维为三维图形表征问题。易得，最终的路径函数具有类似于圆锥螺旋线方程（圆锥螺旋线方程表征为：x=（R?et）cosωt，y=（R?et）sinωt，z=H?et。M（r）与M（t）的指数形式与x和y的表征形式相近，所不满足的平方和关系是螺旋半径。考虑到政策的指数效应，则M（p）与z可以良好替代）的表征形式。图1中以标准圆锥螺旋线表示。当然，我们考虑的情况基本上近乎理想情况，实际条件下冰雪旅游产业升级的螺旋爬升速度还要受到诸多方面的制约。
4 冰雪旅游产业升级相关路径分析
比照冰雪旅游产业三维度圆锥螺旋线升级模型，我们应用SPSS17.0对降维后的政策扶植P维度、文化衍生R维度及技术进步T维度的三维爬升模型所涉及的主成分因子进行Spearman相关分析，并得出其相关系数以表征助推路径，统计结果如图2所示。可以看到，在0.01水平（双侧）显著相关条件下，P维度内的Q1、Q12及Q15等3个主要因子对T维度内的Q2、Q5及Q7因子指标产生统计意义上的显著相关推进作用。这也证明了延长冰雪旅游产业链长度、加强政府对冰雪旅游相关产业在政策、资金方面的扶植力度、加强建设冰雪旅游产业研发、商洽等综合示范性平台建设三方面政策建议对冰雪旅游产业本身技术进步及知识溢出效率所起到的正向促进作用。R维度内，Q11在0.05水平（双侧）显著相关条件下分别对T维度内的Q5因子及P维度内的Q15因子产生显著相关，由此我们可以看到高校相关理论学科的发展对于冰雪旅游产业国际化运营及示范性平台建设中所起到的积极作用。需要额外说明的一点是，文化衍生R维度内，相关的因子载荷产生了较大程度且多于其它两个维度内的自相关，这也在客观层面上验证了冰雪旅游产业的实际运营操作落后于理论（文化）研究的发展现状。其它相关路径系数如图2所示，统计结果所表征的其它现实意义在此不再赘述。
5 结论
本文结合我国冰雪旅游产业的发展现状，以统计权重为基础，定性层面上构建了我国冰雪旅游产业发展的圆锥螺旋线升级模型，限定约束条件下对200名被试样本进行了实证分析，取得了以下研究结论：
①我国的冰雪旅游产业仍处在发展初期，冰雪旅游市场也正处于成长初期，相关的产业制度建设及行业运行准则仍需进一步规范。延长冰雪旅游产业链的有效长度以促进其产业技术进步及知识溢出效率是整个产业得以发展升级的关键指标。
[关键词] 数据挖掘Web数据挖掘电子商务
网络技术和数据库技术飞速发展，电子商务显示出越来越强大的生命力，同时各种基于互联网的商业Web站点也面临越来越激烈的竞争。如何了解到顾客尽可能多的爱好和价值取向，为顾客提供更优质的服务成为电子商务发展迫切要解决的问题。而电子商务网站的顾客在Web上的行为都会产生大量数据信息，不仅包括本次交易信息而且还有利用搜索引擎，以及在站点内进行浏览的相关数据。利用数据挖掘技术可以有效地帮助企业分析这些数据，优化Web站点拓扑结构，指导企业调整营销策略，给客户提供动态的个性化的高效率服务。
一、Web数据挖掘
Web数据挖掘(Web Data Mining)，是数据挖掘技术在Web环境下的应用，是从大量的Web文档集合和在站点内进行浏览的相关数据中发现潜在的、有用的模式或信息。它是一项综合技术，涉及到Internet技术、人工智能、计算机语言学、信息学、统计学等多个领域。对应于不同的Web数据，Web挖掘也分成三类：Web内容挖掘、Web结构挖掘和Web使用模式挖掘。
Web使用模式挖掘(Web Usage Mining)是对用户访问Web时在服务器方留下的访问记录进行挖掘，它通过挖掘Web日志文件及客户交易数据来发现有意义的用户访问模式和相关的潜在用户群。其主要特点是对用户信息数据进行抽取、转换、分析和其他模型化处理，从中提取辅助商业决策的关键性数据。
尽管Web挖掘的形式和研究方向层出不穷，但随着电子商务的兴起和迅猛发展，Web挖掘的一个重要应用方向将是电子商务系统。电子商务是数据挖掘技术最恰当的应用领域，因为电子商务可以很容易满足数据挖掘所必需的因素:丰富的数据源、自动收集的可靠数据，并且可将挖掘的结果转化成商业行为，商业投资可以及时评价。其中与电子商务关系最为密切的是Web使用模式挖掘。
二、电子商务中Web挖掘的数据源
在Web上可以用来作为数据挖掘分析的数据量比较大，而且类型众多，总结起来有以下几种类型的数据可用于Web数据挖掘技术产生各种知识模式。
1.服务器数据
客户访问站点时会在Web服务器上留下相应的日志数据，这些日志数据通常以文本文件的形式存储在服务器上。一般包括sever logs、error logs、cookie logs等。
2.查询数据
它是电子商务站点在服务器上产生的一种典型数据。例如，对于在线客户也许会搜索一些产品或某些广告信息，这些查询信息就通过cookie或是登记信息连接到服务器的访问日志上。
3.在线市场数据
这类数据主要是传统关系数据库里存储的有关电子商务站点信息、用户购买信息、商品信息等数据。
4.Web页面
主要是指HTLM和XML页面的内容，包括本文、图片、语音、图像等。
5.Web页面超级链接关系
主要是指页面之间存在的超级链接关系，这也是一种重要的资源。
6.客户登记信息
客户登记信息是指客户通过Web页输入的、要提交给服务器的相关用户信息，这些信息通常是关于用户的人口特征。在Web的数据挖掘中，客户登记信息需要和访问日志集成，以提高数据挖掘的准确度，使之能更进一步的了解客户。
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三、Web数据挖掘在电子商务中的应用
利用Web数据挖掘技术可以在站点上挖掘出来的知识模式有以下几个:路径分析、关联规则的发现、序列模式的发现、分类规则的发现、聚类分析等。Web数据挖掘在电子商务中的具体应用有以下几点：
1.发现潜在客户
用户在网站上的浏览行为反映了用户的兴趣和购买意向。对一个电子商务网站来说，了解、关注在册客户群体非常重要，但从众多的访问者中发现潜在客户群体也同样非常关键。如果发现某些客户为潜在客户群体，就可以对这类客户实施一定的策略使他们尽快成为在册客户群体。对一个电子商务网站来说也许就意味着订单数的增多、效益的增加。
2.提供优质个性化服务，提高客户忠诚度
在电子商务中，传统客户与销售商之间的空间距离对客户来说己经不复存在，客户从一个电子商务网站转换到竞争对手那边，只需点击几下鼠标即可。网站的内容和层次、用词、标题、奖励方案、服务等任何一个地方都有可能成为吸引客户、同时也可能成为失去客户的因素。通过对客户访问信息的挖掘，就能知道客户的浏览行为，从而识别用户的忠实度、喜好、满意度，了解客户的兴趣及需求，动态地调整Web页面以满足客户的需要。在Internet上的电子商务中一个典型的序列，恰好就代表了一个购物者以页面形式在站点上导航的行为，所以可运用数据挖掘中的序列模式发现技术进行挖掘。
3.改进站点设计
对Web站点的链接结构的优化可从三方面来考虑:
(1)通过对Web Log的挖掘，发现用户访问页面的相关性，从而对密切联系的网页之间增加链接，方便用户使用。
(2)利用路径分析技术判定在一个Web站点中最频繁的访问路径，可以考虑把重要的商品信息放在这些页面中，改进页面和网站结构的设计，增强对客户的吸引力，提高销售量。
(3)通过对Web Log的挖掘，发现用户的期望位置。如果在期望位置的访问频率高于对实际位置的访问频率，可考虑在期望位置和实际位置之间建立导航链接，从而实现对Web站点结构的优化。
4.聚类客户
许多企业都对企业的客户、市场、销售、服务与支持信息进行深层次发掘和分析，对客户价值进行分类，发现新的市场机会，增加收入和利润。在电子商务中客户聚类是一个重要的方面。通过分组具有相似浏览行为的客户并分析组中客户的共同特征，可以帮助电子商务的组织者更好地了解自己的客户，及时调整页面及页面内容使商务活动能够在一定程度上满足客户的要求，向客户提供更适合、更面向客户的服务，使商务活动对客户和销售商来说更具意义。
【中图分类号】 R 395.6 B 844.2
【文章编号】 1000-9817(2010)11-1387-03
【关键词】 客体依恋；人际关系；抑郁；回归分析；学生
依恋关系会影响人际关系质量、生活满意度和心理问题的发生［1］。成人依恋可以划分为安全型和不安全型依恋（回避型、焦虑型和害怕型）。研究表明，不安全依恋群体抑郁情绪水平较高，而安全依恋群体抑郁情绪水平较低［2］。归因风格是人们解释预料之外事件结果的一种稳定的认知风格，可以分为乐观和悲观2类。消极的归因风格在依恋与抑郁情绪间起部分中介作用［3-4］。研究者推测，这可能是由于不安全依恋的个体采用一种自我批评、概括化认知的倾向来维持其自尊所导致［4］。 集体主义一般指群体使个体相互联系、承担群体的责任，重视群体的目标、群体的共同价值观［5］，是东方文化的价值观。有研究发现，集体主义（相互依靠）与亚洲人抑郁情绪的发生具有负相关关系［6-7］。本研究目的在于分析以上3个变量对于大学生抑郁情绪的影响，并进一步分析3个变量之间的相互作用机制。
1 对象与方法
1.1 对象 选取武汉市3所重点高校大学生为研究对象，在课堂上发放问卷420份，实际回收有效问卷395份，回收率为94.05%。男生233名，占59.0%；女生162名，占41.0%。
1.2 方法 主要采取问卷调查法。所用问卷包括：（1）亲密关系问卷（Experience of Close Relationship, ECR）［8］。ECR含36个条目，是7点计分Likert量表（1=完全不符合，7=完全符合）。ECR分别测量亲密关系的依恋焦虑和依恋回避2个维度。本样本中二维度信度分别为0.83，0.82。为便于比较，本研究使用依恋焦虑和依恋回避的平均分。EASQ信度为0.83。（2）扩展归因问卷短版(Expanded- Attributional Style Questionnaire-Short，EASQ-S)［9］。EASQ含12个场合，每个场合从自身性、稳定性和整体性3个维度评分，共计分36次。分数越高代表归因方式越悲观。为便于比较，本研究使用归因方式的平均分。（3）集体主义量表短版（Individualism-collectivism Scale-Short, ICS-S）［10］ICS含33个条目，是6点计分Likert量表（1=完全不同意，6=完全同意）。ICS分别测量同事和朋友的支持和相互沟通(CF)、父母的意见和分享(PA)，亲戚和邻居的影响(KN)，与父母和配偶的独立性(PS)以及邻居的社会分离5个因子(NE)。其中CF，PA和PS3个因子进一步构成高阶因子“群体团结”，KN和NE进一步构成高阶因子“社会责任”。其信度为0.75。（4）抑郁自评量表（Self-Rating Depression Scale，SDS）［11］SDS由20个条目构成，按1～4级评分，信度为0.83。
1.3 统计学分析 采用SPSS10.0进行统计分析，主要的统计方法包括描述统计、相关分析等。采用Lisre18.7进行结构方程模型(SEM)分析。
2 结果
2.1 亲密关系、归因方式、集体主义和抑郁的相关分析 由表1可以看出，ICS的“社会责任”与其他相关变量无显著相关，EASQ的“自我-他人”与“群体团结”、抑郁情绪、依恋回避无显著性相关，依恋焦虑与EASQ的3个维度和抑郁情绪显著相关。相关分析初步表明，依恋焦虑、依恋回避和归因风格与抑郁情绪呈中等程度的正相关关系，而群体团结与抑郁情绪呈显著负相关关系。
2.2 个人-集体主义等因素对大学生抑郁情绪的多元回归分析 在相关分析的基础上，进一步采用回归分析依恋、归因和集体主义对大学生抑郁情绪的预测作用。从表2可知，EASQ的稳定-暂时因子没有进入回归方程。对大学生抑郁情绪的预测因子中，以依恋焦虑对抑郁情绪方差贡献最大，其次分别是依恋回避，归因的“整体-局部”因子和“群体团结”。在依恋风格和归因方式影响之外，群体团结越高，则个体越不易产生抑郁情绪。
2.3 依恋、归因和集体主义与大学生抑郁情绪的路径分析 本研究将归因方式作为依恋风格与抑郁情绪的中介变量。ICS的社会责任因子和EASQ的自我他人因子与抑郁相关不显著，EASQ的稳定-暂时因子对抑郁情绪的方差没有独立贡献。因此，路径分析中没有纳入这2个因子。模型1为“整体-局部”作为完全中介变量，即依恋焦虑和依恋回避完全通过影响归因之“整体-局部”因子而作用于抑郁情绪；模型2为“整体-局部”作为部分中介变量，即依恋焦虑和依恋回避既直接作用于抑郁情绪，也通过影响归因方式之“整体-局部”间接作用于抑郁情绪。模型1和模型2的拟合指数见表3，模型2的路径系数见图1。
从图1可知，依恋焦虑、依恋回避和消极的归因方式都是抑郁情绪发生的促进因素（P值均＜0.05），而群体团结则是抑郁情绪发生的抑制因素（P＜0.05）；归因方式在依恋焦虑对抑郁的作用上起部分中介作用，而依恋回避与群体团结直接作用于抑郁情绪。依恋回避作用于整体局部的路径系数为0.05（P＞0.05）。因此，整体局部仅在依恋焦虑对抑郁情绪的影响上起部分中介作用，整个方程能解释抑郁情绪方差的22%，中介效应占总效应的比例为23%。
3 讨论
3.1 依恋与抑郁情绪 依恋风格表示亲密关系中一种稳定的行为特点和情感体验特点。在大学生抑郁情绪的预测因子中，预测力以依恋焦虑最大，其次是依恋回避。该结果表明，大学生的亲密关系体验对抑郁情绪发生有重要影响。在遇到有威胁的情境时（如压力事件），依恋系统会被激活。不安全型依恋个体会认为自己没有价值、不值得爱，他人也不值得信任。消极的自我-他人模型使个体难以以适应的方式缓解负面情绪，从而带来更多的负面情绪，并进一步发展为心理疾病［1，3］。
3.2 归因方式与抑郁情绪 Abramson等［12］认为，当个体对消极事件作出自我的、整体的和稳定的归因时，会认为事件是不可控制的，容易产生无助感，最终导致焦虑和抑郁情绪。本研究表明，当个体倾向于作出整体归因时，容易产生抑郁情绪。
但是，稳定暂时归因和自我他人归因与抑郁情绪的关系还不能有肯定的结论。这是因为，稳定暂时归因与整体局部归因相关较高（0.462）。从多元回归分析可以看到，仅整体局部归因对抑郁情绪方差有独立贡献。其次，本研究与以往的研究结果一致发现，归因方式的自我-他人因子信度较低（α）［9，13］，导致无法决定是测量工具本身的问题导致自我归因与抑郁情绪无关，还是自我的归因不直接产生抑郁情绪。
3.3 依恋与归因方式的关系 按照Weiner［14］的归因理论，个体经历预料之外的成功或失败是归因过程引发条件；若个体进行了不可控的、稳定的归因，则容易引发负面情绪。按照成人依恋的自我-他人模型，依恋回避的个体对他人持消极观念，但对自己则可能持有积极的信念。在面对消极事件时，持有积极信念的个体首先会想到是“别人的不是”，因此这些个体能较好地维持自尊而不引起归因过程。相反，依恋焦虑是个体对自己持消极观念，这些个体在面对消极事件时，首先想到的是“自己的不是”，从而对个体的自尊感产生威胁。一旦对自尊产生威胁，则会引发归因过程。有研究发现，不同依恋类型的个体在填写测量自尊的自陈式量表时，持消极自我观念的个体往往采用“防卫”的方式表现出较高的外显自尊，但这些个体的内隐自尊较低［15］。
3.4 集体主义与大学生抑郁情绪 ICS从配偶、父母、亲戚、邻居、朋友和同事等5种社会角色与个体的关系方面编制条目来测量集体主义。个体越重视与配偶、父母、亲戚、邻居、朋友和同事的态度、意见和影响，则个体的“集体主义”得分越高。研究结果表明，亲戚、邻居对大学生的影响较少。这可能与传统上稳定的“街坊、邻居”和“亲戚关系”已经淡化有关［16］。“群体团结”与抑郁情绪呈中等程度的负相关关系，该结果表明父母、配偶以及同事朋友对大学生的影响较大，且对抑郁情绪的发生具有抑制作用。
在依恋风格与归因方式对大学生抑郁情绪影响之外，对中国大学生而言，表示集体主义倾向的“群体团结”能负向预测抑郁情绪的发生，这与国外的研究结论［5-6］一致。该结果可能与中国文化重视集体目标、集体共同价值观有关。重视集体目标、集体共同价值观的个体容易为社会接受，不易产生抑郁情绪；重视个体目标、个体独立性的态度容易为社会拒绝，容易产生抑郁情绪［5］。社会支持与抑郁情绪的负相关关系是研究中较为肯定的结论［17］，从这点推论，进一步的研究需要验证“群体团结”可能带来较高的主观社会支持感，从而降低了抑郁情绪。
4 参考文献
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关键词：城镇化；产业升级；一体化；效益
DOI：10.16640/ki.37-1222/t.2017.04.090
1 引言
1.1 新型城镇化的现状分析
1.1.1 国内现状
我国城镇化起步较晚，关于新型城镇化理论主要集中在城镇化动力机制，城乡关系和城镇化道路选择等方面，由于我国国情复杂，政治，经济等方面的因素都对我国城镇化建设产生影响。2015年以来，承德市完成撤乡改镇11个，加快了就近，就地域城镇化步伐，加大农村基础设施建设力度。“十二五”期间，建设农村公路6403公里，新改建桥梁321座。2015年城镇化率新增15%，增幅居全省第四。
1.1.2 国外现状
国外暂时没有关于“新型城镇化”的研究，但是关于“城镇化”的研究较为丰富，也远远早于我国。国外专家学者从区域角度上认为实现城乡一体化是城镇化的最终结果。美国提出的“全球区域城市”的观点都表明当今社会的城镇化化发展的最明显特征。
1.2 研究目的
提出的两个一百年的奋斗目标及实现中华民族伟大复兴，前提都是要实现全面建设小康社会，而体现全面建成小康社会的全面的一个重要基础就是实现城乡区域一体化。协调是实现发展的内在要求，而共享是中国特色社会主义的本质要求，实现新型城镇化能够更好的让全体人民共享经济发展的成果，同时为经济发展提供强大的内在动力。
1.3 推进新型城镇化的意义
1.3.1 推进新型城镇化能够产生比较效益
比较效益是产生在分工基础上的贸易比较优势所带来的经济利益。农业的比较效益低于二、三产业，它是城化发展的第一原动力。推进农村城镇化，有利于推动二、三产业发展，绿色农业的发展，产生经济效益。
1.3.2 推进新型城镇化能够产生规模效益
规模效益较大的城镇化基础设施可以实现共享，为人口经济活动集中提供了市场动力。企业，人口的集中可以节约运输成本，洽谈等交易费用，产生多方面的规模经济，从而降低经济社会的成本。
1.3.3 推进新型城镇化能够产生集聚效益
地域上的集聚可以产生互补利益，人口，企业及相关社会经济活动的空间集中，大大产生了信息交换和技术扩散，同时刺激了新知识，新观念的产生。
2 承德市推行新型城镇化遇到的问题
2.1 对于城镇化的理解不够深刻
对城镇化项目的片面理解，认为城镇化建设就是基础设施建设加房地产开发。近年来，承德市经济水平稳步提升，但与经济发展并不相适应的是人民素质及城市化意识。同时，城镇化是一个新事物而不同于城市化，对于经济发展处于初级阶段的承德市来说，尚缺乏丰富的经验和系统的规范。
2.2 市民化进程滞后，存在二元结构矛盾
大量农业转移人口难以融入城市社会，市民化进程滞后。被纳入城镇人口的农民工及其家属未能在教育、就业、医疗、养老等方面平等享受城镇居民的基本服务，城镇内部出现新的二元结构矛盾，存在着社会风险隐患。
2.3 土地利用不合理
土地城镇化快于人口城镇化，城镇用地粗放低效。承德市在进行城镇化的过程中存在着开发区和工业园区占地过多，建成区人口密度低，耕地减少过快的问题，浪费了大量的土地资源，同时也威胁了粮食安全。
2.4 城市病问题突出，服务管理水平不高
一些城市空间无序开发，人口过度密集，重经济发展，轻环境保护，重城市建设，轻管理服务，交通拥堵问题严重，大气、水、土壤等环境问题加剧，这些问题都给城镇化建设造成很大的阻碍。
2.5 城镇化体系建设机制不健全，阻碍了城镇化健康发展。
基于统计学的基本统计方法，运用基期、环比等方式对我市现行的户籍管理、土地管理、社会保障等方面进行了具体计算与分析，发现在一定程度上，我市固化了已经形成的城乡利益失衡格局，严重的制约了农业转移人口市民化和城乡一体化的发展。
3 对于承德市推进新型城镇化的几点建议
3.1 将城镇化发展与承德市的经济现状相结合
坚持建设国际化旅游城市和国家生态文明城市目标的定位不动摇。加强文化建设，坚持把中心城区作为国际旅游城市的主景区来打造，重点以发展文化旅游服务业为主。立足依山而建，双水穿城，文化厚重的特征，以山为骨，以水为脉，以绿为韵 ，着力打造“山水林文相得益彰”的魅力之城。统筹避暑山庄及周围的寺庙文物保护，文化建设和整个城市的发展，真正使承德老城区重现清朝盛世风貌。
3.2 坚持城乡一体化发展，以城镇化促进农村现代化建设
在城乡一体化的发展过程中，城镇化要促进农业产业化，农业现代化，促进新型的农业经营体系，只有这样，才能处理好城乡的协调发展关系。构建独具特色的城镇化格局，推进中心城市与京津冀都市圈一体化，中心村与乡镇一体化，实现产业和城镇融合互促，城镇和农村统筹发展，重点推进“一南一北”两个新城建设，南部新城重点发展高端服务，打造未来城市财源的重要支撑，北部新城重点传承历史文脉，与山庄优势互补，突出县城在县域发展的带动作用，打造市域次中心城市和首都周边地区各具特色的卫星城。
3.3 着力解决农村土地问题
实行农村集体土地与城市国有土地同质同价，缓解城镇化建设资金缺乏问题。把五位一体的经济、政治、文化、社会、生态文明建设统筹考虑于新型城镇化建设之中，是实现我国、我市科学发展的必然要求，把土地城镇化，努力把产业城镇化和老百姓的生活水平联系在一起，老百姓的满意度是实现城镇化建设的关键环节，符合人文属性和人文情怀，是我市软实力提升和可持续发展的重要体现。
4 承德市推行新型城镇化的对策方针
4.1 建立健全相关配套政策和法律法规，创新金融产品。
不同于房地产开发，建立健全相关配套法规和政策十分必要，可以通过收集大量信息资料，通过相关统计指标获取土地指标，计算并得出一个合理的土地出让分配政策，金融服展娣兜取
4.2 构建服务型政府，大力推进城镇化进程
从承德市具体情况出发，承德市地区经济发展条件差异大，发展方向不尽相同，因此，承德市发展现代城镇化应该朝着区域个性化发展，通过相关统计指标，综合考量区域的功能定位，从根本上消除政府短期行为的动机，使各级政府真正由经营型政府变为服务型政府。
4.3 在城镇化进程中，呼唤社会企业家。
作为社会企业家的城镇运营商绝不是基础设施建设与房地产开发的简单相加，城镇化企业家在城镇化进程中应该帮助农民改善生活条件，提供社会帮助，在授人以鱼的过程中还应该授人以渔，帮助农民规划出路，通过产业导入实现就业和收入挂钩，实现农民收入多元化，盘活土地存量和农村刚性需求。
4.4 优化城市空间布局
积极推进“一核、三带、多点”的市域空间结构，其中，中心城区按照“两带六组团”形态布局。“两带”即滦河72公里城市带，五烈河城市带，“六组团”就是老城区、西区、北区、南区、绿核、上板城组团，老城区的疏解方向主要是北部新区、南部新区和上板城地区。加大资金投入，全面启动道路、管网、店里、防洪等基础设施投资建设。
4.5 推进县城扩容提质。
按照以产兴城，以城兴业、产城教融合的思路。加快推进产城教一体化进程，推动围场、丰宁、滦平3个县教体园区顺利推进，以34个市级以上重点乡镇为抓手，着力培育特色小城镇。
5 承德市推进新型城镇化的社会效益
此篇论文的社会意义在于从从现实的层面对新型城镇化发展做出深入的探讨分析，发现问题的深层原因。在此基础上，提出承德市新型城镇化的路径选择，这是最为重要的实践意义。这将对承德市的新型城镇化建设具有深厚的指导意义，为承德市新型城镇化建设提供相关的决策依据，同时也为其他城市的新型城镇化路径体系选择起到实际的借鉴作用。
参考文献：
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课堂教学监控能力是教师工作的核心能力[1]。新课标视野下的课堂监控能力是教师为实现教学设计目标，主动对教学环节中的各项影响因素进行诊断、反思、监视、调节与控制。相关元分析指出教师因素（专业水平、教学能力）对教育教学质量起着关键性作用[2]。而我国大量从事基础教育的教师来自高校师范专业，因此探讨高师生课堂教学监控能力的影响因素和培养路径，可以提高高师生的教师职业素养，满足师范教育教学需求和高师生发展的需要。
一、研究方法
（一）被试
抽取教育部直属6所师范院校本科各年级的两个自然班的在读师范生为被试。共发放问卷2500份，回收有效问卷1795份，有效率为71.8%。具体人口学变量，如表1所示。
表1 被试的人口学变量
（二）研究工具
1.高师生课堂教学监控能力量表。采用自编《高师生课堂教学监控能力量表》。该量表共20个项目，共包含四个维度：（1）监控授课能力；（2）监控学情能力；（3）监控教师情绪能力；（4）监控教学反思能力。量表采用Likert五级计分，从“从未如此”到“总是如此”分别计1―5分，得分越高，表明被试在该项的表现力度越大。
该量表参考崔岩（2015）对教师课堂监控力的相关研究成果[3]。另外，研究者抽取北京师范大学的大四年级各类师范专业1―2名且有意向从教的学生进行开放式问卷调查的专题调研。结合国内外有关研究成果，经过反复研讨与筛选，确定最终问卷项目。
该问卷KMO=0.88，Bartlett’s球形因素分析。量表及其各因子有较好的效度和信度，其中Cronbach’s α系数分别在0.71―0.95之间，效标关联效度在0.72―0.81之间。这表明该量表可以作为测量高师生课堂教学监控能力的量表。
2.问卷调查。调查高师生的专业、性别、年级、教学法课程教学、微格教学、见习、实习和其他社会实践等高师院校培养路径等29个基本问题。
（三）研究程序与数据处理
主试在6所高师院校整群抽取被试实施测试，由研究者当众宣读指导语，以现场发放填写问卷方式收集数据，使用spss17.0软件统计分析。
二、研究结果
（一）高师生课堂教学监控能力现状分析
由表2可知，高师生课堂教学监控能力均分为3.36，处于“不确定”水平，说明整体高师生的课堂教学监控能力不强。在性别变量上，除授课能力得分无统计学意义外（p>.05），其他各维度得分均有统计学意义（p
（二）高师生课堂教学监控能力培养路径分析
以微格教学、见习、实习、其他社会实践得分为自变量，高师生课堂教学监控能力得分为因变量，进行解释型多元回归分析，结果如表3所示。
表3 不同培养路径对高师生课堂教学监控能力的多元回归分析
由表3可知，微格教学、见习、实习、其他社会实践进入回归方程，共可解释34%的变异量。其中，微格教学、实习、其他社会实践共可解释监控授课能力20%的变异量；微格教学、见习共可解释监控学情能力10%的变异量；微格教学、见习、实习、其他社会实践共可解释监控教师情绪能力28%的变异量；微格教学、见习、实习、其他社会实践共可解释监控教学反思能力40%的变异量。
三、分析与探讨
（一）高师生课堂教学监控能力普遍较弱，监控教学反思能力问题突出
教育是一门应用性理论科学，根据访谈结果，发现不少高师院校存在“重理论、轻实践”的现象，这种做法直接导致高师生课堂教学监控能力普遍较弱。教师教学监控能力属于教学实践性知识的一种，因此同样受到个体聚焦、体验顿悟、方法图示建构等的影响[4]。这和问卷调查显示结果相一致，说明没有实际的教育教学经验作为反思的基础，没有经历相应的教育问题，无法激发反思欲望，造成高师生的监控教学反思能力薄弱。
（二）女高师生具有较强的课堂教学监控能力
在中国的社会文化环境中，男生渴望成功，追求挑战、权力，认为教师职业待遇低、缺乏成就感，职业认同感相对较低。较之男高师生，女生关爱别人，善解人意、心思细腻、富有同情心等性格特征契合教师这一职业。信念对决策与行动起着导向的作用，没有成为教师的信念，势必没有为之奋斗的行动，高师生的信念是提高其课堂教学监控能力的内在动力，影响着高师生知识结构的更新与发展。
（三）毕业班具有较强的授课监控能力
监控授课能力反映的是教师在课堂上对自己课堂组织、教学引导、课堂行为等的监控能力，主要受个人经验的影响。高师生经过四年系统的教育教学理论学习，对教育学、心理学、学科教学法等理论知识有了一定的积累，配之微格教学、见习、实习、其他社会实践等方式的培训，对自己的课堂组织、教学引导、课堂行为有了一定的监控能力。
（四）?慕痰母呤ι?具有较强的课堂教学监控能力
个体内部驱动力的聚焦程度决定个体能力的发展方向，高正向内驱力的个体在习得行为、获取组织化图示等方面具有优势[5]。从问卷调研的结果来看，高师生心中的职业信念会对其决策与行动起导向作用，直接影响高师生内驱力动向，具体表现在内部动力、知识结构更新与发展上。从动机学角度进行分析，当高师生聚焦教师职业信念时，其教学监控能力就会提高。
（五）教学能力相关训练对课堂监控能力的影响
微格教学是一种以现代教育理论为基础，以师范生或在职教师为培训对象，利用现代教育技术手段来集中解决某一特定教学问题的教学方法。它形象直观，及时准确反馈受训者在教学过程中存在的一些不良习惯及其消极后果，使受训者能够有针对性地改正自身缺点，弥补教学中的不足。总的来说，微格教学对教师教学行为的反思、矫正、固化有很大的促进作用。
教育见习是指师范生或意向从事教师职业的非师范生对中小学教育教学实境进行的观摩、体验活动，是教师成长过程中重要的感性体验阶段和综合认识的形成阶段。对高师生而言，见习是很好的体验。高师生在不一样的教育环境中观察，收集教育案例、整理教育信息，为理论学习提供丰富表象。在整个见习过程中，体会师生互动、教师教材运用和教学环节安排将有助于高师生借助他人经历来提高自身的监控学情、监控教师情绪、监控教学反思能力。
教育实习是培养优秀教师最为重要的实践课程，是理论联系实践的纽带，是师范院校培养合格师资的一次重要的职前培训，在师范教育中起着不容忽视的作用。高师生通过一系列的备课、授课、反思总结等环节，将学校所学的教育学、心理学、教学法等有关教育的专业理论知识运用到实际教学活动，在实践过程中不断提高自身的监控授课、监控教师情绪、监控教学反思能力。
参与其他社会实践如家教、义教等可以增加教育教育经历，丰富高师生的体验，这些体验都将成为教学反思基础，引导着高师生不断思考自身的教育教学理念及实施行为，促进监控教师情绪、监控教学反思能力的提升。
四、建议与思考
为有效提高高师生的课堂教学监控能力，基于教育教学理论知识和成长经验对教师的影响，本研究提出以下对策。
（一）保证教育理论学习与实践协调统一
第一，加强教育理论学习。高师生平时应注意提升自身的教育专业素养，丰富教育理论储备。第二，积极参与社会调研等社会实践。通过将理性理论运用到教学实践中，提升自己的授课能力，同时获取教育新理念与技巧的发展动态的信息。第三，主动进行学情反思与理论升华。高师生需要主动认真思考自己在实际教学中的不足，探索获取专业教学技能的途径，对实际教学出现的问题或成效进行有效归因并力求达到理论性升华。
（二）增强教育信念，激发高师生的主体意识
高师生能否积极实践、主动反思，有针对性地提高自己的课堂教学监控能力，取决于教育信念。高校的指导教师可以从树立高师生的教育信念和教育理想开始，将高师生的知识、能力、情感和态度结合起来，引导学生通过聆听专家报告、名师座谈、优秀师范生从教经验宣讲会等方式坚定自身的教育信念，使有意愿从教的高师生及早明确教育理想，树立教育信念，积极主动地发展自身的课堂教学监控能力。
（三）协调理论教学与实践教学，完善教育评价体系
教育是一种实践性较强的专业，因此在高师生的课堂教学监控能力的培养过程中，应重视理论教育与实践锻炼并行。高师院校需注重对高师生的理论知识培养，提高其教育实践的自觉性，促进理论和实践之间的联系与转化。高校可以利用学校人才优势和周边教育机构的优势，发挥高师生团体的作用，充分调动各种社会资源，加强高师生的课堂教学监控能力的培养力度。
高师生职业归属感、课堂教学监控能力的提升需要真实的教育教学经验作为基础，高师院校需为高师生提供更多的教育教学实践机会。第一，建立教学技能训练中心，购置与更新教学仪器，保障训练中心的常规运行，培养和加强高师生的教学技能，提高课堂教学监控能力。第二，建立稳定的校外实践基地，积极组织社会实践活动，帮助在实践中积累教育教学经验。第三，积极创新和构建教育管理部门、高校、实习学校三位一体的管理机制，以带队教师、巡视教师、学校领导巡查及聘请校外实习督导等梯层形式，强化教育实践环节的管理。最后，调整实习时间段，争取在大三期间进行，避免与考研和找工作的时间冲突。
师生双方对教学技能评价环节的认知水平对教学监控力有重要影响。因此，在进行教学技能理论培训时，指导教师应指导学生如何科学评课。加强师生教学技能训练理论的学习，深入理解教学技能训练评价环节的实质，理解教学技能训练评价环节的真正内涵，明确评价的目的。再者，完善教学技能训练评价体系。在制定教学技能评价指标时，结合专业特点和高师生特点制定明确具体、可操作性强的评价指标，对参加教学技能训练的高师生教学行为进行较全面的、有针对性的检查。
（四）完善教师待遇与专业地位制度
【中图分类号】 R 395.6
【文章编号】 1000-9817（2013）10-1269-02
【关键词】运动活动；抑郁；精神卫生；干预性研究；学生，医科
抑郁是人类一种正常的情绪体验，但如果抑郁情绪持续时间较长且得不到有效改善，就会影响正常的学习、工作和生活，严重时会导致抑郁症。大学阶段是个体心理迅速发展但尚未完全成熟的一个过渡期。大学生自我调控能力欠缺，面对各种复杂的问题时，容易产生较为严重的“情绪适应不良”，从而引发抑郁、焦虑等情绪。医学生作为大学生的特定群体，课业负担繁重，容易在紧张或压力中产生抑郁情绪。体育运动是维持和增进身心健康的重要方法，其对抑郁情绪的改善是其他方法和手段所不能替代的。欧美一些国家常以运动处方的形式对部分疾病进行治疗和康复，由于其具有较强的计划性、科学性和针对性，已被越来越多的人群所接受。为探讨运动处方对医学生抑郁情绪的干预效果，笔者对牡丹江医学院学生进行了实验研究。
1 对象与方法
1.1 对象整群抽取牡丹江医学院2011级学生进行调查，共发放问卷2135份，回收2 117份，其中男813名，女1304名，年龄为18～20岁。按照大学生人格问卷（UPI）筛选标准，筛选出心理异常或存在不同程度心理问题的学生共300人；然后选用抑郁自评量表（SDS）再次进行测试，最后确定SDS标准分50一62分的学生60名。将60名学生分成3组，对照组不采取任何手段和方法，实验1组以单独运动形式的体育锻炼活动为主，实验2组以集体对抗性体育运动为主要活动方式。实验组与对照组的年龄、性别差异均无统计学意义（P值均>0.05）。
1.2 方法选用国内外通用SDS进行抑郁状况筛查，该量表由20个条目组成，采用1～4级评定记分制，把20个项目分数相加，即得到总粗分，然后乘以1.25，四舍五入取整数即得到标准总分，我国以SDS标准分50～62分为有轻度抑郁症状。
1.3 运动处方此次实验组所采用的运动强度范围为50%～85%VO2max，锻炼的强度基本控制在中等水平，也就是相当于最高心率的65%～75%；实验共进行12周，每4周为一个周期，每周锻炼2次，每次100min；运动负荷由小到大，循序渐进。实验1组主要采用传统的慢跑、24式太极拳、登山、跳绳以及毽球等单独运动形式的体育项目。实验2组主要采取目前在高校开展较为普及的足球、篮球、排球等集体运动形式的体育项目。见表1。训练课中根据具体情况灵活调整运动量及强度。
1.4 实施方式实验以培养体育锻炼兴趣、参加体育锻炼小组的形式开展，以体育锻炼为主要活动内容，以运动训练为主要活动形式；拟通过运动训练改变参与者的消极态度和不良适应行为，把提高自控能力，促进情绪稳定作为实施目标。进行12周干预后，再次组织成员进行第2次SDS的测量。
1.5 统计分析所测数据使用Excel软件进行统计，所有实验数据均以均数±标准差（x±s）表示，统计学处理均采用t检验，P
2 结果
实验1，2组学生实验前、后SDS标准分值差异均有统计学意义（P值均0.05）。相对于单独运动形式为主的运动处方，以集体对抗性体育运动形式为主的运动处方对改善学生抑郁情绪的效果更佳。见表2。
3 讨论
既往实验证实，有规律的体育锻炼对参与者抑郁情绪具有改善作用，其作用机理可以从生理、生化和心理学等范畴进行阐释。生理、生化实验发现，抑郁症是由于大脑5一羟色胺和去甲肾上腺素等神经系统功能失调所致，而进行体育锻炼则能够有效促进这些神经递质的分泌，进而对抑郁情绪起到改善作用。心理学观点认为，当人体进入运动状态时，主管情感的大脑右半球会兴奋，参加运动者可体会到运动愉悦感、舒适感、满足感、充实感，从而呈现出一种总体心理良好状态，有利于抑郁者缓解动作迟缓，排除疲倦感、空虚感。通过体育锻炼也能使抑郁者的情感得到发泄、注意力发生转移、紧张程度得到缓解，从而达到心理平衡。
通过实验发现，不同的运动处方对于抑郁情绪的改善效果也存在差异，集体对抗性的体育运动要优于单独形式的体育运动，可能是集体对抗性体育运动具有集体性、竞争性的特点。抑郁者最显著的个性特点是孤独、不合群，而参加集体性的体育运动项目，有利于提高其情绪兴奋性和与他人合作的进取精神，并从面对面的抗衡中获得对自己能力的实际评估，从而提高信心。另外，集体对抗性体育运动具有游戏的趣味性，可以使参与者在集体活动中产生愉快的情绪，使其运动更为积极主动，更能集中注意力，有利于对困难的克服；而单独运动形式的体育锻炼缺少集体的氛围和对抗的刺激性，运动时间稍长，就会由于单调、枯燥，而使参与者失去兴趣，感觉厌倦，从而降低了改善心境的效果，且不易坚持。
在运动处方执行的过程中，要尊重参与者的主体地位，充分考虑到个体的差异，合理安排训练课的强度和量；同时也要突出教师的主导作用，训练课的内容要生动有趣、富有挑战性，教师要富有激情和感染力，要注意训练手段的多样化和游戏化，合理安排体育游戏的时间和内容，使参与者既能达到相应的运动强度和运动量，还能保持轻松愉悦的心情，产生意犹未尽的效果。
4 参考文献
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[关键词]人一组织匹配；价值观；要求一能力匹配；工作满意；离职倾向
一、引言
员工离职是指组织中的个体终止其组织成员关系的过程（Mobley，1977）。有关数据显示，2012年我国的人力资源流动进一步活跃，相比2011年增长26%（杨晓冬，2013）。罗迈国际咨询公司2013年3月的中国人才流动调查报告显示，在分布于20个城市、20多个行业的2000多名调查参与者中，有32.3%在2012年主动离职（罗迈国际，2013）。成熟员工的主动离职往往会给企业带来多方面的不利影响，一是会削弱企业的人力资源，二是会带来重新招聘和磨合、重新培训和社会化的成本，三是核心员工的流失还可能会带来技术和商业机密外泄的风险。因此，如何预防和减少人才流失，是企业管理实践中的一个重要问题（赵慧娟、龙立荣，2008）。
国内外相关研究发现，离职倾向、组织承诺和工作满意是员工离职的有效预测指标。其中，离职倾向作为一系列撤退认知的最后一个阶段，相比于组织承诺和工作满意，能够更好地预测员工的离职行为（Tett&Meyer，1993）。因此，有关离职倾向的前因、后果和作用机制的研究也已成为学术领域的热点之一。不少研究表明，实现高水平的人一组织匹配是降低员工离职倾向、从而控制离职率的一种有效途径。人一组织匹配可被宽泛地定义为个体与组织之间的相容性（Kfistof，1996）。随着组织文化描述量表（Organizational Culture Profile）（O’Reilly，Chatman&Caldwell，1991）的提出，价值观匹配作为人一组织匹配的一种可操作化定义，得到了广泛接受。本文针对人一组织价值观匹配和离职倾向问的关系，围绕着这样三个实证问题展开研究：（1）人一组织价值观匹配对离职倾向是否存在显著影响？（2）如果价值观匹配对离职倾向存在显著影响，则其通过何种途径产生影响？（3）价值观匹配与离职倾向间的关系是否受到要求一能力匹配的调节？对上述问题的回答可以为企业预知员工的离职心理动向、采取相应措施预防员工流失提供参考。
二、文献综述与研究假设
1.价值观匹配对离职倾向的影响
人一组织价值观匹配是指个体价值观和组织价值观的一致性（O'Reilly，Chatman&Caldwell，1991）。按照互动心理学的观点，相比于个体特征或环境特征，个体特征和环境特征之问的共同作用能更好地解释个体态度和行为的差异。因此，在组织边界内，组织文化或价值观与个体价值观之间的匹配程度会对个体的态度和行为产生重要影响（Kfistof，1996）。社会认同理论（Taifel，1982）区分了社会认同和个体认同，认为社会认同是某一社会群体内的成员共同拥有的信仰、价值观和行动取向的集中体现。个体意识到他属于特定的社会群体，同时也认识到作为群体成员带给他的情感和价值意义。基于该理论，可以推断，如果个体感知到和组织之间存在着较高水平的价值观匹配，那么，他对组织的归属感较强，离职倾向较低。相似一吸引理论认为，在信念、价值观和个性品质等方面相似的个体会互相吸引（Byrne&Griffitt，1973）。个体通过和与己相似的人交往，可以进一步强化自我概念。基于该理论，可以预期，当个体和组织在价值观这一重要特征上具有较高程度的一致性或相似性时，个体容易受到吸引，并倾向于留在组织中。
在以西方文化为背景的研究中，Chatman（1991）、Westerman和Cyr（2004）、Lauver和Kristof-Brown（2001）等证实了价值观匹配对离职倾向的显著负向影响。在以中国文化为背景的研究中，赵慧娟和龙立荣（2008，2010）、Liu、Liu和Hu（2010）、张一弛、高莹和刘鹏（2005）等亦证实了这种影响。此外，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）、Arthur、Bell和Villado等人（2006）的元分析结果均表明，价值观匹配和离职倾向具有较强的负相关关系。
根据上述理论和已有研究结果，提出本研究的第一个假设：
假设1：人一组织价值观匹配和离职倾向负相关。
2.工作满意的中介作用
工作满意是指个体对于工作给他带来的愉悦程度的评价和判断（Edwards，Bell&Arthur et al.，2008）。根据社会认同理论（Tajfel，1982）和相似～吸引理论（Byme&Griffitt，1973）的观点，个体通常追求和所在群体或组织拥有相同或相似的价值观。因此，可以预见，当个体对于自身和组织的价值观一致性具有较高评价时，其工作满意水平将较高。已有研究证实了价值观匹配对工作满意具有积极影响。比如，Chatman（1991）、O'Reilly、Chatman和Caldwell（1991）、Westmnan和Cyr（2004）、Vigoda-Gadot和Meiri（2008）、朱青松和陈维政（2009）、陈卫旗和王重呜（2007）等均证实了价值观匹配对工作满意的显著正向影响。此外，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）、Arthur、Bell和Vi！lado等人（2006）的元分析结果均表明，价值观匹配和工作满意具有较强的正相关关系。由较高水平的价值观匹配带来的较高水平工作满意会进一步带来较低的离职倾向。比如，Wheeler、Gallagher和Brouer等人（2007）、Brigham、De Castro和Shepherd（2007）的研究均表明，工作满意能较好地预测离职倾向。
根据上述理论和已有研究结果，提出本研究的第二个假设：
假设2：工作满意对价值观匹配和离职倾向间关系起到中介作用。
3.要求一能力匹配的影响和调节作用
人一组织匹配包含一致性匹配和互补性匹配（Muchinsky&Monahan，1987）。其中，价值观匹配是一致性匹配的重要内容，而要求一能力匹配则是互补性匹配的重要内容。要求一能力匹配是指个体拥有的知识、技能和能力是否能够满足组织和工作的要求（Kristof，1996）。相比于较低水平的要求一能力匹配，较高水平的要求一能力匹配通常可以带来更好的工作行为和结果。因此，对个体拥有的知识、技能和能力的评估在人力资源管理实践中，历来被用作人员选择决策的重要工具。Kenne-dy（2005）、赵慧娟和龙立荣（2010）、Guan、Deng和Bond等人（2010）均证实要求一能力匹配和离职倾向显著负相关，Kristof-Brown、Zimmerman和Johnson（2005）的元分析表明，具有较高要求一能力匹配水平的个体通常具有更高水平的工作满意、组织认同、组织承诺和知觉组织支持，具有更低的工作压力、离职倾向和实际离职行为，以及具有更高的工作效率和工作绩效。
此外，Jansen和Kristof-Brown（2006）指出，人们是和工作环境的多个维度同时嵌套的（simultane-ously nested），而并非只对工作环境的某一方面作出反应。根据这种“嵌套”观点，很多由匹配导致的态度和行为不能简单地归因于个体和环境某一单个方面特征的匹配或不匹配，而是对个人和环境多方面匹配评估的反应。因此，价值观匹配和要求一能力匹配作为人一组织匹配的两个不同维度，在对离职倾向产生影响时，可能存在交互作用。我们预期，要求一能力匹配水平较低的员工倾向于关注自身能力的提高或寻求与自身能力更为匹配的工作，对于价值观匹配的关注程度较低，价值观匹配和离职倾向间的相关性较弱；而要求一能力匹配水平较高的员工则会将更多的注意力放在价值观匹配上，价值观匹配和离职倾向间的相关性较强。
根据上述理论和已有研究结果，提出本研究的第三、第四个假设：
假设3：要求一能力匹配与离职倾向负相关。
假设4：要求一能力匹配对价值观匹配与离职倾向间的关系起到调节作用。
本研究假设模型如图1所示。
三、研究方法
1.样本和程序
利用研究者的社会关系，采用方便抽样技术，通过问卷调查收集实证数据。调查对象为位于上海、福建、安徽、河南等地多家企业中的全日制员工。在样本选取上，考虑选择处于不同经济发达程度和地理区域、不同行业及不同性质的企业，以保证样本具有较好的代表性。
调查问卷包括人一组织价值观匹配问卷、工作满意问卷、要求一能力匹配问卷、离职倾向问卷以及有关人口统计学特征和企业特征的问题。施测时，由研究者在取得企业总经理或部门负责人同意后，亲自到工作现场采集数据，或者委托企业人力资源管理部门的工作人员或部门负责人以同样的方法施测。具体过程为：在说明来意和研究意图后，将问卷和空白信封依次发放给调查对象，并口头讲述指导语；填答完毕后，将匿名填写的问卷密封在空白信封中，当场回收。共向500位员工发放问卷，回收387份，回收率为77.4%。剔除漏项填答较多、题项选答过于一致等的问卷后，剩余的有效问卷为328份，有效回收率为65.6%。参与问卷调查个体的人口统计学特征和所在企业特征如表1所示。其中，女性略多于男性；91.5%的个体年龄在40岁以下；74.7%的个体拥有大专及以上学历；81.7%的个体为基层员工；样本在各个行业均有分布，但以金融、投资、咨询行业居多；83。3%的个体分布在民营企业、中外合资企业或外商独资企业。
随后，运用验证性因子分析法对各量表的信度和效度进行了检验；运用相关分析、层次回归分析和路径分析等方法和技术，对研究假设进行了检验。用到的统计分析软件为SPSSl7.0和AMOS7.0。
2.变量测量
（1）采用Cable和DeRue（2002）的3条目人一组织价值观匹配量表来测量人一组织价值观匹配。该量表在Cable和DeRue（2002）研究中的克隆巴赫系数为0.91（单一企业样本）和0.92（多企业样本）。该量表已有中文版本，被用于中国情境下的实证研究，其克隆巴赫系数约为0.90，并具有较好的构念效度和效标关联效度（Liu，Liu&Hu，2010）。
（2）采用由Abdel-Halim（1981）编制的5条目能力一工作匹配量表来测量要求一能力匹配。该量表在Abdel-Halim（1981）研究中的克隆巴赫系数为0.80。该量表已有中文版本，被用于中国情境下的实证研究，其克隆巴赫系数约为0.73，并具有较好的构念效度和效标关联效度（Xie，1996）。
（3）采用Kennedy（2005）编制的3条目工作满意量表来测量工作满意。该量表在Kennedy（2005）研究中的克隆巴赫系数为0.83，并具有较好的构念效度和效标关联效度。该量表为英文量表，我们对其进行了翻译和回译，以保证重要的概念均被包括在内。
（4）采用Cammann、Fichman和Jenkins等人（1983）编制的3条目离职倾向量表来测量离职倾向。该量表在Cammann、Fichman和Jenkins等人（1983）研究中的克隆巴赫系数为0.85。该量表已被用于中国情境下的研究，其克隆巴赫系数约为0.72～0.79，并具有较好的构念效度和效标关联效度（张一弛，梁钧平和刘鹏等人，2005；任润，张一弛，刘超飞等人，2011）。任润、张一弛、刘超飞等人（2011）提供了该量表的中文版本，我们用该中文版离职倾向量表施测。
所有量表均采用李克特7点量尺进行计分，1代表“强烈不同意”，7代表“强烈同意”。
四、研究结果
1.各量表的信度和效度
运用AMOS7.0软件对各变量进行验证性因子分析和信度、效度检验。由于价值观匹配问卷和要求一能力匹配问卷测量的是人一组织匹配的两个不同方面，工作满意问卷和离职倾向问卷测量的都是工作态度，因此，我们构建了1个四因子模型、2个三因子模型、1个二因子模型和1个单因子模型，来检验各测量变量的区分效度。分析结果如表2所示。由该表可见，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，表明该模型与数据拟合得更好。四因子模型的各项拟合指标均达到良好标准（卡方自由度比值介于1～3，RMSEA0.90），表明问卷测量到了四个不同的变量，各测量变量具有较好的区分效度。
该四因子模型中，各变量测量条目的因子负荷、平均方差抽取值和组合信度如表3所示。其中，除要求一能力匹配有一个条目（DAFl）的因子负荷较低外，其余各条目的因子负荷均介于0.589～0.904之间，且所有因子负荷均在0.001水平上显著，表明各变量具有较好的聚合效度。除要求一能力匹配变量的平均方差抽取值略低于0.50外，其余三个变量的平均方差抽取值均大于0.50。各变量的组合信度介于0.78～0.89，均大于0.70，表明信度良好。
运用SPSS17.0软件对数据进行描述性统计分析，结果如表4所示。由该表可见，各变量两两之间均在0.01水平上显著相关；各量表的克隆巴赫系数均大于0.70，表明各量表条目的内部一致性较好。
综上，认为价值观匹配、要求一能力匹配、工作满意和离职倾向这四个变量具有较好的信度和效度，可用于后续分析。
2.价值观匹配对离职倾向的影响
由表4可见，价值观匹配和离职倾向显著负相关。在考虑员工年龄、性别和受教育程度等控制变量的影响下，采用层次回归分析法检验假设1。这些控制变量类型均为类别变量，因此，先将其转换为虚拟变量。多重共线性分析表明，方差膨胀因子（VIF）在1.066～2.703之间，均小于10，表明变量间不存在多重共线性问题。分析结果如表5所示。由该表可见，在控制了有关变量的影响后，价值观匹配能显著增加离职倾向变异28.5%的解释量，因此，假设1受到了支持。
3.工作满意的中介作用
由表4可见，价值观匹配和工作满意、工作满意和离职倾向均显著相关，故检验假设2的前提条件得到满足。为检验假设2，利用结构方程建模技术中的路径分析法进行了一系列嵌套模型测试，分析结果如表6所示。其中，模型1是完全中介模型，为基准模型，路径是从价值观匹配到工作满意，再从工作满意到离职倾向。模型2是部分中介模型，路径是从价值观匹配到工作满意，再从工作满意到离职倾向，以及从价值观匹配到离职倾向。模型3是直接作用模型，价值观匹配分别直接作用于工作满意和离职倾向。
由表6可见，模型1拟合指标中的X2/df（介于1～3之间）、RMSEA（0.90）均达到拟合良好标准。这些指标均优于模型2和3的相应拟合指标，且模型1和模型2、3的卡方差异值在0.01水平上达到显著。综之，认为模型1和实证数据拟合良好，为最佳匹配模型，即工作满意对价值观匹配和离职倾向之间的关系起到了完全中介作用。因此，假设2受到了支持。
4.要求一能力匹配的影响和调节作用
由表4可见，要求一能力匹配和离职倾向显著负相关。在考虑员工年龄、性别、受教育程度等控制变量的影响下，采用层次回归分析法检验假设3。多重共线性分析表明，方差膨胀因子（VIF）在1.054～2.697之间，均小于10，表明变量间不存在多重共线性问题。分析结果如表7所示。由该表可见，在控制了有关变量的影响后，要求一能力匹配能显著增加离职倾向变异11.1%的解释量。因此，假设3受到了支持。
利用层次回归分析法对假设4进行检验，控制变量、价值观匹配、要求一能力匹配、价值观匹配和要求一能力匹配的交互作用项依次进入回归方程。分析结果如表8所示。由该表可见，当价值观匹配和要求一能力匹配的交互作用项进入方程后，离职倾向可被解释的变异没有显著增加，说明要求一能力匹配没有对价值观匹配和离职倾向之间的关系起到调节作用。因此，假设4没有受到支持。
本文旨在探讨人一组织价值观匹配对个体离职倾向的作用和作用机制。研究发现：（1）价值观匹配和离职倾向存在显著负相关关系；（2）工作满意对价值观匹配和离职倾向间的关系起到完全中介作用；（3）要求一能力匹配和离职倾向显著负相关，对价值观匹配和离职倾向间的关系没有调节作用。
本研究结果表明，价值观匹配和要求一能力匹配都能显著预测离职倾向，且价值观匹配（r=-0.578，R2=28.5%）相比于要求一能力匹配（r=-0.343，R2=11.1%），和离职倾向的相关性更强，能解释离职倾向的变异更多。导致这一结果的可能原因，一是要求一能力匹配更多体现了组织的利益诉求，而价值观匹配则更多体现了个体的利益诉求。因此，价值观匹配相比于要求一能力匹配，对个体的组织行为具有更为强烈的影响。二是当个体感知到自己在知识、技能、能力方面与工作要求存在较大差距时，通常首先寻求对知识、技能、能力的改进，或者在组织内部寻求与自身能力更为匹配的工作，当这两条路径都行不通时，才会产生较强的离职意愿。而个体和组织的价值观都无法在短期内得到改变，因此，当个体感知到自己与组织在价值观上存在较大冲突时，就倾向于离开当前所在组织，寻求在价值观方面匹配度更高的组织。三是随着社会经济的发展和人们生活水平的提高，个体的自我实现需求日趋强烈，对价值观匹配的重视程度有所提高。同时，随着我国人力资源市场和社会保障体系的建立和完善，个体不再将组织看作未来生活保障的唯一依托，对离职的顾虑已逐步减弱，价值观匹配对离职倾向的影响增加。因此，从降低或控制员工离职倾向的角度而言，组织在招聘、培训和社会化、员工沟通等人力资源管理实践中，除了要求一能力匹配，还应给予价值观匹配以足够的重视。
本研究发现，要求一能力匹配水平的高低并未影响价值观匹配和离职倾向间关系的大小或方向。这与赵慧娟和龙立荣（2010）的发现存在差异。此外，由表8可见，当同时考虑要求一能力匹配和价值观匹配对离职倾向的影响时，要求一能力匹配的作用变得不再显著。这表明要求一能力匹配和价值观匹配对离职倾向的影响也不是简单的叠加关系。因此，有关要求一能力匹配和价值观匹配在影响离职倾向时，两者之间是否存在交互作用或其他形式的相互作用，还有待更多研究和探讨。
本文主要做出了以下两个方面的理论贡献：（1）丰富了人一组织匹配理论和员工离职管理理论。本文证实了价值观匹配、要求一能力匹配均与离职倾向显著负相关，且价值观匹配相比于要求一能力匹配，和离职倾向的相关性更强，能解释离职倾向的更多变异。这为人一组织匹配和员工离职倾向关系研究提供了更多的实证证据。（2）就人一组织价值观匹配对离职倾向的作用机制进行了有意义的探索。本文证实了价值观匹配通过工作满意作用于离职倾向，要求一能力匹配和价值观匹配在对离职倾向产生影响时，不存在交互作用。
