序论：写作是一种深度的自我表达。它要求我们深入探索自己的思想和情感，挖掘那些隐藏在内心深处的真相，好投稿为您带来了七篇人口统计学变量分析范文，愿它们成为您写作过程中的灵感催化剂，助力您的创作。
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
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％。
假设2：网络暴力游戏会影响青少年对犯罪的态度。
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。
四、研究发现
1网络暴力游戏对青少年认知的影响
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)。
3.1得到证实(见表6)。
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。
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
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
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（CounterProductiveWorkBehavior，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。
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
2、人口统计学特征
（二）情景因素
1、工作因素
2、组织因素
3、领导因素
4、员工认知因素
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
参考文献：
[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）.
[关键词]龋病；口腔流行病学；儿童
Analysisofcariesconditionandinfluencefactorsinpreschoolchildren
LINQiaoxia
DepartmentofStomatology，thePeople'sHospitalofYangjiangCityinGuangdongProvince，Yangjiang529500，China
[Abstract]ObjectiveToinvestigatethecariesandinfluencingfactorsinpreschoolchildreninGuangdongYangjiang.MethodsSurveyedtheoralhealthof217preschoolchildrenaged3-5years，theiroralhealth-relatedbehaviors，knowledgeandattitudesandotherinformationwerecollectedthroughquestionnaires.Thefactorsassociatedwithdentalcariesstatuswerestatisticallyanalyzed.ResultsThecariesrateofrespondentswas49.3%，carieswas2.5.Logisticregressionanalysisshowedthatthesnacksfrequencyandstartofbrushingtimeweretherelevantfactorstoaffectthecariesincidence.ConclusionWeshouldpayattentiontotheoralhealthofpreschoolchildren，focusingonadvocacytoreducetheintakeofsnacksfrequencyandstartbrushingearly，inordertoreducethelevelofcariesinpreschoolchildren.
[Keywords]Caries；Oralepidemiology；Children
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。
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
2结果
关键词：大学生就业力问卷信效度
一、引言
二、研究对象与方法
1.被试。从四所本科院校随机抽取部分2011届大学毕业生被试。共发放450份问卷，回收有效问卷共计397份，问卷回收率达到88.2%，具体人口统计学指标见表1。
表1被试的人口统计学指标
■
3.数据处理本研究将有效问卷随机分成均等的两份，其中一半做探索性因子分析，另外一半做验证性因子分析。采用SPSS13.0和AMOS7.0软件进行数据分析。
三、结果与分析
1.探索性因子分析。对199份初始问卷数据进行探索性因素分析，KMO检验值为0.913，Bartlett球形检验值达到极其显著水平，说明进行因子分析是可行的。用主成分分析法（PC）和方差极大正交旋转（Varimax）求出最终的因子负荷矩阵，结合陡阶检验准则提取因子，抽取特征根大于1的因子13个。旋转后的因子负荷情况见表2、表3。
表2大学生就业力影响因素问卷的探索性
分析结果（一）
表3大学生就业力影响因素问卷的探索性
分析结果（二）
注：因子负荷小于0.5的没有显示
由表2、表3可得知，该问卷经分析后，剔除了38个题项，一共得到51个题项，每个题项的因子负荷在0.525～0.823之间，总贡献率为65.883%。该问卷由13个因素构成，依据所包含项目的内容，分别命名为个人基本情况（S1）、就业基本素质（S2）、个人特质（S3）、个人特长（S4）、家庭状况（S5）、外语能力（S6）、实践能力（S7）、就业技能训练（S8）、就业期望（S9）、就业适应性（S10）、就业主动性（S11）、学习能力（S12）、学校因素（S13）13个因素。即就业力影响因素模型为S={S1，S2，S3，S4，S5，S6，S7，S8，S9，S10，S11，S12，S13}={个人基本情况，就业基本素质，个人特质，个人特长，家庭状况，外语能力，实践能力，就业技能训练，就业期望，就业适应性，就业主动性，学习能力，学校因素}。
2.信度检验。本研究以内部一致性信度（Cronbachα系数）来鉴定大学生就业力影响因素问卷的信度。结果见表4。
表4大学生就业力影响因素问卷的内部一致性信度
由表4可知，该问卷总的内部一致性信度为0.938，除了个人基本情况（S1）这个因子稍低外，其他因子均在0.7～0.9之间，表明该问卷的内部一致性信度比较高，作为大学生就业力影响因素的测量工具是稳定可信的。
（3）验证性因素分析通过探索性因素得到的大学生就业力影响模型，可以进一步通过验证性因素分析确定模型与实际数据的拟合，从而检验理论模型的正确性。应用验证性因素分析评价模型的适合性时，主要考虑以下检验标准：①χ2检验，以考察理论模型与观察模型的拟合程度，适用于模型的解释力。一般以χ2/df作为替代性检验指数。公用的模型与数据的拟合标准χ2/df的值小于3比较理想。②拟合指数，常用的拟合指标有“拟合良好性指标GFI”“比较拟合指标CFI”“增量拟合指数IFI”等。GFI、CFI、IFI等拟合指标的数据值一般都局限于0～1之间，越接近1，表示理论模型越能说明原始数据之间的关系，模型的拟合程度越好；GFI、CFI、IFI等指标>0.80，认为理论模型与数据拟合达到统计要求。此外，若RMSEA取值在0.05以下优良，在0.05～0.08之间良好。
四、讨论
1.大学生就业力影响因素问卷的编制本研究结果表明，所编制的大学生就业力影响因素问卷经过探索性及验证性因素分析表明心理测量学的结果值接近理想状态。研究中所使用的开放式问卷、访谈等方法较好地综合收集了可能的就业力影响因素，然后对编制问卷题目进行分析、讨论和修改，从而保证了问卷的内容效度。问卷的模型整体拟合良好，并且各个观测变量在潜变量上的载荷比较合理。
[1]万珊.高校毕业生就业力问题研究.江西师范大学硕士论文，2012.
[2]万珊，吴泽俊.高校毕业生就业力研究综述.教育学术月刊，2012（2）.
[3]徐琴等.大学生就业力评价指标体系的构建.科学评价，2009（4）
[4]李颖，刘善仕，翁赛珠.大学生就业能力对就业质量的影响.高教探索，2005（2）.
[5]包颖晨.上海市高校毕业生就业力水平影响因素研究.复旦大学硕士论文，2008.
[6]张厚粲.实用心理评估.北京：中国轻工业出版社，2005.
[7]蔡敏.当代大学生婚恋观问卷的编制与验证.心理学探新，2012（32）.
[8]马子媛，李春梅，张殿君.中学班主任胜任力问卷的编制.中国健康心理学杂志，2012（20）.
1文献回顾
2生态消费行为影响因素的理论分析
消费者购买生态环保型商品是一种生态消费行为,影响这一行为的因素有多种,大致可分为四类,即消费者对生态消费认知因素、生态消费政策因素、生态环保型商品特征因素以及消费者个人特征因素。
2?1生态消费认知因素
2?2生态消费政策因素
生态消费模式的建立和推广在很大程度上需要政府对这种有利于生态文明的消费模式的宣传。政策宣传状况是反映生态消费政策的一个重要因素。
2?3生态环保型商品特征因素
生态环保型商品的特征因素有许多,其中一个很重要的因素就是生态环保型商品的质量状况。消费者购买生态环保型商品要支付一定幅度的超过普通商品价格的溢价,而该商品的质量或性能只有达到甚至超过普通的同类商品,这是消费者购买生态环保型商品的基本条件。
2?4消费者个人特征因素
消费者的个人特征包括年龄、性别、文化程度以及家庭月收入。(1)年龄。从理论上说,年龄对生态消费行为的影响的指向并不明确。消费者年龄越大,信息接受能力较差,对生态消费的认知程度可能较低,因而其选择生态消费的意愿可能越低;也有的消费者年龄越大,积累的经验越丰富,社会责任感更强,选择生态消费的意愿可能也更强。(2)性别。一般情况下,男性接受教育和与外界接触的机会要较女性多,男性风险承受能力、信息接受能力和决策能力要较女性强。因此,性别差异在消费者选择生态消费行为的意愿上会有所差异。(3)文化程度。通常情况下,文化程度越高,接受新事务和新知识的速度就越快,其视野也更为开阔,社会责任感也越强烈。因此,文化程度对于消费者选择生态消费行为的意愿会有所影响。(4)家庭月收入。一般来说,收入高的家庭,其家庭成员对价格较高的生态环保型商品的支付能力也高。但其是否有支付意愿还不能确定,但家庭月收入应该对消费者选择生态消费行为的意愿会有影响。
3实证模型、样本情况及变量设定
3?1实证模型
本文研究的是城市居民选择生态消费行为的意愿,其含义为消费者是否愿意购买生态环保型商品,包括愿意和不愿意两种情况。根据前面的理论分析,消费者选择购买生态环保型商品的意愿受以下四大类因素的影响:消费者对生态消费认知、生态消费政策、生态环保型商品特征以及消费者个人特征。在此,将它们之间的关系归纳为以下函数形式:居民选择生态消费行为的意愿=F(消费者对生态消费认知,生态消费政策,生态环保型商品特征,消费者个人特征)+随机扰动项本文以消费者是否愿意购买生态环保型商品作为因变量,即0-1型因变量(愿意参与,定义为y=1;不愿意参与,定义为y=0)。设y=1的概率为P,则y的分布函数为:f(y)=Py(1-P)1-y;y=0,1(1)本文采用二分量logistic模型,将因变量的取值限制在[0-1]范围内,并采用最大似然估计法对其回归参数进行估计。式(2)中,Pi是消费者愿意购买生态环保型商品的概率,i为消费者编号;βj表示影响因素的回归系数,j为影响因素编号;m表示影响因素的个数;Xij是自变量,表示第i个样本的第j种影响因素;α为常数项;u为误差项。#p#分页标题#e#
3?2样本情况
本文数据以调查问卷的形式通过实地调查得到,调查问卷共有16个问题。调查对象是黑龙江省哈尔滨市香坊区、南岗区、道理区和道外区的消费者,调查地点选择在百货商店、超市、建材市场。共发放问卷300份,最后回收有效问卷289份。
3?3变量设定
本文在调查消费者是否愿意购买生态环保型产品时,主要选择消费者对生态消费认知变量、生态消费政策变量、生态环保型商品特征变量以及消费者个人特征变量来考察。消费者对生态消费认知变量包括:对生态消费的认知水平、从众影响以及对环保标识的信任水平;生态消费政策变量包括:政策宣传状况;生态环保型商品特征变量包括:商品质量的质量程度;消费者个人特征变量包括:包括年龄、性别、文化程度、家庭月收入。模型变量说明见表1,各变量的统计学描述如表2和表3所示。
4实证分析结果与讨论
4?1模型运行结果
本文运用SPSS13?0统计软件对样本数据进行Logistic回归处理。首先将因变量Y1和所有自变量引入回归方程,对回归系数进行显著性检验,得到居民购买第一类生态环保型商品的回归模型,称模型一,结果如表4。然后将因变量Y2和所有自变量引入回归方程,对回归系数进行显著性检验,得到居民购买第二类生态环保型商品的回归模型,称模型二,结果如表5。
4?2讨论
表4中的Logisitc模型回归结果显示的是不同年龄、性别、文化程度和家庭月收入的城市居民购买第一类生态环保型商品的状况。统计结果表明消费者对生态消费的认知水平以及政策宣传状况在1%水平上显著;消费者对环保标识的信任水平在5%水平上显著;商品质量的可靠程度和文化程度在10%水平上显著;其他变量均不显著。表5中的Logisitc模型回归结果显示的是不同年龄、性别、文化程度和家庭月收入的城市居民购买第二类生态环保型商品的状况。统计结果表明消费者对生态消费的认知水平以及政策宣传状况在1%水平上显著;消费者对环保标识的信任水平、商品质量的可靠程度在5%水平上显著;性别在10%水平上显著;其他变量均不显著。
(1)消费者对生态消费的认知水平。从表4和表5显示的回归结果看,消费者生态消费的认知水平对其购买两类生态环保型商品都具有积极作用。对生态消费了解程度越高的消费者,越倾向于购买两类生态环保型商品。模型一消费者对生态消费认知水平的Exp(B)值高于模型二,说明认知水平对消费者购买第一类生态环保型商品的作用高于第二类生态环保型商品。消费者对生态消费的了解程度直接影响到消费者对生态环保型商品的理解和判断,决定了他们对生态环保型商品的价值的评判和消费态度,进而影响他们的购买行为。
(2)消费者对环保表示的信任水平。从表4和表5显示的回归结果看,消费者对环保标识的信任水平对其购买两类生态环保型商品都具有积极作用。对环保标识信任水平程度越高的消费者,越倾向于购买两类生态环保型商品。模型一消费者对环保标识信任水平的Exp(B)值高于模型二,说明信任水平对消费者购买第一类生态环保型商品的作用高于第二类生态环保型商品。不难理解,如果消费者对环保标识不信任,他们就不会去购买生态环保型商品。
(3)政策宣传状况。从表4和表5显示的回归结果看,政策宣传状况对消费者购买两类生态环保型商品都具有积极作用。而且在两个模型中该变量的Exp(B)值都较高,说明政府对生态消费的宣传在很大程度上决定了消费者是否购买生态环保型商品。
(4)商品质量的可靠程度。该变量在两个模型中都显著,但在模型二中更显著一些。商品质量的可靠程度对消费者购买两类生态环保型商品都具有积极作用。生态环保型商品的质量和性能的可靠性也在很大程度上影响着消费者对它的购买。
(5)从众影响。模型一的结果显示从众心理和行为对消费者购买第一类生态环保型商品的影响为负方向,说明消费者在购买第一类生态环保型商品时并不从众。模型二的结果从众心理和行为对消费者购买第一类生态环保型商品的影响为正方向,说明消费者在购买第二类生态环保型商品时从众。但是,从众影响两个模型中都不显著。
(6)性别。从表4和表5显示的回归结果看,性别对于消费者购买第二类生态环保型商品影响显著,而对购买第一类生态环保型商品的影响不显著。说明男性比女性更倾向于购买第二类生态环保型商品。但对于第一类生态环保型商品,虽然也是男性比女性更倾向于购买,但影响并不显著。
(7)文化程度。从表4和表5显示的回归结果看,文化程度对于消费者购买第一类生态环保型商品影响显著,而对购买第二类生态环保型商品的影响不显著。说明文化程度高的消费者更倾向于购买第一类生态环保型商品。但对于第二类生态环保型商品,文化程度的影响却是负方向的,不过,影响不显著。
(8)年龄。正如前文所分析,年龄的影响并不明确。从表4和表5显示的回归结果看,年龄的影响为负方向,说明年轻人购买生态环保型商品的倾向更高一些,但是影响不显著。
(9)家庭月收入。从以往相类似的实证研究看,收入水平对消费行为有比较明显的影响。表4和表5的规划结果显示,收入水平对消费者是否购买两类生态环保型商品的影响很小,而且对购买第二类生态环保型商品的影响呈负方向作用。造成这种结果的原因可能是被调查者以中等收入水平为主,而且消费者对生态消费认知水平普遍较低。
5结论与政策启示
本文以黑龙江省哈尔滨市居民为例,利用289个样本数据,通过分别建立居民购买对环境和自身都有利的生态环保型商品和对环境有利而对自身无影响的生态环保型商品的回归模型,分析了影响城市居民生态消费行为的主要因素。结果表明,居民对生态消费的认知水平、对环保标识的信任水平、政策宣传状况、商品质量的可靠程度对居民购买两类生态环保型商品都有显著影响,而且为正方向影响。性别和文化程度分别是居民购买第二类生态环保型商品和第一类生态环保型商品的比较显著的人口统计学影响因素。根据以上结论,可以采取以下措施,提高居民对两类生态环保型商品的有效消费水平,促进居民生态消费模式的建立。
关键词：电子政务；公众满意；绩效测评
中图分类号：F407．6
文献标识码：A
一、问题的提出
电子政务重在政务，更为重要的是借助信息技术转变政府职能，树立以“公共服务为核心，以顾客需求为主导”的新理念，真正实现基于互联网的政府。在市场经济中，公众就是政府的顾客，因此借助顾客关系管理理念引导电子政务发展，为政府提供分析公众行为、了解公众需求的工具，有助于公众与政府之间个性化关系的培养，使政府可以根据不同的情况设计和选择提供服务的具体方式和服务内容，为公众创造良好的服务体验。电子政务必须根据公众的需要量身裁制。许多电子政务项目失败的原因就在于以政府部门的使用和管理方便来构建电子政务系统。
政府工作的质量归根结底取决于公众的满意。因此，本文拟对电子政务公众满意度的影响因素进行考量。公众满意度是顾客满意度测评指标体系在公共管理领域的具体应用。美国质量协会、密西根大学和Foresee公司已经建立起了电子政务满意度季度报告。顾客满意度指数作为一种成熟的、科学的、定量的测量顾客满意与否的方法，它在政府层次上的运用，可以有效地考量公众目前对电子政务的态度以及将来的期望，以用来评价政府工作质量的好与坏。
二、电子政务公众满意度模型的构建
(一)顾客满意度模型
1．美国顾客满意度模型(ACSI：AmericanCustomerSatisfactionlndex)
目前，ACSI是影响最大的顾客满意指数，很多国家，如韩国、马来西亚的顾客满意指数就是在ACSI的指导下建立的。ACSI的测评模型也被认为是顾客满意领域内应用最广泛的模型之一，其关于顾客满意过程的因果关系理论被其他许多顾客满意指数所引用。根据美国ASCI的解释，美国顾客满意度模型的内容如图1所示：
2．模型的修正
3．顾客满意度指数的其他构建方法
关于顾客满意度指数(或者衡量体系)的构建，还有另外一类常用的研究模型。这些研究模型主要通过定性调研的方法，确定公司的服务(或产品)中的哪些属性对于用户来说是最重要的。然后，把这些属性确定为该服务(或产品)的影响因素来构建顾客满意度分析模型。随后，针对这些影响因素设计问卷，根据影响因素(属性)的重要程度设置权重，最后对调查数据进行加权平均或其他算法(比如模糊算法)，从而得到顾客满意度的最后结果，并可对各影响因素(属性)进行分析。比如Naumann和Ciel、Hill和Alexander、Mihelis等、中国标准化协会等用的都是这种方法。
(二)电子政务公众满意度模型的提出
1．模型的提出
政府公共管理活动与企业经营活动不同，再加上我国政府公共管理体制决定了电子政务用户的现状以及用户的使用行为，所以，不能完全照搬用于企业分析的顾客满意度模型。否则，可能会造成构建出的电子政务公众满意度代表性不强，缺乏必要的指导意义。
电子政务公众满意度模型主要从公众的角度出发。电子政务中的一些其他重要内容，比如政府部门间公文的传递等，不在考虑之列，因为它们对于用户来说只是一个黑箱，用户并不需要也没有必要知道黑箱内是如何运作的。但是，换一个角度看，电子政务公众满意度也可以在一定程度上反映该问
题。也就是说，如果黑箱的效率高，公众的满意度自然就高。
根据上述分析，本文提出如下考量电子政务公众满意的结构方程式模型：
2．模型的论证和说明
公众满意度评价指标包括公众预期、感知质量、信息、互动性四个独立变量和公众满意、政府形象、公众忠诚三个依变量组成。下面，将对上述各变量进行论述和说明。
(1)公众预期。“公众预期”是几乎所有研究公众(顾客)满意度的文献中都采用的评价指标。根据Grigoroudis等人的观点，公众满意主要是指公众对过去经历的一个良好的体验。因此，公众预期对于公众满意度有着非常重要的影响。在电子政务出现之前，公众以及企业或多或少都有与政府打交道的体验。这种体验将决定公众对于电子政务的预期。
假设1公众的预期越高，电子政务公众满意度越高
(2)感知质量。这一指标的目的在于衡量电子政务的政务功能。电子政务的核心就在于把政府服务以电子化的方式传递给公众和企业，因此，该指标主要表示公众在使用电子政务所提供的产品(主要是信息)和服务(网上办公)的过程中以及过程后其感受到的感觉。“感知质量”也是一个在评价公众(顾客)满意度中常用的、行之有效的指标。
假设2公众感知的质量越高，电子政务公众满意度越高
(3)信息。目的在于调查政府的透明度。主要表示电子政务内容服务的质量。目前我国的公共析。比如Naumann和Ciel、Hill和Alexander、Mihelis等、中国标准化协会等用的都是这种方法。
电子政务公众满意度模型主要从公众的角度出发。电子政务中的一些其他重要内容，比如政府部门间公文的传递等，不在考虑之列，因为它们对于用户来说只是一个黑箱，用户并不需要也没有必要知道黑箱内是如何运作的。但是，换一个角度看，电子政务公众满意度也可以在一定程度上反映该问题。也就是说，如果黑箱的效率高，公众的满意度自然就高。
(3)信息。目的在于调查政府的透明度。主要表示电子政务内容服务的质量。目前我国的公共管理体制改革还远未成熟，关于政府信息的公开制度还不完全规范。模型中应该增加考虑信息因素对顾客满意水平的影响，即考虑政府信息的透明度、及时性等因素。事实上，信息作为一个变量在我国顾客满意度模型中的应用已经得到了证实”。
假设3政府信息的透明度越高，更新越及时，电子政务公众满意度越高
(4)互动性。目的在于考虑政府与公众和企业间的沟通与反馈。主要用于衡量政府观念的转变，是否由“管理型政府”向“服务性政府”转变。电子政务是借助于信息技术转变政府的工作方式。建立在互动基础之上的电子政务，不仅可以提高政府的效率和服务质量，降低服务成本，还可以改善政府与公众、企业之间的关系，促进民主社会和法治社会的建立。
假设4互动性越强，电子政务公众满意度越高
(5)公众满意。主要表示公众在将对电子政务的预期与实际的感觉比较后而产生的感觉。
假设5公众越满意，电子政务公众满意度越高
(6)政府形象。主要表示公众在使用电子政务后对政府的看法。感觉好，抱怨就少。在欧洲顾客满意度模型中就采用了形象(imase)作为一个结构变量，并用于表示顾客对某一品牌的感知。政府形象主要通过网上监督体现出来。政府有关部门对公众在网上的监督、投诉、检举等进行直接受理，是“阳光政府”、“透明化办公”的重要体现。
假设6政府形象越好，电子政务公众满意度越高
(7)公众忠诚。主要表示公众重复使用电子政务的情况。这是在感受到电子政务的质量后而显示出来的行为。
假设7公众越忠诚，电子政务公众满意度越高
(8)在本模型中，去掉了常用的“感知价值”这一常用变量。其原因在于，“感知价值”主要用于衡量顾客对企业提供的产品或服务的价格的感知。而电子政务与企业不同，它不以盈利为目的，无法用产品或者服务的价格进行衡量，也无此必要。
(三)研究变量的衡量与问卷设计
公众满意度测评指标体系是一个多指标的结构，运用层次化结构设定测评指标，从而清晰地表述公众满意度测评指标体系的内涵。每一层次的测评指标都是由上一层测评指标展开的，而上一层次的测评指标则是通过下一层的测评指标的测评结果反映出来的，其中“电子政务公众满意度指数”是总的测评目标，为一级指标；电子政务公众满意度模型中的公众期望、感知质量、信息、互动性、公众满意、政府形象和公众忠诚等七大要素作为二级指标。根据电子政务的特点，将七大要素(二级指标)展开为具体的三级指标，具体见表2。三级指标实际上就是调查问卷上的问题。本文的三级指标
(四)量表的选用
三、电子政务公众满意度的实证研究：以辽宁为例
(一)研究对象的确定与样本的选择
本文电子政务公众满意度测评实证研究计划针对辽宁省政府门户网站(www．ln．gov．cn)的。原因在于，随着辽宁省老工业基地改造的不断深入发展，政府职能也需要相应转变。政府要真正发挥作用，就必须以公众满意为考量。此外，辽宁省政府网站通常下属数十个地市级网站。这些网站能够充分反映辽宁省各地区、各部门之间的差异性，能够比较充分反映辽宁省的经济、政治和文化等地区状况。
关于样本数量的选择，Bagozzi和Yi认为使用LISREL进行分析时，样本数量最少必须超过50；Hair等人认为用最大概似法估计时，样本数大于100是最起码的要求，样本数400以下则为较佳的选择。Marsh和Haut也认为在运用小样本进行结构方程式模型计算时，应当审慎小心。他们认为如果在结构方程式模型中以小样本进行分析，经常出现无法得到完全解(completelypropersolu―tion)的情况。但陈顺宇认为，如果样本数太大则卡方检验容易被拒绝。因此，本研究拟以200份左右的有效问卷为取样的依据。
本调查实际在沈阳、大连、辽阳和鞍山发放调查问卷800份，回收276份，其中有效问卷198份。因此，选择这198份调查问卷用于样本分析。
(二)数据分析方法：以结构方程式模型为基础
根据本文提出的结构方程式模型，采用“线性结构关系”软件(LISREL：LinearStructuralRela―tion)。LISREL可以探讨变量间的线性关系，并可以对可观测变量与潜在变量之间的因果关系进行假设检验。MSREL结合了传统统计学领域中的因素分析和通径分析，并且加入经济计量学的联立方程式(simultaneousequationmodel)，可以同时求解多因素、多因果通径(CasualPath)。对于互为因果的径向关系(Non―recursiveModel)和不可观测变量(latentvariables)的衡量问题均可获得解决。
四、数据分析
(一)样本的人口统计信息
被调查者的性别、年龄、地域的分布情况如下所示：
(二)Cmnbachsct的内部一致性信度分析
在进一步探求因果关系之前，先确定各因素的内部一致性信度是否达到可接受的水平。
Cronbach所建立的a值是常用的内部一致性信度分析工具，本研究亦采用之。验证其内部一致性，亚取a值大于0．60者。分析结果见表2。从表2中可见，从各因子的Cronbach'sa系数来看，整个调查问卷中各间项的Cronbach'sa系数均大于0．83，说明各因子的信度均在可接受范围之内，内部一致性很好。
(三)效度检验
在效度检验中，本文采用内容效度和构建效度来对问卷及各因子组成项目进行衡量。结果表明，两种效度分析均能起到较好的解释作用。
先看内容效度。本研究的问卷项目是在整理文献的基础上，采用大多数学者曾经使用过的量表及衡量项目(试卷问题)，再经过预试修正所得。因此，在衡量工具的内容效度上，应可以符合其要求。
(五)径向系数检验
通过利用HSEREL软件进行的通径分析结果表明，除了r11(=0．07)之外，其余各项均在统计上达到P
五、建议和进一步研究
(一)建议
从分析结果上看，假设2至假设7均得到验证。说明感知质量、互动性、信息对于提高公众满意度有很大的重要性。政府为了获得更多的公众认可和接受，应当加强政府网站的网上办公功能，提供更多的便民服务，提高电子政务网站的接人／浏览速度和有效链接率，使政府网站的信息更加充实、实用，努力改善公开和透明度，确保政府信息更新及时、准确，认真回复公众和企业通过“网上民意调查、市长信箱”提出，做到政府网站的网上咨询、网上查询栏目更加方便、有效。同时，分析结果还说明，如果公众满意，政府形象就会提高，公众忠诚就会增加，而政府形象的提高也会进一步增加公众的忠诚。
但是，假设1经检验没有得到验证，说明公众预期对于公众满意度没有多大的影响。其原因可能在于，中国政府在公众心目中的地位一直较高，政府的信任度也一直较高。不论政府采取何种形式提供公众服务，公众都是信任并愿意接受的。
(二)进一步研究
1．研究限制
本文也存在着一定的研究限制。即中国辽宁网站上包含众多下属政府分支机构，被调查者通常只与其中的部分政府部门打交道，因此，无法代表中国辽宁网站的整体情况。此外，没有考虑对外经济服务这一方面的公众。对外经济服务包括招商信息、旅游信息等。其主要面向对象为外商和外地游客。所以由于调查的困难而没有取样。
2．模型修正
电子政务是一个不断发展的过程。影响电子政务公众满意度的因素还有很多，比如技术创新因素、公众信任因素等等。因此，未来研究可考虑纳入更多指标，建构更加完整的模式，来探讨它们之间的关系，以便更好地掌握对电子政务的影响。
关键词农户；经营行为；农村生态环境；两型社会
中图分类号F323.22：X321文献标识码A
1文献评述
近年来，学者们也开始研究农户经营行为对农村生态环境的影响，如陈利顶、马岩［3］从理论上探讨了农户的经营行为以及对生态环境的影响。李海鹏［4］研究了农户农业生产行为的面源污染效应。宋建辉［6］深入分析了河北省农户经营行为与农业污染的关系及防治农业污染的对策。赫晓霞、栾胜基［7］通过观察和访谈的方式了解了农民在不同的行为方式下的所面临的农村环境问题。邱长溶、郝爱民［8］分析指出建设节约型农业的关键是优化农户的生产经营行为。洪音［9］以土地沙漠化发生的三个典型区域类型为例，采用环境社会学的研究方法，对农户的生态经济行为进行了调查，揭示了农户生态经济行为与保护生态环境的矛盾。这些研究大多以定性分析为主，在进行计量分析时，大多是以农业污染作为生态环境的主要构成部分。虽然，农业污染是农村生态环境的主要问题，但是着新农村建设以及农村工业化的发展，非农业所造成的生态环境问题也与日俱增。为此，本研究以两型社会建设为背景，依托侯俊东等［1］实证研究得到的农村生态环境问题的五种表现形式，深入揭示农户经营行为对农村生态环境的影响，以拓展农村生态环境的研究体系。
2研究方法
2.1变量选取与模型构建
农户经营行为是指为了满足自身物质需要或精神需要，个体或群体在特定的社会环境中对农产品价格和生产要素价格变动做出的农业投入与管理的反应或决策，主要包括农户生产投资行为、消费行为、择业行为和储蓄行为等［10-11］。在此定义基础上，学者们通常认为应从农户的角度把农户经营行为的影响因素分为内、外部影响因素。进而，通过访谈发现，农户的经营行为始终受到传统文化的熏陶，对土地有强烈的依赖关系，一般将土地作为生活的重要保障。再加上，农户处在社会较低阶层，其行为的选择往往被迫表现出一定程度的妥协性，农户总是在现有的社会、经济等外部条件的约束下来确定自己的经营目标和实现该目标所采取得手段。于是，受利益驱使，一般会通过经营行为，追求短期的增产，忽略对生态环境的长期影响。基于此，本研究将选取表1所示变量来衡量农户的生产经营行为。
将农业面源污染、农村水质污染、空气噪音污染、生活垃圾污染、工业转嫁污染五个方面的农村生态环境问题表现（分别用Y1、Y2、Y3、Y4、Y5表示）及农村生态环境总体状况（Y）作为衡量农村生态环境的指标，参考已有的研究方法，采用一般线性模型来分析农户经营行为对生态环境环境及其具体表现的效应。模型的一般形式：
y=α+β1x1+β2x2+…+βpxp+ε(1)
其中：y表示农村生态环境变量，Xi（i=1,2，…,p）表示农户生产经营行为变量，ε表示机扰动项。
基于方便回收的考虑，采用实地调查法。为了使调查
地点具有代表性，课题组在地点选择上采取了分层抽样方法，共选择了8个城市，如表2。
进而，根据问卷调查便利性，以及抽取城市的地形、通达性、土地类型和经济水平4个类型选取的现实情况，选取了新洲等8县市的22个村作为调查村，对村里的农户再进行抽样调查，共发放700份问卷，回收有效问卷650份，基本信息如表3。
3研究结果
不同农户本身可能存在一定的差异，为了规避这一差异，故在运用多元线性回归时，将农户人口统计学变量作为控制变量。利用SPSS软件对其进行回归，得到结果如表4所示：
从整体上看，模型2、4、6、8、10、12通过显著性检验（p
（1）劳动力投入行为。
（2）农户文化程度。
农户的文化程度对生态环境总体有显著的正面影响（β=0105，Sig.=0015），并且对农业面源污染、农村水
质污染、空气噪音污染、生活垃圾污染和工业转嫁污染均有显著影响（β=0151，Sig.=0000；β=0115，Sig.=0007；β=0168，Sig.=0000；β=0143，Sig.=0001；β=0157，Sig.=0000）。由此可知，文化程度越高，他们越能意识和认识到农村生态环境污染问题。
（3）经营规模。
农户经营规模主要由农户耕种的土地面积指标来体现，经分析发现，农户经营规模除对农业面源污染有正面影响外（β=0111，Sig.=0006）；对生态环境总体、农村水质污染、空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染均没有显著影响。
（4）农业投资行为。
农户的农业投资行为主要体现在农产品自用比例指标上，自用比例越低，则农业投资力度越大。以上统计分析结果显示，农户的农业投资行为对生态环境总体、空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染均无显著影响，而对农业面源污染、农村水质污染有显著的负面影响（β=-0135，Sig.=0001；β=-0098，Sig.=0016），即农业投资力度越大，为了提高产量而造成农业面源污染及农村水质污染的情况就会越严重。
（5）经营组织行为。
农户的经营组织行为主要由有机肥施用情况、有机肥每亩平均施用量以及参加农业技术培训情况三个指标来体现。从总体上来看，有机肥施用情况、有机肥每亩平均施用量以及参加农业技术培训情况均对生态环境没有显著影响。从个别指标来看，有机肥施用情况对农业面源污染、生活垃圾污染（β=0125，Sig.=0002；β=0088，Sig.=0029）有显著的正面影响，而对农村水质污染、空气噪音污染以及工业转嫁污染没有显著影响，这说明不施用有机肥会造成农业面源污染，且这些没有施用的有机肥也加剧了生活垃圾污染；有机肥每亩平均施用量对农业面源污染和农村水质污染有显著的负面影响（β=-0159，Sig.=0000；β=-0085，Sig.=0036），而对空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染均没有显著影响，这说明有机肥使用越多，农业面源污染及农村水质污染情况也就弱；参加农业技术培训情况则对农业面源污染和农村水质污染具有显著的正面影响（β=0076，Sig.=0058；β=0121，Sig.=0003），而对空气噪音污染、生活垃圾污染以及工业转嫁污染则没有显著影响，这说明参加农业技术培训会降低农业面源污染和水质污染。
4结论与启示
基于调研数据以及构建的模型，通过农户生产经营行为对农村生态环境影响的实证分析，得到如下结论与启示：
（2）农村生态环境自然资源的自主经营权在农户，在现有利用模式和政策下，良好的农业生态系统对周边环境维护提供了大量环境功能，却无法对农户产生经济利益，在利润最大化目标驱动下，农户在生产中主要考虑自身经济利益而忽略对生态环境的污染效应。
（4）在保障农产品安全的前提下，保持恰当的农产品自给率，可以减轻过量施肥或者其他过度的生产经营行为对农村生态环境的压力。同时，发展生态农业也是控制农村生态环境污染较为理想的经济方式。生态农业的应用与推广，有助于提高农业生产效率和增加农民收入，有利于全面提升农业生产的现代化技术水平，有利于污染的有效控制。另外，在农业生产过程中，加强宣传教育，提高农业生产者素质是有利于改善农村生态环境的，且推进农业生产的规模化经营同样有利于控制污染。调整农业技术培训和推广的方向，使农民获得更多的合理施肥信息，加强农民专业组织的建设。
参考文献（References）
［1］侯俊东,吕军,刘杨.两型社会建设中农户对农村生态环境的认知差异及启示［J］.生态经济,2011,(6):27-30.［HouJundong,LvJun,LiuYang.CognitiveDifferencesandImplicationsonRuralEcologicalEnvironmentofHouseholdunder“TwoorientedSociety”［J］.EcologicalEconomy,2011,(6):27-30.］
［2］赫晓霞,栾胜基.农户经济行为与农村环境变迁的响应关系研究［C］//中国环境保护优秀论文集.北京:中国环境科学学会,2005:2305-2311.［HeXiaoxia,LuanShengji.RelationshipbetweenFarmerHouseholdsEconomicBehaviorsandRuralEnvironmentChange［C］//ProceedingsofEnvironmentProtectioninChina.Beijing:ChineseSocietyforEnvironmentalScience,2005:2305-2311.］
［3］陈利顶,马岩.农户经营行为及其对生态环境的影响［J］.生态环境，2007,16(2):691-697.［ChenLiding,MaYan.FarmHouseholdsBehaviorsanditsEcoenvironmentalEffect［J］.EcologyandEnvironment,2007,16(2):691-697.］
［4］李海鹏.中国农业面源污染的经济分析与政策研究［D］.武汉:华中农业大学博士学位论文,2007.［LiHaipeng.TheAgriculturalNonpointSourcePollutioninChina:AnEconomicAnalysisandPolicyStudies［D］.Wuhan:HuazhongAgriculturalUnviersity,2007.］
［5］HuW.HouseholdLandTenureReforminChina:ItsImpactonFarmingLandUseandAgroenvironment［J］.LandUsePolicy,1997,(14):175-186.
［6］宋建辉.农户经营行为与农业污染关系研究［D］.保定:河北农业大学硕士学位论文,2008.［SongJianhui.TheStudyontheRelationshipofFarmerManagementBehaviorsandAgriculturalPollution［D］.Baoding:AgriculturalUniversityofHebei,2008.
［7］赫晓霞,栾胜基.农户经济行为方式对农村环境的影响［J］.生态环境,2006,15(2):377-380.［HeXiaoxia,LuanShengji.ImpactofRuralHouseholdEconomicBehaviorTypesonRuralEnvironmentinChina［J］.EcologyandEnvironment,2006,15(2):377-380.］
［8］邱长溶,郝爱民.农户生产经营行为对我国建设节约型农业的影响［J］.云南民族大学学报：哲学社会科学版,2006,(3):59-62.［QiuChangrong,HaoAimin.TheInfluenceoftheFarmersProductionandManagementonChinasBuildingaSavingorientedAgriculture［J］.JournalofYunnanNationalitiesUniversity：Philosophy&SocialScienceEdition,2006,(3):59-62.］
［9］洪音.沙漠化典型地区农户生态经济行为与保护生态环境的矛盾研究［J］.生态经济,2008,(10):146-149.［HongYin.ResearchontheContradictionsbetweentheEcoeconomicBehaviorofHouseholdsandProtectingEcoenvironmentinDesertificationRepresentativeAreas［J］.EcologicalEconomy,2008,(10):146-149.］
［10］马鸿运.中国农户经济行为研究(第一版)［M］.上海:上海人民出版社，1993.［MaHongyun.ResearchontheEconomicBehaviorofHouseholdsinChina(1stedition)［M］.Shanghai:ShanghaiPeoplePress,1993.］
［11］赵石.影响农户经济行为的因素分析［J］.黑龙江农业,2003,(6):21-22.［ZhaoShi.AnalysisonFactorsInfluencingtheEconomicBehaviorofHouseholds［J］.HeilongjiangAgriculture,2003,(6):21-22.］
EffectsofFarmerHouseholdsProductionandOperationBehaviorsonRural
Ecoenvironment
HOUJundongLVJunYINWeifeng
(SchoolofEconomics&Management,ChinaUniversityofGeosciences,WuhanHubei430074,China)
Keywordsfarmerhousehold;productionandoperationbehavior;ruralecoenvironment;twoorientedsociety