发布时间：2023-09-04 16:40:25
序言：写作是分享个人见解和探索未知领域的桥梁，我们为您精选了8篇的人口统计学变量分析样本，期待这些样本能够为您提供丰富的参考和启发，请尽情阅读。
关键词： 转岗幼儿教师 职业紧张 自我效能感
职业紧张现如今已经成为世界上严重的卫生问题之一。调查显示，职业紧张是各种心身疾病的危险因素，职业紧张增加了焦虑、抑郁等精神疾患发生的危险性。汶川5.12地震后，许多小学被毁，小学生人数急剧下降，富余出来的小学老师经培训考核后要转岗到幼儿园，充当幼儿教师。这对大多数转岗老师来说不是件容易的事。能不能适应新的岗位？如何更快地适应新的岗位？这都会给转岗教师带来一定的困扰和不安，导致职业紧张。研究采用职业紧张量表（OSI-R）、自我效能感量表对转岗幼儿教师职业紧张和自我效能感状况进行定量分析，分析职业应激源、紧张反应各个具体层面、反映应付策略对个体和组织紧张度的影响，同时分析职业紧张与自我效能感的关系，为缓解转岗幼儿教师职业紧张和转岗幼儿教师的培训提供实证依据。
一、被试与方法
被试采用整群抽样方法选取汶川及其周边地区转岗幼儿教师（女）为对象。共计104人。进行了问卷调查与访谈。共发放问卷104份，有效问卷102份，问卷有效率98%。
研究内容（1）人口统计学特征调查，包括年龄、学历、教龄、职称、子女、婚姻状况和健康状况。（2）职业紧张状况，采用华西医科大学王治明教授编制的《职业紧张量表》（OSI-R）[1]，该量表包括职业任务（ORQ）、紧张反应（PSQ）和应对资源（PRQ），3项共140个条目，每个条目均按5级记分，有些项目为反向计分。（3）自我效能感调查，采用Schwarzer等人编制《一般自我效能感量表（GSES）》，共有十个项目，全部为正向计分题，量表采用4点等级计分。
1.3数据管理与统计分析所有统计均用SPSS for Windows 16.0软件统计包分析处理。数据为正态分布，相关分析采用Pearson积差相关，显著性检验采用独立样本T检验和回归分析。
二、结果
（一）不同人口统计学特征对教师职业紧张的影响。
职业任务（ORQ）和紧张反应（PSQ）在年龄、子女、教龄、职称、婚姻状况和健康状况等因素上得分差异无统计学意义（P>0.05）。应对资源（PRQ）在年龄、教龄、职称、学历、和健康状况等因素上得分差异无统计学意义（P>0.05）。而不同的学历在职业任务（ORQ）上得分差异有统计学意义（P
表1 不同人口统计学特征教师职业紧张因素得分比较（x±s）
注：*p
（二）转岗幼儿教师职业紧张及自我效能感的得分。
如表2所示，总体来说，转岗幼儿教师职业任务中任务不适和任务模糊这两项得分较高。与其他研究的中小学教师的职业任务得分相比较[2]。紧张反应得分不高。应对资源得分较高。自我效能感得分也较高（总分40分）。
表2 幼儿教师职业紧张及自我效能感得分（x±s）
（三）转岗幼儿教师职业紧张量表各因子与自我效能感得分相关状况。
结果表明：自我效能感与职业任务的各因子不相关（P>0.05）；自我效能感与紧张反应总分、心理、人际关系紧张呈显著负相关（P
表3 幼儿教师在职业紧张各因子得分与自我效能感的相关（r）
注：*p
（四）转岗幼儿教师职业紧张反应的多元逐步回归分析。
为了解幼儿教师紧张反应（PSQ）的主要影响因素，分别以业务紧张反应（VS）、心理紧张反应（PSY）、人际关系紧张反应（IS）和躯体紧张反应（PHS）为应变量，以职业任务（ORQ）、应对资源（PRQ）、职称、学历、年龄、工龄、婚姻、健康情况、子女、自我效能感共10个因子为自变量，在显著性水平α=0.15时，做多元逐步回归分析，结果见表4。
表4 ORQ、PRQ及一般情况对PSQ的多元逐步回归分析
由表4结果可知：应对资源是转岗幼儿教师职业紧张反应的主要影响因素，其中应对资源为负值，表明对紧张反应具有缓解作用。职业任务、健康状况和应对资源是躯体紧张反应的主要影响因素。
三、讨论
（一）不同人口统计学特征对转岗幼儿教师职业紧张的影响。
本次调查发现，年龄、子女、教龄、职称、婚姻状况和健康状况等因素对职业任务（ORQ）和紧张反应（PSQ）影响不大（P>0.05）。年龄、教龄、职称、学历和健康状况等因素对应对资源（PRQ）影响不大（P>0.05）。不同文化程度教师在职业任务、职业紧张反应评分上差异有统计学意义（P
（二）转岗幼儿教师职业紧张各个因子与自我效能感的总体状况。
调查显示，转岗幼儿教师职业任务中任务不适和任务模糊这两项得分较高。说明，转岗幼儿教师从小学教师到幼儿教师的角色转换过程中，还存在工作性质不清、教学技能缺乏、教学方法不足等问题，但紧张反应得分不高。应对资源和自我效能感得分较高。可见，转岗教师自身的综合素质较好，经过相应的培训，能很好地适应新的工作和环境。
（三）转岗幼儿教师职业紧张与自我效能感的相关及多元逐步回归分析。
相关分析显示，自我效能感与职业任务的各因子不相关（P>0.05）；自我效能感与紧张反应总分、心理、人际关系紧张呈显著负相关（P
参考文献：
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关键词：职业院校；教师；组织承诺；调查
作者简介：康勇军（1976-），男，湖南永州人，广州大学华软软件学院助讲，硕士，研究方向为职业教育心理学；屈正良（1965-），女，湖南衡阳人，湖南农业大学教授，硕士生导师，研究方向为心理健康教育、教育心理学；康艳明（1973-），女，湖南永州人，湖南女子学院讲师，硕士，研究方向为教育经济与管理。
基金项目：教育部全国教育科学十一五规划重点课题“职业院校教师职业倦怠与人力资源管理制度创新研究”（编号：DJA090263）和湖南省教育科学十一五规划重点课题“职业院校教师职业倦怠研究”（编号：XJK08AZC010）阶段性成果，课题主持人：屈正良。
中图分类号：G712 文献标识码：A 文章编号：1001-7518（2012）09-0083-05
组织承诺（organizational commitment）是员工随着对组织的单方面投入的增加而不得不继续留在该组织的一种心理现象[1]。目前，研究者们已经区分出了三种不同形式的组织承诺，即感情承诺、规范承诺和继续承诺[2]。感情承诺是指员工由于认同组织潜在的目标和价值而持续为一个组织工作的强烈愿望；继续承诺是指由于个人认为离开某一组织付出的代价太大而在这一组织内供职的意愿的强度；规范承诺反映的是员工对继续留在组织的义务感，它是员工由于长期受组织影响形成的社会责任感而愿意留在组织内的承诺。组织承诺的影响因素包括组织因素和个人因素。组织因素包括岗位认同、组织发展前景、人际关系等。个人因素包括性别、婚姻、年龄、学历、专业知识及个性特征等。以往的研究表明，组织因素如岗位认同、组织发展前景和人际关系、福利待遇、个人在组织内的发展前景、晋升机会等与组织承诺正相关，学历和专业知识与组织承诺呈负相关[1]。
教师组织承诺研究之所以重要，是因为它与教师的工作行为的几个关键方面密切相关：（1）组织承诺水平高的教师更能坚守岗位；（2）组织承诺水平高的教师愿意为组织做出牺牲。Szilagyi和Wallace[3]指出:组织承诺是连接教师与学校的心理纽带,与教师的工作态度、工作表现和去留倾向关系密切,并影响学校组织的效益与效能。回顾文献发现，目前对职业院校教师组织承诺的研究较少，尤其是考察全国范围的职业院校教师组织承诺状况的实证研究更是缺乏。因此，探讨我国职业院校教师组织承诺状况，对于丰富组织承诺研究、提升职业教育教学质量以及提高学校组织绩效具有重要意义。
一、调查对象与方法
（一）一般情况调查项目
涉及被试的人口统计学信息，包括性别、婚姻、年龄、教龄、学历、职称、兼任行政职务、学校层次、学校区域、学校性质等内容。
（二）对象
在全国14个省市选取了36所职业院校，其中华东地区5所、华南地区5所、华中地区19所、华北地区2所、华西地区5所，包括中职学校14所、高职院校22所。从每个学校随机抽取30-50名任课或兼课教师，参与者共1600人，有效被试1237人。其中，男性549人、女性688人；20-25岁占7.9%、25-30岁占30.7%、30-35岁占22.1%、35-40岁占16.6%、40-45岁占13.6%、45-50岁占6.5%、50-55岁占1.7%、55-60岁占1.1%；初级职称占37.4%、中级职称占44.8%、副高级职称占17.0%、正高级职称占0.8%。
（三）研究工具
采用谭晟[4]编制的组织承诺问卷。选取该问卷的感情承诺、规范承诺和继续承诺三个维度来测评职业院校教师的组织承诺。该问卷采取五级评分法。本次测量的Cronbach’s a系数为0.89。
（四）施测与数据处理
采用集体施测，在学校领导的协助下在会议上向教师发放问卷并要求他们当场填写。在量表施测的同时获得被试的一般人口统计学资料，如性别、年龄等。全部数据采用SPSS13.0进行统计分析。
二、结果分析与讨论
为了能够全面考察职业院校教师组织承诺情况，本研究从人口统计学变量和总体水平两个角度对职业院校教师的组织承诺进行差异比较分析。具体如下：
（一）职业院校教师组织承诺的总体状况
从表1可以看出，职业院校教师总体上组织承诺处于中等水平。其中规范承诺维度和感情承诺维度得分均高于总体，而在继续承诺维度得分上低于总体。这反映出，一方面，由于我国传统文化的影响，教师们比较循规蹈矩，强调职业道德，对履行合同规定责任的义务感较强，这也是衡量一个教师师德的重要标准。同时，由于教师认同学校的目标和价值观，对学校产生了深厚的感情。另一方面，我国从计划经济向市场经济的转轨打破了对工作单位转换的限制，教师的流动频率愈来愈高，加剧了学校与学校之间人才的竞争。在这种形势下，教师就会因为离开某一学校付出的代价不会太大而频繁地寻找新的组织。
表1 职业院校教师组织承诺总体状况
（二）职业院校教师组织承诺的人口统计学变量分析
1.性别差异分析。本研究结果表明，职业院校教师总体承诺（t=-0.21，P>0.05）和感情承诺（t=0.26，P>0.05）、规范承诺（t=-0.54，P>0.05）、继续承诺（t=-0.23，P>0.05）方面不存在显著性别差异。但从男女均值比较来看，女教师在总体承诺和规范承诺、继续承诺方面稍高于男教师。相较于男性教师，可能是由于女性教师要承担更多养育孩子的责任，容易发生教育教学工作的中断，诸多学校在招聘新教师的时候限制女性员工，导致女性员工进入学校的成本要高，离开某一学校的代价更大，她们一旦进入某个学校，就会因烦于寻找新的工作而一直从事同一份工作，从而表现出较高的组织承诺水平。从这一情况看，研究结果与Grusky[5]的研究结果基本相同。
2.学历差异分析。根据我国的情况，我们把学历划分为中专、专科、本科、硕士、博士五个等级。从表2中可以发现，职业院校教师总体承诺（F(4,1232)=3.06，P
表2 承诺总分和继续承诺因子上不同学历比较
注：*表示P
3.婚姻差异分析。本研究把婚姻状况分为未婚、已婚、离异和丧偶四个类别。由表3可知，职业院校教师总体承诺（F=3.69，P
表3 总体承诺和感情承诺上不同婚姻状况比较
4.年龄差异分析。从表4中可以看出，职业院校教师总体承诺（F(7,1229)=3.52，P
表4 总体承诺和感情承诺因子上不同年龄比较
5.教龄差异分析。从表5中发现，职业院校教师总体承诺（F(6,1230)=4.84，P
表5 总体承诺和感情承诺、规范承诺因子上不同教龄比较
6.职称差异分析。由表6可知，职业院校教师的感情承诺维度（F(3,1233)=3.97，P>0.01）和规范承诺维度（F(3,1233)=2.61，P>0.05）上存在显著职称差异。通过事后检验（LSD）发现，在感情承诺和规范承诺方面，副高职称教师显著高于初、中级职称教师。从总体承诺均值比较分析来看，副高职称最高（3.57±0.60）、初级职称最低（3.44±0.60）、正高职称（3.49±0.64）又比中级职称（3.45±0.60）高。这些与Meyer&Allen[2]、凌文辁等[15]、张晓珩[16]的研究结论基本一致。Meyer 和Allen认为职称与组织承诺呈现正相关关系，职称越高的员工,对组织所投入的成本也越多,因而会产生心理上的调整,所以对组织承诺越高[2]。对于副高职称教师组织承诺得分高于正高职称教师，这种不一致可能与我国目前职业院校教师队伍现状有关。正高职称教师在职业院校还是凤毛麟角，是各个学校激烈争夺的高级人才，他们对于离开某一学校付出的代价并不是太大，而且很容易寻找到新的工作，所以其对组织承诺水平要低些。
表6 感情承诺和规范承诺因子上不同职称比较
7.兼任行政职务差异分析。从表7中可以看出，职业院校教师继续承诺（t=2.39，P
表7 是否兼任行政职务职业院校教师组织承诺t检验
8.学校层次差异分析。本研究依据我国职业教育实际情况把学校层次划分为中职、高职两个类别。由表8中可知，职校教师总体承诺（t=-4.14，P
表8 不同学校层次职业院校教师组织承诺t检验
9.学校性质差异分析。这次研究把学校性质区分为公办和民办两个类别。从表9中可以发现，职业院校教师总体承诺（t=4.87，P
表9 不同学校性质职业院校教师组织承诺t检验
10.学校区域差异分析。本研究的学校区域划分为省会城市的学校和非省会城市的学校两种情况。由表10可知，职业院校教师总体承诺（t=-5.06，P
表10 不同学校区域职业院校教师组织承诺t检验
三、小结
从总体上看，职业院校教师组织承诺处于中等水平。其中规范承诺维度和感情承诺维度均高于总体，而在继续承诺维度上的得分低于总体。在人口统计学指标上表现出以下特点：
（一）在承诺总体和感情承诺维度、规范承诺维度、继续承诺维度上，男女无性别差异。但在承诺总体和规范承诺、继续承诺得分上，女性稍高于男性。
（二）除了感情承诺外，总体承诺和规范承诺维度、继续承诺维度在学历上存在显著差异，中专最高、博士最低，专科高于本科，本科高于硕士。
（三）除离异和丧偶外，未婚教师和已婚教师在总体承诺、感情承诺上存在显著差异，已婚者高于未婚者。
（四）不同年龄的职业院校教师在总体承诺、感情承诺、规范承诺上存在显著差异，表现为：20-25岁者显著低于35-40岁和40-45岁者，25-30岁者显著低于35-40岁、40-45岁、45-50岁和55-60岁者，30-35岁者显著低于35-40岁和40-45岁者。
（五）不同教龄的职业院校教师在总体承诺和感情承诺、规范承诺上存在显著差异，表现为0-1年教龄者显著低于16-20年和20年以上教龄者，1-3年教龄者显著低于6-10年、11-15年、16-20年和20年以上教龄者，3-5年教龄者显著低于6-10年、16-20年和20年以上教龄者。
（六）除总体承诺和继续承诺外，感情承诺、规范承诺在职称上存在显著差异，副高职称教师最高、初级职称教师最低、正高职称教师又比中级职称教师高。
（七）基于兼任行政职务的差异分析表明，在继续承诺上只有未兼任行政职务者显著高于兼任行政职务者。
（八）不同层次学校的教师在总体承诺和感情承诺、规范承诺、继续承诺上存在显著差异，中职教师显著高于高职教师。
（九）不同性质的学校的教师在总体承诺和感情承诺、规范承诺、继续承诺上存在显著差异，公办教师显著高于民办教师。
（十）不同区域的学校的教师在总体承诺和感情承诺、规范承诺、继续承诺上存在显著差异，非省会城市的教师显著高于省会城市的教师。
参考文献：
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[16]张晓珩.湖南省高校教师组织承诺影响因素探析[D].湖南大学硕士学位论文，2009.
[关键词]旅游；文化遗产；旅游者感知；旅游开发；曲阜[中图分类号]F59[文献标识码]A[文章编号]1002―5006(2007)05―0054―07
1 引 言
文化遗产资源所具有的特殊价值对旅游者有着很强的吸引力，尤其是登录世界遗产名录后，往往成为旅游热点。但从总体看，中国世界文化遗产的开发利用水平还很低，难以充分发挥世界文化遗产在旅游发展过程中应有的作用。对于比较成熟的文化遗产旅游地来说，现有的旅游项目和旅游产品如何进一步开发、完善和提高，是非常紧迫的问题。本文以曲阜为研究对象，分析世界文化遗产深度开发的路径。从全国范围来看，曲阜的“三孔”比较早地登录到世界遗产名录，旅游开发相对比较成熟，但发展水平并未得到很高评价。据相关的游客感知度调查研究，曲阜“三孔”的各种评价指标在中国的文化遗产地中都处于中下水平。作为世界文化遗产，“三孔”的文化内涵，无论从深度还是从广度，都还没有很充分地展示出来，被旅游者所体验。因此，曲阜未来的文化旅游要想获得长足的发展，必须从整体上解决文化内涵挖掘与产品品质提升的难题。本文试图通过对问卷调查数据的定量分析，一方面从旅游者的感知出发，分析文化遗产地的旅游产品体系与文化内涵的关系，研究文化内涵挖掘及产品开发的方向；另一方面，考察文化遗产旅游者满意度的影响因素以及文化旅游产品及其他服务性产品在旅游者满意中的表现和作用，明确产品质量改进的方法与步骤，从而形成遗产旅游深度开发的基本框架。
2 国内外相关研究综述
关于文化遗产旅游的深度开发或者说进一步发展的对策，有不少研究者进行了探讨。梁学成分析了世界遗产有形价值与无形价值的内在联系及相互的依存关系，提出了世界遗产旅游价值开发模式。章尚正、董义飞通过对皖南古村落的研究，认为目前的大众观光型旅游产品需要过渡到基于体验性收获的专题型文化产品。一般旅游产品的创新思路对文化旅游产品的进一步开发当然也有借鉴意义。如孙丽萍、王艳平关于旅游产品创新开发的方向性的认识。金颖若关于旅游资源“羡余”现象与旅游开发的探讨等。具体到曲阜的旅游开发与旅游发展，现有的研究基本是从资源角度来探讨如何开发旅游产品和发展旅游业，如周长春对曲阜旅游资源进行了分析与评价，唐顺英研究了曲阜修学旅游开发的原则与策略，李伦亮提出了建设“儒学文化名城”的战略与基本的原则。
国外学者多从旅游者的体验感受出发研究文化遗产旅游市场的进一步拓展。劳斯(Laws)对服务流程设计概念和旅游者体验与满意的管理两者之间的关系进行了研究；比霍(Beeho)等将ASEB栅格分析方法应用于新兰纳克(New La-nark)世界遗产村落的研究，并对世界遗产村落旅游吸引物的开发提供了一些建议；丽特(Light)研究了文化遗产地举行特殊的事件(如旅游节庆活动)时游客的主要特征；爱玛(Emma)等人利用地方感知理论对新西兰的库克山公园(Mount Cook Park)的解说服务体系进行了评估；英国的雅尼夫(Yaniv)等通过调查，研究了4个变量即“个人的性格”、“遗产地属性”、“知觉”、“认知”和“旅游行为”之间的关系。
国内学者这方面的研究也取得了一些进展。郭英之研究了文化遗产平遥古城的旅游满意度及旅游需求特征；刘昌雪对世界遗产地的旅游推力和引力因素进行了研究；张宏等以ASEB法对文化遗产秦兵马俑的游客体验进行了分析；罗振鹏等通过对北京故宫景区旅游服务的调查分析，认为服务问题是导致游客对景区不满意的主要原因。
总起来看，对于世界文化遗产旅游的深度开发，国内外的相关研究比较一致的看法是应该深入挖掘文化遗产的内涵，提高开发的水平与质量。关于如何挖掘文化遗产的文化内涵，通常是从两个角度进行分析，一是对文化遗产本身的价值进一步深入分析，更加深入把握其内涵，寻找更适宜的表现形式，形成更有文化深度的旅游产品；二是基于市场调研，从旅游者的需要出发，改进旅游产品，提高发展水平。目前的问题是两个方面的研究结合不够紧密，尤其是两个方面的定量分析较少进行直接的对应联系。本文重点利用定量分析方法，将两个角度的认识整合起来，力求对文化遗产旅游的进一步开发形成更为深刻的认识。
3 研究方法
本次调查于2006年10月28日―10月29日在曲阜的孔庙和孔府进行，采取的是现场发放问卷、现场回收的方式，共收回有效问卷186份。最后通过社会经济学统计软件包SPSS对问卷进行分析，并结合计划管理、质量管理方法，对曲阜旅游产品开发进行探讨。3．1调查问卷设计
问卷包括三大部分内容：游客兴趣、游客满意度和游客特征(包括人口统计特征和出游特征)。其中游客“兴趣”和“满意度”采用李克特(R．A．Likert)5点量表尺度进行测量。在游客兴趣表中，1表示“很不感兴趣”，2表示“不感兴趣”，3表示“一般”，4表示“感兴趣”，5表示“非常感兴趣”；在游客满意度表中，1表示“很不满意”，2表示“不满意”，3表示“一般”，4表示“满意”，5表示“非常满意”。经过相关评价，我们把旅游者可能在曲阜游览的人文景点以及其他游览活动确定为19项游客感兴趣属性，包括游览孔庙、游览孔府、游览孔林、游览六艺城、游览孔子故里园、游览颜庙、游览周公庙、游览其他人文景点、欣赏曲阜建筑、欣赏城墙、观看杏坛圣梦、参加孔子文化节、观看祭孔大典、和当地居民交谈、了解当地民俗、听导游讲解、漫步大街小巷、孔子家乡修学、购买旅游纪念品；体现旅游者食、住、行、游、购、娱的13项满意度属性，包括儒家氛围、遗产景点、人造景点、文化活动、导游服务、景点管理、餐饮、住宿、市内交通、娱乐项目、购物环境、旅游纪念品和整体满意度；旅游者的人口特征包括性别、年龄、职业、月收入和学历；旅游者的出游特征包括“游览次数”、“游览目的”、“游览方式”、“停留时间”。
3．2调查样本
由于曲阜旅游市场的主体是国内市场，因此本次调查主要是针对国内的旅游者，所得到的人口统计学结果如表1所示。
从表1可以看出，来曲阜的旅游者，性别比例相当，年龄集中在21―40岁之间(64．9％)，职业分布比较分散，学生比例稍微大一些(28．1％)，收入集中在“1000元以下”和“1000―3000元”这两个水平上， 比例分别为42．4％和42．9％，学历以大学学历为主(58．9％)。
4 研究结果
4．1 曲阜文化遗产旅游的开发路径与程序分析
4．1．1 曲阜文化旅游产品体系的因子分析
从理论上讲，世界文化遗产内涵应该有多种表现形式，因此可以开发的具体旅游产品形式也是多种多样的，某种具体形式的产品并不必然与遗产文化内涵的基本属性相联系。如果只对具体的产品形式进行分析，则无助于对文化遗产旅游深度开发的宏观思考。为此，笔者对19项游客感兴趣属性进行了因子分析，以求对游客感兴趣属性进行归类，因为某类产品的共性特征应该与文化遗产内涵有较强的关联。
在因子分析之前，先对19项感兴趣属性进行了可信度分析，得Alpha=0．8823，说明它们之间存在较强的内部一致性，同时对样本进行了KMO测度和巴特利特球体检验以判断观测数据是否适合做因子分析。KMO值为0．810，根据凯撒(Kaiser)的解释，如果KMO值大于0．8，表示“适合”做因子分析。另外，参与因子分析的19个变量的巴特利特球体检验(Bartlett Test of Sphericity)值是1389．280，其对应的相伴概率值为0．000。这两种检验的检验数据表明适合做因子分析。最后，采用了主成分分析法(Principal Component Analysis)，并进行方差最大化旋转(Varimax with Kaiser NormMizmion)。在确定公因子的个数时，瑞恩(Ryan)指出提取出的公因子最好能解释所有方差的66％―70％。指标19“购买旅游纪念品”因变量共同度仅为0．399，小于0．5，因此被删除，其余18个指标经过因子分析，归纳为五个主要因子，累计方差贡献率为67．511％，这表明提取的结果还是比较理想的。因子分析的具体信息如表2所示。
笔者把这五个因子分别命名为F1=“一般人文景点”，F2=“文化遗产景点”(虽然导游讲解不是遗产景点，但导游讲解是完全依附于“三孔”景点的，因此笔者把该因子命名为文化遗产景点)，F3：“当地民俗风情”，F4=“文化活动”，F5=“当地历史建筑”。其中，文化遗产景点是文化遗产的直接符号，文化活动是对文化遗产的直接运用，当地历史建筑是对文化遗产历史环境的营造，一般人文景点是文化内涵的扩展，当地民俗风情是文化遗产内涵在现代生活中的表现。每一种因子，可以表现文化遗产某一方面的特性。也就是说，每一类型的旅游产品，都可以看作是文化遗产文化内涵的外在表现形式，如图1所示。
4．1．2曲阜文化旅游产品开发的路径与程序探讨
由于旅游产品自身的形式、价值或者功能存在区别，对游客的吸引力大小也是有区别的。按照事物发展的一般逻辑，结合因子分析方法，遗产文化内涵深度开发可以理解为表现文化特征的各类因子对旅游者的吸引力由低到高的提高过程，也就是各类旅游产品不断丰富完善的过程。
在这里，笔者以因子的均值和游客“感兴趣”与“非常感兴趣”的累计比例作为衡量因子吸引力大小的标准，均值越大，累计比例越高，则表明因子的吸引力越大。计算因子的均值时，由于每个因子都包含若干个游客感兴趣属性，而且每个属性的均值都已经由软件计算得到，最关键的是确定每个因子中的单项属性在该因子中所占的权重。董观志、杨凤影指出在确定每个属性的权重时，可以利用SPSS统计软件对指标的测量数据进行因子分析法处理，这样有助于减少传统的专家估测法存在的主观误差。通过因子分析后，可以得到每个属性的因子得分系数，系数越大，说明该属性与因子的关系越密切，对其因子的贡献越大，所以赋予的权数也越大，然后对因子得分系数进行归一化处理，即可得到每个属性在该因子上的权重。因此笔者对每个因子又进行了因子分析，目的是确定每个属性在所属因子中所占的权重。在计算因子的均值与游客感兴趣比例时，公式如下：
其中因子均值的计算公式为：
MeanFn表示第n个因子的均值，Mni表示第n个因子的第i个属性的均值，Qni表示第n个因子第i个属性的权重。
同理，因子的游客感兴趣比例的计算公式为：
FrecencyFn表示第n个因子的游客感兴趣比例，Fni表示第n个因子的第i个属性的游客感兴趣比例，Qni表示第n个因子第i个属性的权重。
因子分析及计算出的因子均值与游客感兴趣比例的结果如表3所示。
分析结果表明，在现阶段，“文化遗产景点”与“文化活动”的吸引力强度相当，对游客的吸引力最强；“当地历史建筑”对游客的吸引力次之；“一般人文景点”和“当地民俗风情”对游客的吸引力最弱。这也说明，目前遗产的符号及遗产特性的直接运用已相对比较成熟，当地历史建筑景观建设初见成效，而当地民俗风情和一般人文景点的开发则较为薄弱。当然我们应该理性地认识因子的吸引力强弱程度，吸引力强的因子如果不能够实现更新换代，对游客的吸引力也会减弱，吸引力弱的因子如果开发得当，同样可以增强对游客的吸引力。从因子分析情况来看，曲阜深入挖掘遗产文化内涵的路径可以如图2所示。
如图2所示，对于曲阜而言，文化遗产旅游产品开发的优先顺序为：文化遗产景点文化活动当地历史建筑当地民俗一般人文景点，通过这一过程，文化遗产的文化内涵挖掘相对比较全面和深入，产品吸引力达到比较高的水平，在此基础上，曲阜文化遗产产品开发进入新一轮的循环，达到更高的开发平台。
4．2 曲阜旅游产品的满意度分析与质量改进
4．2．1 国内文化遗产旅游者的整体满意度
旅游者满意度的高低可以直接反映旅游产品质量的高低。文化遗产旅游产品的深度开发，不仅包括旅游产品内容体系的扩充，也应该包括其他产品质量的提高。从本次调查看，来曲阜的旅游者总体满意度不高，只有48．4％，具体情况如表4所示。
笔者把除“整体满意度”之外的12项满意度属性按满意度大小分成3个层次：第一个层次所包含的满意度属性包括“遗产景点”、“儒家氛围”、“导游服务”，满意度在50％以上，主要是对遗产景点游览的满意情况；第二层次包括“景点管理”和“文化活动”，这一层次的满意度超过40％，这两项属性均和遗产景点的游览活动直接相关；第三个层次所包含的满意度属性包含“旅游纪念品”、“人造景点”、“市内交通”、“娱乐项目”、“餐饮”、“住宿”和“购物环境”，这一层次的满意度均较低，这7项属性除“人造景点”外，均为游览活动之外的相关服务(或产品)。划分成3个层次之后，就能很清晰地发现，到访曲阜的旅游者对核心的遗产景点满意度最高，与遗产关 系紧密的项目满意度次之，而对游览活动之外的相关产品则满意度较低。说明遗产资源确实能给旅游者带来满意的体验，而遗产的延伸开发和当地的服务系统却不如人意，不能得到旅游者认可。这一研究结果与国内其他学者的研究有一些相似之处。罗振鹏等对故宫景区的研究表明中外游客对故宫的服务感受为“一般”，郭英之对平遥古城的研究发现旅游者对旅游景点质量评价尚好，而对交通、饮食、住宿的评价为较满意与一般。由此可见，目前我国的文化遗产旅游者对遗产景点的满意度要高于对相关产品的满意度，对遗产景点和设施本身的满意度要高于对景区服务的满意度，反映出目前国内文化遗产地的服务质量普遍不高的现状。
4．2．2满意度的影响因素与质量改进对策
旅游者在文化遗产旅游地的活动涉及到各个方面，从理论上讲，每个方面的满意度对游客的整体满意度都会有影响，因此笔者利用方差分析来检验问卷设计的满意度属性项目是否对整体满意度都有影响，以及影响的程度如何。
方差分析主要有3种方法：单因素方差分析、多因素方差分析和协方差分析。在对12项满意度属性和“整体满意度”进行方差分析之前，笔者先对旅游者的人口统计特征与出游特征和“整体满意度”进行了单因素方差分析，从而进一步确定对12项满意度属性和“整体满意度”进行方差分析时，到底应该采用哪种方法。如果人口特征与出游特征对整体满意度没有显著影响，那么可以采用单因素方差分析；如果人口特征和出游特征对整体满意度有显著影响，那么应该采用协方差分析的方法，把人口特征和出游特征当作协变量参与分析，这样可以消除协变量对于整体满意度的影响，从而使分析的结果更准确一些。
人口统计特征与出游特征和“整体满意度”的单因素方差分析的结果如表5所示。
由表5可知，旅游者的人口统计特征和出游特征对整体满意度在0．05的水平上均没有显著的影响，因此在分析12项满意度属性对“整体满意度”的影响时，可以忽略掉人口统计特征和出游特征的影响，直接采用单因素方差分析的方法。分析结果如表6所示。
分析结果表明，12项满意度属性对整体满意度均有显著影响，但是影响的程度是存在差异的(检验统计量的F值越大，表明影响程度越大。从上表显示的各项目对总体满意度的影响程度看，景点管理、娱乐项目、餐饮3项F值在20以上，是影响总体满意度的关键因素；导游服务、住宿、市内交通、旅游纪念品、购物环境F值在10到20之间，影响较大，是重要因素；遗产景点等4项的F值在10以下，是基础性因素，之所以称之为基础因素，是因为这几项虽然对总体满意度的影响较小，但它们是旅游活动的前提与基础，对满足旅游者最基本的需求，是非常重要的。在单项评价中，除人造景点外，其他项目满意度都较高。恰恰说明了曲阜的整体旅游产品总体满意度不高，现阶段问题主要存在于相关服务项目上。因此，提高曲阜旅游产品质量的方法应是在保证基础因素质量的前提下，主要抓好关键因素，进而改善重要因素，以提高旅游产品的总体质量和游客的满意度。
5 结 论
综上所述，文化遗产旅游产品的深度开发应该有两个纬度的内容：基于遗产特性的产品体系的深化与扩展以及旅游服务质量的提升，两个纬度因素的共同作用，才能达到真正意义上的遗产旅游深度开发。文化遗产旅游深度开发的基本框架模型如图3所示。
进行深度开发时，文化遗产景点是基础和重点，因为这是游客必须要访问的景点。目前，游客对文化遗产景点的满意度比较高，但是对文化活动的满意度不高，这就表明曲阜在文化活动的开发上要多下一些工夫，不仅仅局限于开发文艺表演类的产品，而且要多开发一些游客能够亲身参与的文化活动，这样游客就能在参与的过程中获得乐趣。对于当地的历史建筑要保持其建筑风格，给游客塑造一个良好的游览氛围。对于目前游客感兴趣程度不高的当地民俗和一般人文景点，则要具体分析，采取适当的措施，将它们与遗产资源的文化特性有机结合起来，提高吸引力水平。
旅游已然成为了现今社会的热门话题，不管是老年人还是孩子都以旅游为炫耀的资本和成就，同时自助游也在最近几年内悄然升起，逐步成为了大家争相追捧的出游方式。也引发了国内外学者的关注，对其进行各种角度的研究，但是主要集中在自助旅游者的旅游动机、决策心理、消费趋向以及对目的地的影响和发展等方面，极少有学者关注自助旅游者和目的地间的价值相关性，如自助旅游者对目的地的感知价值，目的地针对自助旅游者的需求和价值趋向所进行的提升等。本调研就是针对这些问题，以二线旅游城市――青岛为调研对象，进行了自助旅游者顾客价值测量，并进行深入分析提出了帮助旅游目的地提高竞争优势的提升方案。
一、研究述评
（一）自助游者的概念界定
自助游虽然已经成为了炙手可热的出游方式，但是对其研究和定义，各国学者之间的见解还是出现了略微分歧。一般国外学者对自助游的界定主要区别于其出行方式上，即是否是背包旅游和自驾车旅游等，而新西兰旅游局对自助游的定义则是根据是否参加团体旅游。但是国内学者大多数区别界定自助游关注于参与方式和心里需求，例如陈俊鸿、陆勇、陈建勤等学者给出的定义中关注的是自助选择线路和制定计划及实施；陈立平、张奕晖等学者强调亲近自然、放松身心。
通过对国内外自助游定义的解读和分析，本调研总结各定义的共同性在于自助旅游者的自主性和极少或无旅行社参与的选择性。同时，结合对比了旅游者的分类和团体旅游者的定义，将旅游者分为“团体旅游者、散客“，并提出了自助旅游者的定义，即是指散客中没有购买包价旅游产品，按照自己的意愿，全部或部分地安排旅游过程中的各项活动的旅游者。
另外，本调研又深度分析了旅游过程中的必要因素“食、住、行、游、购、娱“，发现六要素中并没有体现出自助旅游者的自主性和特殊性，本调研通过各种文献及消费者心理的解读，发现旅游信息和体验是自助旅中不可或缺的影响因素，因此本调研将旅游的六要素扩充为自助游的八要素，即“食、住、行、游、购、娱、信息、体验“。
（二）顾客价值的定义界定
顾客价值的概念自被西方一些营销学者提出以来，就被以不同角度解读，如Forbis＼Mehta在1981年提出的顾客经济价值的概念主要关注的是消费者愿意支付的最高值；Zeitham、Gronroo则关注的是顾客感知价值，即感知利失和感知成本之间的对比。但是他们也拥有共同点：被顾客感知、主观决定、获取与成本之间的比较、可测量性。
本调研通过分析总结，结合自助游的特殊性认为自助旅游者的顾客价值是由其在自主选择的旅游活动中所感知到的利益与其在获取体验和服务时所付出的成本进行权衡后对旅游活动的总体评价。
（三）顾客价值测量方法
顾客价值测量研究中，一些学者主要关注所得价值，将顾客价值划分为产品价值、使用价值、拥有价值以及顾客在评价过程中形成的总评价价值，或划分为功能价值、社会价值、情感价值、认识价值和情境价值等。大部分学者同时还考虑了顾客的投入，如Bolton、Drew、Parasuraman等认为顾客价值应包括质量、利益和牺牲等；Kotler（2001）认为顾客价值包括总价值和总成本，总顾客价值又分为人员价值、形象价值、产品价值和服务价值。还有学者侧重研究顾客价值构成的某一方面，如服务、关系等。但是在1994年Holbrook（1994）提出了有别于前面研究思路的顾客价值测量点，他从外生的与内生的、以自我为中心和以他人为中心、主动的和反应3个维度分类顾客价值。也是大部分学者所研究的构成顾客价值测量，即将顾客价值分成几个维度进行研究。如Sweeney（2001）提出了感情、社会、质量和价格四个维度对消费品的顾客感知价值进行研究。而Ulage（2005）在Sweeney的基础上还提出了一个多维度的顾客价值测量公式，认为顾客价值等于各驱动因素的加权和。不同的学者有不同的研究角度和思路，而这些不同针对的市场也是不同的，而对于自助游市场来说，本调研认为Sweeney所提出的维度理论比较适合，针对市场的特殊性，本调研将顾客价值分类为功能价值、社会价值、情感价值、教育价值和感知成本。但是由于本调研选择的自助游市场所包含的具体项多，顾客价值的分类涉及的面无法涵盖，因此，本调研将五个基础维度中的感知利得维度溶于自助游活动中的“食、住、行、游、购、娱、信息、体验“八要素中进行测量。
（四）调研设计与实施
本次调研活动流程如图1所示。
在文献综述阶段，了解现阶段国内外有关自助游者以及顾客价值的研究历史及现状，并根据现有研究成果总结了自助旅游者定义及其顾客价值和价值维度，并且确定了顾客价值测量模型。
在自助游顾客价值测量阶段，主要完成了价值维度的设计、调查问卷的编制和数据的收集。
在价值维度设计阶段，本调研以现有的顾客价值测量维度为标准，编制了旅游动机调研问卷（共发放100份问卷），但是结果中发现不能体现自助旅游者的特殊性。对此，本调研通过分析自助旅游者对目的地整体感知的局限性，结合自助旅游的特殊性，设计将五个价值维度中的感知利得维度溶于自助游活动中的“食、住、行、游、购、娱、信息、体验“八要素中。
在调查问卷编制和发放阶段，本调研设计的调查问卷主要包括两部分，第一部分为顾客价值测量表，主要根据八要素价值维度，提取各个维度中所包含的项目编制而来（共计44项），测量尺度均采用Likert五点评量尺度，由非常高至非常低，分别赋予5至1分，依序代表“非常同意“、“同意“、“不一定“、“不同意“、“非常不同意“；第二部分为人口统计学特征，共计6题。为了保证问卷的有效性，本调研又做了一次预调研，对存在的提问方式、问卷格式等问题进行了完善。
在数据收集的过程中，本调研通过分析自助游市场和中国城市旅游业发展，选取了青岛这座具有普遍旅游城市特点，同时自助旅游市场急剧增长的城市为样本，并选择在青岛旅游旺季时，对青岛火车站和流亭机场等地的旅游完成后的自助旅游者进行了随机抽样调查。调查时间为2012年10月1日至10月5日，共发放问卷150份，回收问卷121份。（见图1）
（五）数据分析
本调研利用SPSS17.0统计软件对调研数据进行分析。针对本调研问卷及各类主要问题，分别使用了Alpha信度系数法描述性统计分析、t检验及单因素方差分析（one-wayANOVA）、逐步回归分析等方法。
（六）信度效度检验
本调研问卷在建构过程中，内容除依据理论基础与文献探讨整理外，经过了专家意见询访及问卷的前测工作，其内容效度具有一定水准。
在结构效度检验中，本调研利用了Cronbach’sa一致性系数检验信度。一般认为，a系数值介于0.65-0.70之间是最小可接受值，a系数值介于0.70-0.80之间相当好，a系数值介于0.80-0.90之间非常好，a系数值为0.90以上则超级好。先将分析结果整理与下表2：
表2 问卷分量表Cronbach'sa系数值表
分量表 问项题数 Cronbach'sa系数
顾客价值维度 44 0.913
由表可知，本调研问卷的Cronbach'sa系数值为0.904，表明本资料所呈现的情形具有很强的可靠性。
二、结果分析
（一）样本人口统计学分析
本调研有效样本共121位游客，数据结果如图2所示。
（二）自助游旅游者的顾客价值实际感知测量
1.顾客感知利得测量分析
根据“顾客总价值=感知利得-感知利失“的模式，本调研分别测量了自助旅游者感知利得和感知利失。通过各问项的平均数、标准差及满意度排序，平均得分愈高，表示游客对该项的感知价值愈高，满意度愈高，表明成本花费愈低；标准差愈小，表示游客对该问项的意见愈趋于一致。
由表3―1可以看出，“总价值“的得分是4.10，表明游客的总体感知价值较高。各要素（食、住、行、游、娱、购、信息、体验）的总体感知价值平均得分在3.37至3.99之间。同时自我安排满意的感知价值最高，其次是旅游信息和交通。（见表3-1）
表3―1 自助游顾客总体感知利得价值测量分析表
维度名称 Mean Std.Deviation 排序
自我安排满意（此次旅行） 3.99 0.7360 1
总体感知值得（旅游信息） 3.93 0.74 2
总体感知值得（交通） 3.87 0.754 3
总体感知值得（景区） 3.82 0.83 4
总体感知值得（娱乐活动） 3.74 0.783 5
总体感知值得（餐饮） 3.6 0.842 6
总体感知值得（纪念品） 3.45 0.836 7
总体感知值得（住宿） 3.37 0.889 8
总价值 4.1 0.768
本调研又对各维度下的25个项目进行了顾客价值测量并进行排序，并统计了前6位和后6位的项目，如表3-2所示。
2.顾客感知利失测量分析
本调研对顾客感知利失做了统计分析，由成本高到低进行了排序如表3-3，可以看出顾客的感知成本普遍较高，均值低于3分，比较之下认为旅游信息、住宿、交通的感知成本较高，而餐饮、娱乐、景区等方面感知成本较低。（见表3-3）
表3-3 各维度顾客感知利失值分析表
成本项目名称 Mean 所属维度 排序
花费成本（旅游信息） 2.40 信息 1
花费成本（住宿） 2.47 住 2
花费成本（交通） 2.53 行 3
花费成本（纪念品） 2.58 购 4
花费成本（景区） 2.60 游 5
花费成本（娱乐活动） 2.64 娱 6
花费成本（餐饮） 2.66 食 7
（三）顾客价值各维度与总顾客价值间的相关性分析
本调研从8个维度剖析顾客价值，通过测量得出与总顾客价值之间的相关分析如表3所示，p值大于0.5，表明相关性比较显著，可以看出在自助游顾客的价值体系中，最能影响其感知价值的几个维度分别为自主设安排、旅游信息及交通。（见表4）
（四）顾客价值的影响因素分析――逐步多元回归分析
自助旅游者顾客价值的总体感知价值收诸多因素影响和制约，为了定量研究它们之间的数量关系，本调研运用逐步回归分析方法建立自助旅游者顾客价值的回归模型，分析各维度的影响程度。
表5-1 模型结果对比分析表
Model R RSquare AdjustedRSquare Std.ErroroftheEstimate
1 0.581a 0.338 0.332 0.613
2 0.679b 0.461 0.451 0.556
3 0.709c 0.502 0.489 0.536
a.Predictors：（Constant），总体感知值得（旅游信息）
b.Predictors：（Constant），总体感知值得（旅游信息），总体感知值得（交通）
c.Predictors：（Constant），总体感知值得（l旅游信息），总体感知值得（交通），总体感知值得（景区）
表5-2 模型3方差分析
Model SumofSquares df MeanSquare F Sig.
3 Regression 31.914 3 10.638 37.026 0.000c
Residual 31.604 110 0.287
Total 63.518 113
a.Predictors：（Constant），总体感知值得（旅游信息）
b.Predictors：（Constant），总体感知值得（旅游信息），总体感知值得（交通）
c.Predictors：（Constant），总体感知值得（旅游信息），总体感知值得（交通），总体感知值得（景区）
d.DependentVariable：总价值
表5-3 逐步回归结果分析表
Model Unstandardized
Coefficients Standardized
Coefficients t Sig. Collinearity
Statistics
B Std.Error Beta Tolerance VIF
3 （Constant） 0.691 0.33 2.095 0.038
总体感知值得
（旅游信息） 0.339 0.078 0.339 4.33 0 0.737 1.357
总体感知值得
（交通） 0.344 0.076 0.351 4.544 0 0.758 1.319
总体感知值得
（景区） 0.199 0.065 0.223 3.04 0.003 0.841 1.188
a.DependentVariable：总价值
本调研运用逐步回归方法对样本数据进行了影响力分析，引入模型的解释变量为总体感知值得（旅游信息）、总体感知值得（交通）、总体感知值得（景区），其余解释变量总体感知值得（住宿）、总体感知值得（餐饮）、总体感知值得（纪念品）、总体感知值得（娱乐活动）均被踢除模型。对引入解释变量与顾客价值总体感知价值所构成的模型进行样本方差分析，得出F=37.026，p=0.000，说明这三个解释变量对总价值的影响显著，通过了统计检验。根据模型参数估计分析，得出顾客价值总体感知价值的影响因素模型为E=0.691+0.339x1+0.344x2+0.199x3。结果如表4-1、4-2、4-3所示，得出最具有影响总顾客价值的几个维度为旅游信息、交通及景区。
三、结论及建议
（一）数据分析结论
本调研通过对自助旅游者顾客总体感知价值、各维度感知利得和感知利失的测量，以及人口统计学特征的统计分析，得出以下几个方面的结论：
1、人口统计学特征分析结论
在选择自助旅游的人群中，女性较多于男性，大多数为中青年，本科学历较多，多选择与家人或朋友结伴而行，收入对其是否自助旅游影响不大，但是孩子尚幼的家庭自助出行计划偏少。从中可以得出，选择自助游的消费者，自身拥有一定的喜恶，对于高科技产品熟悉，并且易受现代流行思想左右，同时自身又崇拜自由和独特。
2、自助旅游者顾客价值测量结果、相关性分析、影响力分析整合结论
（1）总体感知价值均大于各维度的感知价值，对于这一现象，本调研从以下几点进行了分析总结：
a.自助游的主体是旅游者，这就决定了对于自助游整体感知受主观因素的影响较重，从心理学的角度来讲，人们对我的评价会高于外界评价，这也就提升了总体的感知价值。这一点明显体现出了自助游的特殊性，体现了自助旅游的基本特征，自主选择和安排。
b.本调研的样本数不多，也造成了部分的局限性，从而导致了数据的误差性。
（2）体验的感知价值最高，而信息、行和游的感知价值仅次之，同时它们与总价值之间的相关性也是排名前四的，只有在影响力的分析中，体验被剔除。分析这个结论，不难看出，信息、行、游三项是人们用来制定旅游计划的必须要素，并且是旅游活动中不可或缺的主体，也是影响自助旅游者决策的主要要素。另外住宿、纪念品、餐饮的顾客感知价值较低，表现了旅游者对青岛这三方面不太满意，需要做改进和提升。
（3）针对青岛来说，从各项目的感知利得排名来看，增进同伴间感情、旅游信息获得途径多、可以长知识开眼界、餐饮营业时间满足需求、愉悦心情放松身心、居民友好等感知利得值排名较靠前，而排名靠后的几个项目为餐饮满意度、纪念品服务良好、娱乐活动找时间成本、餐饮环境愉悦心情、新奇刺激、纪念品具有吸引力。说明自助旅游者对体验与旅游信息获取的满意度很高，由于其影响力强，需继续加强；但是对于娱、购的服务和寻找成本感知价值不高，有待改善。
（4）通过感知利失的描述，其总体感知值都比较低，说明其成本较高，尤其是排于前列的信息、住、行三要素，同时信息和行是对顾客价值影响很强的两个因素，改善这两项的感知利失是提升来青自助旅游者顾客价值所要解决的主要问题。
（二）提升方案
通过结论中，针对自助旅游者的个性特征对影响顾客价值的主要维度、感知利得价值较低的几个维度以及成本较高的几个维度，本调研对此分别给出了相应的提升方案。
1、针对影响力较强的因素加强的提升方案
（1）建立相关的自助游旅游信息平台，旅游过程中真实有效的信息（包含特色、交通信息、住宿、景区以及攻略），让旅游者在进入旅游地前有简单明了的认识，也给他们提供决策的基础信息。并提供住宿、交通票务、景区门票、餐饮等预定和订购的业务，缩短在自助旅游者因购票等待而浪费的时间。
（2）优化交通设施，完善道路的修建及维修，优化路标标识尤其是郊区一带，并在单行路处安置明显标志。改善旅游服务用车，现有的旅游观光车价格过高，会影响旅游者的选择，需降低收费，并将旅游车改为露天型的，以及讲解服务，让自助旅游者可以更加全面的了解青岛。
（3）旅游者对青岛的整体感觉是缺少新奇刺激的一个城市，针对这一点，本调研给出的提升建议是，挖掘景区内部的特色性，进行扩大渲染，例如崂山的北九水可以增添一些小型的水上滑行、泉水采集等活动。
2、针对感知利得值较低的项目的提升方案
（1）规范旅游纪念品市场，开辟中山路的步行街为旅游商品购物一条街，同时提高旅游纪念品的质量保证，并溶于当地特色。
（2）建立餐饮管理机构，制定就餐环境，整洁卫生等规范，符合大众需求，使自助旅游者在就餐时心情愉悦。
（3）打造安全、卫生、舒适、交通条件便捷的经济型酒店来满足自助旅游者的需求。考虑到学生所占比列，可以进一步完善青年旅社等类似的旅馆；另外，有许多自助游者喜欢新奇的事物，会对野营感兴趣，而青岛在这方面还比较缺乏，有关部门可以考虑建立为其提供相关旅游设施，如帐篷、睡袋及炊具；还可以在旅游聚集地建立临时住宿点。
3、针对感知成本较高的提升方案
（1）提高城市的整体感知，加强各个环节的连接性以及服务质量，让旅游者来到青岛有一种宾至如归感。
（2）制定一定的价格标准，减少主要景区小贩抬高价的现状以及其他对旅游者来说的高成本。
一、问题的提出
近年来，随着旅游业的快速发展，我国中文导游（以下简称导游）队伍逐渐壮大。导游人员是旅游服务质量的关键环节，因此他们的职业发展越来越受到人们的关注。目前我国旅游业发展态势良好，但是由于导游人员职业素养参差不齐，尤其是自我国首部《旅游法》颁布实施以来，导游人员的生存与发展面临严峻挑战，化解导游职业发展中的矛盾，是提升导游服务水平的关键。
目前，关于我国导游人员职业发展现状，国内已有不少研究，例如邵晖、田红芳对我国导游人员的发展现状进行了定性的分析，并给出了相应对策；王晨光、张爱萍等人为改善导游生存发展现状提出了个体干预、组织干预、社会干预和制度干预的职业认同干预策略；孔海燕对导游的工作认知和职业发展生涯进行了分析。从现有文献来看，国内已有不少分析导游人员职业发展现状的研究，并提供了改进建议及对策。但是，在研究内容上，对影响导游职业发展的因素总结的不够全面，在研究方法上多以定性为主，难以直观地分辨影响导游职业发展最重要的因素是什么，这对于后期制定相应对策产生了不利影响。本文以实证研究为主，利用定量分析方法归纳总结影响导游职业发展的因素，并探讨其重要程度，为今后优化导游职业发展提供理论支撑。
二、研究方法
本研究以发放问卷调查表的形式获取研究数据，问卷的测项，总共分为两部分，第一部分属于人口社会学特征，总共6题，第二部分为影响导游职业发展的测项，总共29题，本部分在与多位资深导游的深度访谈上形成，并参考了王晨光、张爱萍等人论文中相关导游发展影响因素测项。问卷以五李克特五点量表的形式展开询问，其中，1=很不同意，2=不同意，3=一般，4=同意，5=非常同意。
本次调查于2014年12月在湖北省十堰市以发放纸质问卷的形式展开。调查对象是十堰市武当山地区的地接导游。共发放171份问卷，回收143份问卷，有效回收率为84%。
三、数据分析
（一）受访者的人口统计学特征（见表1）
（二）导游职业发展影响因素探索性因子分析
首先，对数据是否适用因子分析进行检验，通常采用信度分析与效度分析进行判断。1）信度分析，学术上常用克朗巴哈系数来评估数据的信度，其系数通常要求大于0.7；整个问卷的Cronbach's Alpha系数为0.906（大于0.7），说明该问卷的可靠性和稳定性好.2）效度分析，常用KMO值及巴球勒球形检验两个指标，KMO值在0-1之间，越接近1，变量的偏相关性越强，分析的效果越好；本数据的KMO值为0.813，Bartlett’s球形检验的显著性水平为0.000，适合做因子分析。
然后，采用因子分析中的主成份分析法，最大方差旋转，以特征根大于1、因子载荷大于0.5（因子载荷大于0.5，才有实际意义）作为确定因子的条件，共提取6个主因子，6个主因子的累计方差贡献率为67.713，解释了原有变量的大部分信息，公因子的命名如表2所示。
第1公因子包括4个测量项目，这些指标主要针对导游对所从事职业可获得物质回报的多与少、快与慢的态度进行测量，因此命名为“物质回报”；第2公因子包括3个测量项目，主要针对导游及其父母、配偶等直系亲属对导游这一职业的看法进行测量，因此命名为“家庭支持”；第3公因子包括4个测量项目，主要针对导游在工作中对自我身体付出与精神付出的感受进行测量，因此命名为“职业付出”；第4公因子包括4个测量项目，主要是从导游的角度感知社会对导游这一职业的态度，因此命名为“社会认可”；第5公因子包括4个测量项目，主要针对导游所能感受到的从事导游职业为其带来的非物质层面的回报，因此命名为“精神回报”；第6公因子包括两个测量项目，主要从公司里的领导者及任务的安排者――计调这两个最主要的层面进行测量，因此命名为“企业环境”。结果显示：“F1物质回报”、“F2家庭支持”、“F3职业付出”、“F4社会认可度”“F5精神回报”、“F6企业环境”因子的均值分别为3.15、3.23、2.9、2.82、3.9、3.24。
四、结论与不足
从以上分析可见，影响导游职业发展因素可以归纳为六点，分别是“F1物质回报”、“F2家庭支持”、“F3职业付出”、“F4社会认可度”“F5精神回报”、“F6企业环境”，这种分法得到了数据的支持，相关人员在探讨导游职业发展或制定相关政策时，可以从以上因素着手。
以上因子的均值由高到低分别为：“F5精神回报”（3.9分）、“F6企业环境”（3.24分）、“F2家庭支持”（3.23分）、“F1物质回报”（3.15分）、“F3职业付出”（2.9分）、“F4社会认可”（2.82分）。这说明，导游工作本身具有较好的物质与精神回报，这是导游人员发展壮大的重要因素。另一方面，旅游企业给导游的工作提供了一个宽松的环境，同时，随着现代社会的发展，人们对服务业观念也有了重大转变，这使得家庭成为导游队伍发展壮大的支持因素。然而，从测项的均值来看，F3、F4偏低，这说明了虽然导游工作回报率高，但其工作十分辛苦，在体力及精力上消耗很大，这也就是人们常说的“导游是吃青春饭”的原因；另一方面，社会大众对导游工作存在较大的偏见，也进一步打击导游职业发展信心，这主要与中国传统社会轻视服务业的传统有关。
关键词：公共卫生，演化，评估
一、引言
评估即价值的评定，是通过对照某些标准来判断测量结果，并赋予这种结果以一定的意义和价值的过程。评估是我们生活中的一部分，在某种程度上，从人类开始出现它就存在了。在公共卫生领域里的评估包括收集关于特定的医疗卫生保健产品或者服务的信息，意在达到这些产品或服务的价值判断。
公共卫生评估的产生实际上可以追溯到流行病学，或者研究影响人类疾病的发生分布和原因的因素。在某种程度上流行病学和医学一样古老。希波克拉底（Hippocrates）被认为是现代医学之父，在公元前5世纪他就暗示一个人的外在环境和个人行为与生病是有关系的。流行病学自从希波克拉底时代就有明显的发展，在近年来它大大受益于社会科学里的方法和技术，尤其是心理学。然而，公共卫生评估的发展绝不囿于某个学科的发展，它有自己的发展规律。本文探讨了公共卫生历史上应用的所有的评估方法，并提供了一些这个领域里的关键进展，对每种方法提供了人们或者组织要么使用该种方法要么在它的发展中有帮助的例子。一般而言，这个总结主要集中在监控和评估的方法而不是实际的用于说明项目或者活动成功的实际标准或者指标。我们对一般的程序和原理更感兴趣，因为我们想通过使用它们去监控和评估相关的项目以及从公共卫生监测和评估的历史中汲取一些经验教训。
二、西方公共卫生评估的演化逻辑
在这个部分我们提供了一个公共卫生评估历史的总结，讨论公共卫生评估是如何取得进展的。按照四种主要的评估目的，我们粗略的把公共卫生评估方法分为：基本研究、状态评估、衡量效力以及责任和遵从标准。对最重要的部分我们按时间的顺序讨论该种方法，有时和例子结合起来以更有效的说明该种方法。最后，重要的是注意某一种方法可能满足不止一个评估目的。下图是一个简化的公共卫生评估演化树，但是所提供的方法并没有涵盖公共卫生历史上应用的所有的评估方法。
（一）基本研究
在公共卫生中，任何评估回答的第一步就是理解它发生的环境和影响它的结果的机制，例如：从业者需要理解疾病背后的原因，它们最终使用的任何活动的独立性。实际上，在从业者发展它的活动之前，它们首先必须理解疾病的分布以及它们如何转播的，对基本研究的知识积累在评估中是经常要做的第一步工作，它们为发现和或检验理论以及与活动相关的假设打下基础。
正如前面所指，早在公元前5世纪，像希波克拉底这样的学者至少已经思考到了环境、个人习惯和疾病之间的关系。在希波克拉底工作后的两千年里人类思考疾病的原因，但是很少去衡量影响，直到1662年LondonerJohnGraunt出版了TheNatureandPoliticalObservationsMadeupontheBillsofMortality。该书第一次在人群中量化疾病谱，它用可利用的关于出生死亡和疾病的人口统计学数据去确定趋势，检查潜在的原因以及定量化影响，按标准化程序收集人口统计学数据形成了现代流行病学的基础，这种研究方法意味着公共卫生评估的起源。Graunt的工作也经常被认为是人口统计学的诞生，它是一个致力于研究人口的规模、构成和分布以及源于人口出生率、死亡率和迁徙模式变化的学科。像流行病学一样，人口统计学在公共卫生评估里也发挥了很重要的作用。
（二）状况评估
早期在理解疾病，疾病分布及其原因方面的努力为后来公共卫生的项目评估打下了基础。这样的信息是相当重要的，公共卫生评估者和政策制订者也需要去了解人类疾病的状况和潜在的威胁。他们甚至需要知道随着时间的过去，人类健康的变化。对状况的评估为政策制订者提供这方面的信息。状况评估包括评估特殊变量的条件和状况（例如，死亡率，儿童营养，心脏病的发病率），通常设计一些活动去影响变量。
在1970s之前，公共卫生研究者和从业者已经使用较小规模的或者非常特殊的研究和调查去理解卫生活动，以评估相关的小范围人群的健康状况。在1970s早期，尤其是在政策层面，越来越认识到需要数据进行大规模的对比。对大规模比较数据的需求促进了产生世界生产力调查（WFS），它在1972－1984年间实施。WFS是我们定义的大规模标准调查的例子。
大规模的标准调查像WFS在财务上，技术上和后勤上等方面存在的困难导致需要确定成本－效益方法，这样才能收集到最需要的和最及时的信息。这样，快速评估方法在1970s的后期应运而生。在公共卫生领域，与在其他学科里一样，存在不同的快速评估方法。作为一种定性研究方法,快速评估方法可用于健康教育项目、计划设计和评估的各个环节,具有快速、无需大量理论数据资料,并能评估潜在信息等优点，但它不提供评估特殊项目层面的活动的细节性信息。
在公共卫生领域，快速评估最著名的例子就是由扩大的免疫计划（EPI）所使用的方法。世界卫生组织（WHO）在在1974年设立扩大的免疫计划，以增加对白喉、破伤风、哮喘、麻疹和肺结核的免疫覆盖率。为了评估项目进展，在信息不是太可靠的情况下，世界卫生组织需要一个简单的调查设计以衡量各国的免疫覆盖率。为扩大的免疫计划而设计的抽样战略虽然没有传统研究方法的严格，但是它更简便和快速。
（三）衡量效果
经常地，公共卫生评估者尤其是那些工作在第一线的人不仅仅对知道一般人群的状况感兴趣，而且它们更想知道它们的项目是否对目标人群有理想的效果以及它们如何能为现在和将来的项目取得更好的效果，评估效果反映了这种需求。通过使用评估结果去确定项目的效果，在一些情况下，这种类型评估很明显的和项目活动评估紧密地连系在一起，因而直接地有助于项目的实施。然而，直到
1960年代早期这种类型的评估没有取得实质性的进展。此时，用在公共卫生和社会服务上的资金却增长迅速，随着在社会项目上的投资，捐赠人、政府机构和公众想知道他们的资金运行效果的证据，这样公共卫生机构开始把重点集中在更系统地衡量特定项目的效果。以项目导向的衡量效果的监测和评估和前述的为状态评估而使用的监测与评估之间的关系可能是模糊的，主要的区别正如我们已经定义的一样，就是状态评估独立于一个活动，然而评估效果必须与一个活动效率相连。在公共卫生衡量效果中出现了一些主要方法和创新，这些既包括以影响评估又包括采用的一些管理办法，我们主要讨论健康影响评估和实践研究。
健康影响评估，它源于前述的健康风险评估方法，可以追溯到1969年美国国家环境政策法案，该法案在确保新的发展项目、行动或者政策时充分考虑到环境问题的一股强制力量。它反映一些特殊的，在环境影响评估里没有得到充分地对待的健康问题。环境影响评估方法在1986年世届卫生组织报告关于环境影响评估的卫生安全之后，在1980年代后期开始更多地直接提出这些问题。世界卫生组织环境影响评估定义为“政策、计划和项目可能是用于判断关于人们卫生的潜在影响以及在人群中这些影响的分布的程序、方法和工具的结合。”
实践研究。在1960s中后期，由于试验研究较之在实践、技术和伦理等方面地问题难以实施，作为一个替代选择，实践研究出现了。实践研究的主要贡献来自在资源受限的条件下，它为决策者提供一个决策合理的基础。实践研究是公共卫生评估方法在严格和可靠性上迈出的重要一步，然而在项目计划和在项目编制中监控和评估系统却落在了后面，作为回应，在70年代早期，美国国际发展署(USAID)由LeonRosenburg领导的咨询小组，应用投入产出原理，开发出第一个逻辑框架分析法(LFA)，用于项目的规划、实施、监督和评估。1973年由USAID正式采用逻辑框架分析法(LFA)，接着传遍了世界各地，迅速被一些组织采用。
公共卫生从业者从1980年代后期广泛使用该逻辑框架，在一个完整的形式里，逻辑框架为理论以及项目的基本假设提供了一个的图形化的解释，描述投入活动、产出、结果和影响的结构已经成为公共卫生标准评估框架，它可以确定这些因素之间的项目关系和相应的指标。逻辑框架最完整的形式可以提供一个明确评估问题、衡量数据来源和数据收集点的操作性框架。
1980s尤其是90年代更加把重点放在可问责性上，虽然已经设立一些改进的方法去确定项目影响，但是效率问题仍然广泛存在，公共卫生活动也许会产出理想的结果，但是和这些结果相关的支出是多少呢？资源用在其他的活动是不是更好呢？效率分析——结果分析的一种类型，通过衡量效果或者是单位成本（财务的和非财务的）的效果回答上述问题。效率分析是评估研究回答的是关于项目成本与其收益的资金价值或者它提供的设备状况的产生的效果这样的一些问题。效果评估的两个众所周知的类型就是成本效果分析和成本效率分析。
在过去的几十年里，在公共卫生领域内绩效监控受到越来越多的重视，它需要说明影响的具体指标，尤其是在卫生保健管理领域和地区政府机构，如，美国卫生和人力服务部。加拿大政府定义绩效监测为：“正在收集资料的过程意在评估满足战略结果的进展，可能的话提供进展如果没有达到预期的警告。”
绩效衡量一般有三个特征。第一，开发一个明显的目的目标和战略；第二，开发和实施战略以评估绩效；第三，使用绩效信息以改善管理实践或者资源配置。当绩效监测可能包括过程指标时重点经常首先放在记录结果和影响上，当绩效监测紧紧集中在结果和影响上时它就不能说明投入和过程可能会有的积极和消极的影响以及这些产出和影响的获得。同样的紧紧基于绩效结果和绩效影响的评估没有提供充分的信息去完整的理解活动的效用和它实施的效果。
在1990年代早期，责任运动在公共部门里得到广泛开展，在很大程度上是因为1993年美国政府绩效和结果法案相联系的结果管理运动，无论是动机还是责任运动都促成了在公共卫生组织里采用基于结果的管理方法。例如，联合国人口基金会他们在1990年代后期采用了基于结果的管理方法，基于结果的管理运动直接回应了监控和评估往往只集中在产出而不是项目的实际影响的批评，基于结果的管理完全把绩效管理和监控相连。在文献中，最完整的定义之一来源于加拿大政府，它清晰地区分了RBM（results-basedmanagement）和PM（performancenitoring）。按照这个定义RBM是“一个综合地有生命周期的管理方法，它整合商业战略、人、过程和标准以提高决策和驱动变化。该方法集中于过程早期的正确设计实施绩效衡量，学习和变化以及报告绩效”。同样的UNFPI定义RBM为一种改进项目和管理效力和责任的方法。根据UNFPI,RBM使用结果作为计划管理报告的基础。RBM努力通过比较和分析实际结果和计划结果通过一般的监测和评估报告，反馈和调整来提高绩效。RBM方法在公共卫生里的评估通常在大型的多边的捐赠组织里是非常普遍的。在那里，政府的政策需要结果导向的方法。
同时绩效监控和基于结果的管理变得流行起来，一些组织开始采Cracknell所描述的项目循环管理方法去监控和评估。Cracknell使用该术语是针对开发领域的，尽管有一些公共卫生组织使用监控和评估系统被归入到项目循环管理中去，这种方法结合了逻辑框架和基于结果管理的优点。项目循环管理认识到监控和评估在孤立的项目计划和实施情况下是行不通的，所以它必须溶入到项目循环中去，一些项目循环管理在公共卫生中的运用，强调直接与项目目的、目标和活动相联系的投入、过程、产出、结果和影响指标应该是混合的。当用这种办法实施时，该种方法使组织沿着活动和产出的因果链以获取特定的影响，从而显示进展，把经验教训反馈到项目管理中去，也是公共卫生项目循环管理中一些方法的普通要素。
（四）责任／和遵从标准
评估要完成的第四个目的就是责任或者遵从标准，遵从标准评估一个项目或者组织遵从规则授权标准或者其他的正式规则的环境。在某种程度上，捐赠人使用遵从标准监控以确保他们的资金接受者完成合同或者要求所强调的活动。在这种意义上，在衡量效力评估中的影响评估方法在有些时候就是用于责任和遵从标准目的。
在1970年，随着环境保护组织的建立和1970和1980年代对有毒废弃物的恐慌，政府和公民一样在监控环境和卫生问题时变得很积极，我们把这类的公民和监控活动称为是守门人和公民监控。环境保护署（EPA）和职业安全和卫生管理局（OSHA）是法律授权的，保护公民健康和环境的看门人组织的例子。EPA和OSHA起着正式的规范的作用去监控环境的和工厂暴力的组织，当这种暴力发生时，工厂会受到罚款和可能会失去从业的执照。公民监控是指较在不正式的场合下公民经常不是在法律授权范围类执行监控的。
当守门人和公民监控采取“大棒”的方法来监控和遵从标准时，资格认定和委派使用“胡萝卜”的方法去引诱组织满足保证人民健康和提供高质量服务的标准，这在卫生领域里实际上已经存在了很长时间。其主要是由于医生被迫获得营业执照。直到近来这才开始作为一种给组织和公司一个竞争的契机的战略而变得流行起来。资格认定和委派在组织层次上可以使那些公司和机构区别他们的产品和服务是否满足较高的质量标准，这种监控战略在管理保健领域越来越流行。
三、启示
按照评估的四个基本目的，我们讨论了在公共卫生领域里的监控和评估的演进：基本演进，状态评估，衡量效力以及责任和遵从标准。这是一个讨论公共卫生监控和评估演进的有用框架，也有些讨论了其他的一些评估目的倾向，但这里没有得以展开。这里提出了当今公共卫生监控和评估系统里的更一般的因素。这些因素可能没有在演进讨论里出现，但是对理解公共卫生监控和评估的方向任然是重要的。我们之所以对一般的程序和原理更感兴趣，是因为不仅使用它可以监控和评估项目，而且还从公共卫生监测和评估的历史中可以得到的启示。这里我们总结了那些一般的因素和交叉的趋势以及强调一些上面讨论的更广泛的倾向。
（一）项目循环管理方法倾向
公共卫生评估开始把重点放在可量化的方法上（例如健康风险评估、大规模标准调查），同时现在许多公共卫生组织相应的开发出了很好的、系统的和整合的监控和评估系统。尽管在开发监控和评估系统的这些组织中，具体的步骤都不一样，但是监控和评估应该包括以下项目应该取得广泛共识：概念模型开发，计划编制，实施，监控和评估系统的修正和调整，数据分析，沟通，以及反馈到项目层和管理层的决策制定中去。
逻辑框架在项目循环监控和评估中是重要的工具，他们为概念化理论因果联系、活动点以及活动和目标状况之间的假设关系提供了图示化帮助。一些组织使用理论模型，提出在项目活动和目标情况之间的假设联系；其他组织使用逻辑框架作为计划编制工具。然而在许多情况下逻辑框架既包括理论之间的联系也包括项目因素。
（二）结果和过程评估的增加
尽管一些公共卫生组织把结果和影响方法加入到监控和评估系统中去，但是也有一些组织强烈地争论要完全地把过程评估和结果评估完全整合到一起，他们认为评估不是简单地检查过程或者影响而应该是他二者都很重要，过程评估提供环境和对产生结果的项目的理解。然而许多公共卫生组织对过程评估和结果评估同等对待，一些组织认为过程导向评估和参与导向评估是为新公共卫生而设计的。
（三）强调方法上的精确
公共卫生领域使用精确的方法和确保在评估设计、数据收集和分析的整合方面相应的更为重要。在以研究为导向的组织里尤其是这种情况。在其他许多组织中，对一个特殊活动的变化指标和变化的归因进行区分有一个清清晰的认识，衡量工作尤其是后果和影响衡量必须显示因果和影响关系。
公共卫生评估的演进显示了越来越选择更复杂的方法和工具以区分项目影响和所属原因。随着这些方法和工具也越来越多的用于实践，把总项目影响从净项目影响中区分开来的能力也在不断的增加。
使用更复杂的方法和工具的趋势可能更易于面向未来，正如一些公共卫生评估专家所支持的，重新回到使用实验设计以及多阶层模型的增长，纵向的调查回归分析方法。地理信息系统（GIS）也成为一个通用的工具，随着对健康监测和监控服务配置应该反映人群需求而这些需求随着地理状况变化而变化。
一般地，在公共卫生内部越来越重视生物学方法和系统思想。这些模型认识到真实世界装置具有动态的和不可预料的特征，模型建议卫生行为在很大程度上受个人之间的，社会文化的，环境的政治因素所影响，为了反映这些更复杂的模型，一些评估方法开始从定量分析、实验分析到一个更广阔的系统分析。
（四）越来越多地使用定量的和混合的方法
出现在公共卫生机构里的普通的监测和评估原理使评估应该既使用定量数据也使用定性数据。定量数据来自于那些易于量化的情况，取得这些定量数据所使用的方法变化的范围很大，但是必须包括调研，实验，和直接的衡量。然而另一方面，定性数据不能以量化的数字的形式进行总结，使用收集定性数据的方法一般包括焦点人群调查，参与式调查和人种学。
CDC（TheCentersforDiseaseControlandPrevention）强调数量信息和质量信息的整合可以帮助确定证据是充分而全面的。Buckner等指出越来越多的兴趣放在对评估项目绩效的质量标准上来，例如，保健的质量。从业者也认识到数量方法和质量方法的互补性质，从那些不同方法的到的数据帮助确定更可靠的结果。质量评估方法越来越受到欢迎，尽管他们仍然处在使用的早期阶段。
（五）对公众的责任
近20年公众越来越重视可问责性。在1980年代和1990年代者通过对项目实施促进参与的方法提供一个平台。这样越来越多的利益相关者参与其中，在公共卫生评估中，这成为一个基本的准则，即公共卫生利益相关者必须参与到活动中去。
对公众的责任也隐含在绩效和基于结果的衡量方法后面，这些方法反映了对更清晰地说明取得的结果和确保资源在获得这些结果时以最有效的方式来使用等等方面不断增长的需求。在某种程度上，资格认定和委派项目也反映了公众对了解和他理想的高质量的服务的需求。
总之，公共卫生评估方法可以大致分为四类：基本研究、状态评估、衡量效力以及责任和遵从标准。通过对公共卫生评估方法演变的考察，我们可得知在改领域对需要良好的监控和评估已经达成共识；越来越多地使用项目循环管理方法，该方法把监测和评估和项目计划编制清晰的连系在一起；在项目管理中重点放在结果的反馈和使用上；既使用的定性数据也使用定量数据；在机构内与监控有关的问题开始考虑合作。超级秘书网：
关键词：城市体系；规模结构；位序累积规模模型；位序-规模法则
作为一个拥有近14亿人口的大国，如果中国的城镇化水平从2015年的56.1％提升至2030年的70％，则意味着3~4亿的农村地区人口会逐步迁移至城市地区，中国城市的数量、规模、城市形态乃至整个城市体系也将随之发生重大改变[1]。城镇化过程不仅包括人口身份和就业转换、产业结构升级，同时也必然伴随着城市体系规模结构的重构。合理的规模结构意味着大中小不同规模的城市相互依存、相互补充，共同构成高效而又经济的区域城市共同体，各自取得最佳的规模经济效益[2]。因此，研究区域城市体系规模结构演变的影响因素，构建规模结构合理的城市体系，用以引导中国的新型城镇化进程是一个十分重要的课题。随着工业化与城市化的生产组织方式在全球范围内的日益普遍，人们越发认识到从整体的角度研究城市体系和区域发展之间关系的重要性。城市首位度、四城市指数、十一城市指数、城市金字塔等用于描述城市体系规模结构特征的指标与方法相继被提出。但首位度指数存在以偏概全的不足，无法确知区域城市体系规模结构的整体变动状况。城市金字塔测重于定性说明，因此其应用也受到很大的限制。
随着研究的深入，美国社会学者Zipf提出了位序-规模法则，为城市体系规模结构的研究奠定了理论基础。此后，帕累托定律与分形理论也相继被引入到城市体系规模结构的研究中来[3~6]。Krugman与Fujita等人则以报酬递增、规模经济、运输成本和路径依赖为核心概念，采用一系列微观经济学数学模型，试图从理论上全面解释城市体系规模分布模式形成的原因、机理，极大推动了城市地理学研究的进展[7~9]。自20世纪80年代起，国内很多知名学者使用位序-规模法则、帕累托定律、分形理论，在方法和实证方面对中国及各省区的城市体系规模结构的特征、演化、机理进行研究，取得了一批优秀的研究成果[10~14]。进入21世纪以来，城市体系规模结构的研究重点逐渐转移到对城市规模分布的解释上来，但所选择的自然与社会经济变量对城市体系规模结构特征及其变化的解释能力普遍较弱[15~17]。其原因在于此类属于幂律分布的模型在进行实证研究时往往会受到无标度区的限制，在分析服从首位分布或双核分布的城市体系时模型通常会失效[18]，能否准确地反映区域城市体系规模结构特征就存在着很大的不确定性。鉴于此，本文拟提出一种用以测度城市体系规模结构的新方法，与常用的位序-规模法则进行比较，并以此分析区域自然地理与社会经济条件对城市体系规模结构的影响。以期能拓展城市体系研究的相关内容，为相关研究提供新的思路与方法，对于新时期制定中国新型城镇化政策及区域城市整体功能的协调与合理布局等都具较强的理论价值与现实指导意义。
1方法与数据
11.1研究方法鉴于位序-规模法则、帕累托定律以及分形理论都属于幂律分布模型，研究结论也基本一致，这里便以位序-规模法则作为比较对象，用以衡量本文提出的方法的适用性。对于一个城市的规模和该城市在研究区域内所有城市按人口规模排序的位序之间的关系所存在的规律，称之为位序-规模法则。其表达式为：Pi=P1×Ri-α（1）式中，Ri为城市i的位序；Pi为位序Ri的人口规模；P1为理论上的首位城市人口；α为Zipf指数，反映了城市体系中城市规模的集中或分散程度。从统计学上来看，位序-规模法则属于密度分布模型，而累积分布的拟合优度通常要高于密度分布模型的拟合优度。据此，可以把Si定义为前i位城市的累积人口规模，Ni为城市位序为Ri时的城市数目，对两者之间的关系曲线进行拟合，并以此建立一种新的模型对城市体系规模结构的特征进行测度。接下来首先按照α为1时的理想分布模式，分别虚拟A（首位城市规模为500万人，城市数目为15个）与B（首位城市规模为1000万人，城市数目为30个）2个城市体系，用其拟合曲线推导出累积分布模型（图1）。从图1可以发现，随着城市数目Ni的增加，A与B两个城市体系累积人口规模Si变化的速度有较大的差异，但两个城市体系的累积规模与城市数目的自然对数之间的变化关系均明显地表现出线性增长的特征。基于此，可以定义城市体系位序累积规模模型（rankcumulativesizemodel）的数学表达式如下：Si=β×ln(N)i+S1（2）式中，S1为首位城市的人口规模；β为位序累积规模指数。位序累积规模指数的涵义与Zipf指数类似，所不同的是Zipf指数反映的是随位序的变化城市规模降低的速度，而β值反映的是城市累积规模增长的速度。结合图1可以发现，β值与区域内首位城市的规模、城市的数目以及人口分布的均匀程度表现出正相关的关系，可以较全面地反映城市体系规模结构的整体特征。
11.2样本与数据省级单位是中国行政区划最主要的单元，而城市的形成、发展及其功能的发挥与其所属的行政区域具有密切的关系，因此选择省级行政单位为研究的分区单元。但由于城市数量及地理环境等方面的特殊原因，直辖市以及部分省、自治区并没有形成真正意义上的城市体系，因此北京、天津、上海、重庆、自治区、青海省以及由于统计数据缺失的台湾省、香港和澳门特别行政区未列入研究范围，研究样本为其余25个省区的县级及其以上城市。中国出版的各种年鉴中常用的城市人口统计口径有市区非农人口、户籍人口和城区常住人口。考虑到随着社会经济的发展，使用市区非农人口的话统计口径往往会偏小；另外对于郊区规模较大的市而言，使用市区户籍人口会夸大城市的人口规模，使得这两个指标很难准确地反映城市的实际人口规模。基于此，本文所使用的城市人口数据为《中国城市建设统计年鉴》[19]中的城区人口数据。与此相对应，进行区域城市体系规模结构影响因素分析所使用的自然与社会经济指标来源于《中国统计年鉴》[20]。所使用的数据年份为2000年与2014年，以此分析进入21世纪以来各省区城市体系规模结构及其变动特征。
2模型检验与分析
22.1位序累积规模模型位序累积规模模型与位序-规模法则的比较本文提出的位序-累积规模模型是在服从位序-规模分布的假设基础上建立的，但考虑到现实中Zipf指数为1时的绝对理想模式不可能存在，这就需要对位序累积规模模型进行实际检验。本文分别利用位序-规模法则和位序累积规模模型对25个省区2000与2014年的城市体系规模结构进行了回归拟合。方程的F统计值与变量的t统计值均通过了水平为5%的显著性检验，计算结果见表1。从表1可以发现，位序-规模法则的拟合精度普遍低于位序累积规模模型，特别是对于判定系数R2值相对较低的内蒙古、江西、湖南、海南、云南等省区，位序累积规模模型的拟合效果明显更好。另外，值得指出的是，以往在利用位序-规模法则进行研究时，主要侧重于探讨α值的变化。比如，对于虚拟的A与B两个城市体系而言，其α值均为1，但实际上B与A之间存在较大的差异；而对于服从首位分布的湖北、四川、云南、陕西、新疆等省区而言，有湖北、四川与云南3省的α值小于1，其中云南省在2014年更是只有0.787，以α值的大小来判断就会认为是这几个省区是属于人口分布较为均衡的规模结构类型；另外，海南省在2012年成立了一个人口在万人以下的三沙市以后，α值却几乎增长了一倍。这意味着即使通过了统计检验，使用位序-规模法则进行区域城市体系规模结构对比与演变分析时会存在较大的不确定性，有可能会得出错误的结论。而使用位序累积规模模型测算出的β值反映的是城市累积规模的增长速度，在一定程度上降低了位序-规模法则以单个城市进行拟合所带来的误差。比如对于同样服从首位分布的湖北、四川、云南3省，由于湖北与四川2省城市总人口较多，首位城市的规模与城市数目也远高于云南，因此其值要远高于云南；同样，对于同样服从双核分布的内蒙古、山东、福建与广东4省，因为福建与内蒙古2省的城市总人口与城市数目均远低于山东与广东2省，其值同样也远低于山东与广东2省；另外，再以城市总人口与城市数目较为接近的河南与湖北两省为例，湖北省首位城市优势明显，其余高位次的城市人口规模却远低于河南，所以其值也要比河南小得多。这表明位序累积规模模型不但具有更高的拟合精度，同样还具有很强的普适性，能够全面反映城市体系规模结构的整体特征、准确识别不同城市体系规模结构之间的差异，可以为区域城市体系规模结构之间的对比与演变分析提供判断依据。
22.2基于位序累积规模模型的城市体系规模结构的变化特征从表1中位序累积规模模型的回归结果来看，中国各省区城市体系的规模结构类型存在较大的差异，不过相对于2000年而言，2014年各省区的β值均有着不同程度的增长。2000年与2014年β值排名前5的分别为广东、山东、江苏、辽宁与河南，这5个省区有多个大中型规模的区域中心城市带动地方经济发展，小城市也比较发育，属于自然地理条件优越、社会经济比较发达的地区；排名靠后的5省分别为贵州、新疆、甘肃、宁夏与海南，这5个省区要么面积狭小、人口总规模不大，要么区域自然与经济地理条件相对较差、人口密度很低，城市体系中首位城市的地位相对突出，但其他中、小城市的规模很小，使得其β值明显低于其他省区；其余15个省区自然地理条件较为优越，大、中、小城市的分布比较均衡，形成了比较完善的城市体系，但受经济发展水平或人口总量的影响，中心城市在城市体系和地区经济格局中的地位不突出，是城市体系规模结构需要进一步优化的区域。接下来为了进一步分析中国各省区城市体系规模结构的变化特征，运用ArcGIS10.2软件绘制了上述各个省区2000~2014年的城市体系规模结构β值的变化情况（图2）。图2看出，使用位序累积规模模型计算出的各省区的β值增幅大于300的有广东与江苏2个省区，在200~300之间的有四川、山东与浙江3个省区。除四川外，广东、江苏、山东与浙江4省城市数目众多，不同等级的城市结构合理、始终保持均衡发展的状态。而四川省的4城市指数由2000年的1.446降低到2014年的1.088，其他高位序城市人口规模增长很快，城市体系的规模结构趋于均衡。宁夏、海南与黑龙江3个省区增幅最低，黑龙江更是只有3.129。其原因在于宁夏与海南面积狭小，人口规模有限，城市数目也很少，而黑龙江的城市化进程缓慢，其城市化水平在2000~2014年间仅增长6.47%。其余各省区中城市体系中首位城市增长较快，但众多的中、小城市的人口规模却变化不大，与高位序城市的人口规模差距始终保持较大的差距。辽宁与湖北2省比较特殊，湖北省首位城市规模在从2000年的323.95万人增加到2014年的634.65万人的同时，4城市指数却由1.263增加到1.887，城市体系发展中的极化现象非常明显，致使其余城市发展滞缓。而辽宁省大中小城市虽较为完善，但受经济增长滞缓的影响，除沈阳与大连两市人口有较大的增长以外，其余城市变化不大，在2000~2014年间城市化水平仅提高了12.81%。整体上来看，β值的变化大致表现出增幅东大西小、增长率南高北低的特征，这这种变化和在2000~2014年间中国的人口与经济重心向东南方向不断转移的趋势基本一致，特别是东北3省β值的变化可以一定程度上反映出自2000年以来该地区经济发展处于低谷、人口不断外流、城市化基本处于停滞状态的现实。
3区域城市体系规模结构的影响因素探讨
前文研究已经初步证实了由自然地理条件、社会经济发展水平等组成的区域地理条件会对区域城市体系的规模结构与演变产生较大的影响，接下来进一步对β值与区域地理条件之间的关系进行量化分析。为此本文选取了可能会影响区域城市体系规模结构的一些自然与社会经济因素。其中，土地面积、地区生产总值和人口规模表示各省区绝对规模的大小；人均GDP与城镇化率代表各省区的经济发展状况；人口密度、人均耕地面积、复种指数表示各省区自然地理条件的差异；路网密度用以衡量各省区的基础设施条件；财政支出用以反映政府的行政干预能力。为了消除不同量纲的影响以及各变量之间的异方差，以上指标均进行了自然对数化处理，同时考虑到价格因素的影响，2014年的地区生产总值、人均GDP与财政支出均使用国内生产总值指数调整为2000年的不变价格。然后选择逐步回归的分析方法，剔除了t检验没有通过10%显著性水平的变量（表2）。通过表2中的回归结果可以发现，在采取逐步回归后，2000年有人口规模、城镇化率、人口密度与路网密度4个变量通过了t检验，模型的拟合优度为0.918；2014年有人口规模和城镇化率2个变量通过t检验，模型的拟合优度R2为0.948。表明采用位序累积规模模型得到的β值能较准确地反映出区域自然与社会经济条件对区域城市体系规模结构的影响。接下来进一步探讨区域地理因素对β值影响的作用机制。2000与2014年模型的常数项分别为-7.547与-8.453，远大于其它变量系数的影响，意味着城市体系有着固定的规模结构，其它影响变量只是在此基础上进行着一定的调整和修正。人口规模、城镇化率系数在2000年分别为0.810与1.082，在2014分别为0.899与1.667，说明随着这些变量的增加，各省区有能力建设更多的城市，城市之间协调发展的能力更强，不同等级的城市间规模差距相对将会变小。但相对而言，城镇化率的影响更大且有着逐渐变强的趋势。人口密度的大小可以在一定程度上反映了区域的自然地理条件的优劣程度。2000年其系数为0.323，表明在其他影响因素不变的情况下，自然地理条件优越的地区中小城市更加完善[21]。而人口密度低的区域城市首位度往往相对较高，有限的各种生产要素会向部分竞争力较强的城市特别是省会城市过度集中，导致其β值相对较低。但在2014年时，人口密度这一变量没有通过显著性检验，说明随着经济的发展、人口的流动以及城市化总体水平的提高，自然地理条件对城市发展的影响会有所下降。基础设施条件的代表变量为路网密度，在2000年的时候，路网密度的系数为-0.392，说明良好的基础设施可以降低运输成本，从而会促进城市人口规模分布的集聚。但随着城市人口的不断集中，由城市经济集聚的拥挤效应所产生的负外部性将可能导致人口和经济活动的空间扩散，此时人口就会从城市体系中规模等级较高的城市向规模等级较低城市转移，从而导致在2014年的时候路网密度对城市体系规模分布的影响不再显著。
4结论与建议
本文提出了用以衡量城市体系规模结构的位序累积规模模型，采用全国县级及以上城市的城区常住人口数据，在与位序-规模法则进行对比的基础上，定量分析了2000~2014年中国城市体系规模结构的省际差异及其演化特征，并探讨了影响区域城市体系规模结构特征的自然与社会经济因素。主要结论如下：1）使用位序-规模法则进行区域城市体系规模结构对比与演变分析时会存在较大的不确定性，有可能会导致错误的结论。相对而言，位序累积规模模型的普适性更强，更能准确刻画不同类型的城市体系规模结构之间的差异，可以为区域城市体系规模结构之间的对比与演变分析提供判断依据。2）β值的大小与区域内首位城市的规模、城市的数目以及人口分布的均匀程度表现出正相关的关系。从使用位序累积规模模型计算出的β值来看，中国各省区城市体系的规模结构类型存在较大的差异。排名靠前的多属于自然地理条件优越、社会经济比较发达的地区。3）整体上来看，β值的变化大致表现出增幅东大西小、增长率南高北低的特征，这种变化和在2000~2014年间中国的人口与经济重心向东南方向不断转移的趋势基本一致，特别是东北三省β值的变化可以一定程度上反映出在2000~2014年间来该地区经济发展处于低谷、人口不断外流的现实。4）采用位序累积规模模型得到的β值能较准确地反映出区域自然与社会经济条件对区域城市体系规模结构的影响。随着人口规模特别是城镇化率的增加，β值会升高，也就是说城市间规模的相对差距将会变小，城市之间协调发展的能力更强。但随着社会经济的发展，自然地理条件和基础设施条件对城市体系规模分布的影响将不再显著。最后需要指出的是，在区域城市体系中各城市所承担的社会职能和经济职能与各城市的规模大小具有密切的关系。尽管我们不能机械地要求区域城市体系内部必须具备各种规模的城市，但区域城市规模结构的优化问题仍值得重视。广东、江苏、山东、浙江与辽宁等省目前已形成了完善的城市体系规模结构，这些地区应当着重于城市体系内资源的空间优化配置和经济的协调发展问题，避免城市间恶性竞争的出现。中部地区各省（湖北省除外）大、中、小城市的分布比较均衡，但是人口规模200万上的特大城市数量偏小。今后应增强重点城市功能，扩大城市规模，优先发展省级以上的中心城市、充分发挥大城市的聚集效应和辐射效应。西部各省区（包括湖北省）城市规模结构不发达，首位城市的地位特别突出，缺少人口规模100～200万的二级中心城市。今后应重点发展那些基础较好、交通便利的中等城市，使其成为具有一定经济实力和辐射效应的次级中心，来全面带动小城市和小城镇的发展。
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关键词：大数据；主成分分析；大学生上网行为数据
中图分类号：G202 文献标识码：A 文章编号：1009-3044（2016）33-0018-03
Abstract： With the advent of the era of big data， big data analysis technology has been applied and developed in all walks of life. The principle of principal component analysis and data modeling methods are studied. Using the students’ online behavior data for data source in XianYang Normal University， using database and analysis module in SAS software， the data source collection， sorting， cleaning and set up the index， and the pre processed data from shopping， social， science and technology. The types of indicators for principal component analysis， University students' in Internet the peak and different categories of Internet influence on students， finally put forward the planning and reasonable suggestions for college students.
Key words： big data； principal component analysis； university students' Internet behavior data
S着互联网的飞速发展，生活在信息时代下的大学生们，自然少不了对于网络的使用。根据中国互联网络信息中心报告中的数据，表明网民的规模在迅速增大[1]。为了研究网络对大学生的影响，利用主成分分析方法对大学生上网行为数据进行分析。
主成分分析方法先是由K.皮尔森针对非随机变量引入的，尔后H.霍特林将此方法推广到随机向量的情形，其实际应用十分广泛，比如人口统计学、数学建模、数理分析等学科中，是一种常用的多变量分析方法[2]。SAS作为统计分析的标准软件，被广泛应用于科研，教育，生产和金融等不同的领域，并且发挥着越来越重要的作用[3]。
本文通过研究主成分分析方法的原理和数据建模方法，以我校大学生上网行为数据为数据源，借助SAS软件中的数据库和分析模块，对数据源进行采集、整理、清洗，建立分析指标。并对预处理后的数据在一定时间段的上网人数，从购物、军事、科技、旅游、社交、体育、新闻、学习、音乐、影像、游戏、工具、其他等13个不同类别的网址指标进行主成分分析。通过数据分析得到大学生上网的高峰期以及不同类别对大学生上网情况的影响，最终针对大学生上网情况提出合理的规划与建议。
1 主成分分析方法的数学原理
在实际问题的研究中，往往需要考虑很多因素，由于每个变量彼此之间都存在一定的相关性，导致所得到的观测值所反映的信息在内容上存在重叠，而研究者往往希望变量越少越好，少量的变量所反映的信息量越多越好，主成分分析[4]正是解决了这类问题，是将多个指标化为少数互相无关的综合指标的一种多元统计分析方法。
2 数据预处理
利用主成分分析的降维思想，选取每天24小时作为变量，用主成分分析方法来处理一周中每天的时间段的数据，其分析结果将会为我们找到包含大部分信息的时间段，这样有助于进一步的分析。
2.1 数据预处理
数据源来源于我校大学生上网行为数据，由于原始数据是日志文件，不是数据分析需要的结构化数据。在数据分析之前，需要对数据进行预处理，即数据的整理与清洗。数据源选取时间为4月11号～4月16号一个星期的上网数据。数据的观测是按时间进行排序的，指标有日期、学号、网址等。
在运用主成分分析的分析方法进行分析大学生上网数据分析之前，要将数据进行预处理。数据预处理主要分为以下几个步骤：
① 数据的合并及导入
原始数据是每小时的数据，要利用（copy *.log 合并文件.txt）进行每小时数据的合并，合并成为一天的数据。接下来在SAS中利用IMPORT过程将一天的数据导入。
② 数据的整理
为了通过主成分分析上网高峰期，先选取学生作为指标，利用PROC SQL过程查找有效学号信息，并进行记录。通过SAS中DROP VARIABLE-LIST过程过滤掉缺省值，比如无效学号、教职工信息、网址等。
③ 数据的清洗
利用SAS中nodupkey函数对不完整的数据、错误的数据、重复的观测进行清洗。
2.2 建立指标
选取每一类网址（[n]）的每天作为样本指标（[p]），分别用符号X0，X1，X2，X3，X4，X5，X6，X7来表示。其表示矩阵为[Mij] （[i=1，2，…，n；j=1，2，…，p]）。
3 主成分分析法在大学生上网行为数据中的应用
1）计算指标的相关系数矩阵
利用SAS中的主成分分析函数，计算出2.2中建立的指标的相关系数矩阵，如图1所示。从系数矩阵中分析部分数据可知网址之间相关性都比较高，说明每个网址分类之间存在着的一定的相关性，他们内部有一定的关联。
2）计算相关系数阵的特征值，特征向量及碎石图
结合上节中的主成分分析的原理，利用SAS中主成分分析函数，计算相关系数矩阵的特征值、特征向量及碎石图，如图2所示。一周上网数据的特征值结果可以看出前5个特征值的累计贡献率达98.91%。前3个特征值的累计贡献率达91.06%，说明前3个主要成分基本包含了全部指标，则取前三个特征值，并计算出相应的特征向量，特征向量的结果如图3所示。从图3可以看出第一主成分的表达式中，各个指标系数之间有一定差距，其中x0，x8，x10，x11的系数均大于0.3，说明可以把第一主成分看成是工具，学习，影像，游戏的综合指标。第二主成分表达式中，x5，x9的指标系数大，故起主要作用，说明第二主成分可以看作音乐和社交的综合指标。第三主成分表达式中，x2，x6，x7的指讼凳大，故可以看作军事，体育，新闻的综合指标。一周的和一天的主成分分析还是有一点差距的，从其差距中看出同学们对军事，体育，新闻还是有一定的爱好的。
图4是碎石图，前3个主成分占了全部的主成分的91%以上，也可以说，在主成分3左右出现一个拐点，在这个拐点之后，曲线变得平滑，所以可以用3个主成分来表示原有样本数据信息。
4 分析结果
通过分析我们发现，有一部分人经常熬夜上网，并且绝大多数人每天的上网时长都在两三个小时以上，而针对他们上网的类别，分析其特征值可看出影像，学习，社交，购物的影响比较大。其次游戏和使用工具的人数也占不少的比例。在科技、旅游、军事、体育、新闻等方面，也有不少学生进行浏览，说明这是一个健康的上网数据，但对于当代大学生来说，这些方面所占比例较少。
针对这些问题，我们提出以下建议：
1）大学生应减少上网时长，做到用电脑两个小时后休息一小时。培养良好的上网习惯。
2）大学生应多关注新闻，科技，军事等相关资讯，及时了解时事新闻，获取各种最新的知识和信息。
3）大学生应减少在购物以及娱乐上所花的时间，将其投入到学习中去，充实自己的知识。
4）学校应开设网络素质教育课程，培养学生良好的上网习惯。宣传正确的上网心态。
5 结束语
通过研究主成分分析方法，更加了解了数据分析的重要性，而主成分分析方法不仅消除了各变量之间的共线性，减少了变量的个数，还减少了指标选择的工作量，使后续分析在指标的选择上相对容易，在用主成分分析法作综合评估时，由于选择的是累计贡献率大于等于85%的成分，这样就不会因为节省了工作量，而把关键指标遗漏掉，从而在一定程度上影响了评估的结果。但当主成分的因子的符号有正有负时，综合评估的意义就不明确了，这也是主成分分析的缺点。
参考文献：
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