第一，在管理公司领域，盖洛普公司的盖洛普博士将敬业度定义为：企业首先要为员工创造良好的环境使其优势能得到有效发挥，在此基础上，企业还应让员工在组织中有一种归属感，让其感受到自己就是组织的一员，具有主人翁的责任感。盖洛普公司将员工主要分为敬业、守业和怠工员工三类，这主要是根据员工在情感上认同工作和组织的程度，以及由此而带来的员工对工作和组织的投入度；翰威特公司认为敬业度是用来衡量员工期望留在公司的程度，以及对工作尽心的程度，据此翰威特公司提出了积极评价、渴望留任和竭尽所能三维度的敬业度。韬睿公司将敬业度定义为员工意愿和努力帮助组织取得成功的程度，据此公司将员工敬业度分为理性敬业度和感性敬业度两个维度，即建立在工作给自己带来利益前提下的敬业行为和建立在对工作认同和情感归属上的敬业行为。
第二，在学术研究中，国内外学者中，Kahn将敬业度定义为：企业员工自发地控制自己，以将自己与工作角色结合在一起，也就是将自己置于一种“角色内状态”，并且他还将敬业度分为三个维度：行为敬业度、认知敬业度和情感敬业度；Maslach等学者则从工作倦怠的对立角度出发将敬业度定义为对工作积极的一面，他认为敬业度和工作倦怠分别为一个三维连续体的两极，敬业度的精力、投入和职业效能感三个维度分别对应着工作倦怠的情绪枯竭、犬儒主义和效能感低落三个维度。相对于工作倦怠程度高的员工所具有的无能感和耗竭感，敬业度高的员工通常精力充沛，不同于在工作和组织中处于疏离状态的员工，他们在工作中具有较高的自我效能感，能在组织中建立良好的人际关系，并能有效进入工作状态；Schaufeli等人与Maslach有相同的观点，认为敬业度是工作倦怠的对立面，而他们认为敬业度包含活力敬业度、奉献敬业度和投入敬业度三个维度。
综上，本文所使用的敬业度概念为：企业中员工在工作角色中自我表达和自我投入的程度，以及员工在行为、认知和情感三个维度上对工作、组织的认同程度。
（一）不同性别的国有石油企业员工敬业度的差异分析
对不同性别的国有石油企业员工的工作敬业度和组织敬业度两个维度以及整体员工敬业度的得分平均数进行F检验和t检验，所得结果如表1所示。
（二）不同婚姻状况的国有石油企业员工敬I度的差异分析
对不同婚姻状况的国有石油企业员工的工作敬业度和组织敬业度两个维度以及整体员工敬业度的得分平均数进行F检验和t检验，所得结果如表2所示。
（三）不同年龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析
本文将国有石油企业的员工划分为四个年龄段，采用单因素方差分析方法分析不同年龄段的国有石油企业员工在敬业度各子纬度上的得分。如表3所示。
（四）不同学历的国有石油企业员工敬业度的差异分析
采用单因素方差分析方法分析不同年龄段的国有石油企业员工在敬业度各子纬度上的得分，如表4所示。
（五）不同工龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析
不同工龄的国有石油企业员工敬业度的差异分析（如表5）。
三、国有石油企业员工敬业度在人口统计学变量上的差异
在以上人口统计学变量中，只有员工婚姻状况对国有石油企业员工的敬业度有较大影响，而石油企业员工敬业度在不同性别、不同年龄段、不同学历、不同工龄上均无显著差异。这与已有的研究结论有相同之处，但并不完全一致，其原因是受研究对象，国有石油企业这个群体的特殊性的影响。
不同婚姻状况的国有石油企业员工的工作敬业度无明显差异，但在组织敬业度这一维度上以及整体员工敬业度上的差异却很显著；石油企业的已婚员工不论是工作敬业度、组织敬业度还是整体敬业度都高于未婚员工，究其原因，已婚员工其家庭生活相对稳定，亲戚朋友等人际圈子范围也相对固定，对家庭承担责任也更大，他们对于工作稳定性的要求更高，同时已婚员工较未婚员工年龄大，各方面相对成熟，更有自己明确的目标和认识，工作积累和经验都相对较好，对企业更有归属和认同感。
（李季单位为兰州工业学院经济管理学院；高海燕单位为中石油西北化工销售公司）
[作者简介：李季（1983―），男，辽宁开原人，博士，工程师，研究方向：企业管理及人力资源管理。]
参考文献
[1]HeaneyCA，IsraelBA，HouseJS.Chronicjobinsecurityamongautomobileworkers：effectsonjobsatisfactionandhealth[J].SocialScienee&Medicine，1994.
[2]DavyJA，KinickiAJ，ScheckCL.Atestofjobseccurity，sdirectandmediatedeffectsonwithdrawalcognitions[J].JournaloforganizationalBehavior，1997.
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
美国从人口统计学、医药学、心理学等角度来分析网络暴力游戏与玩家攻击的关系，为进一步研究网络暴力游戏提供基础。20世纪60年代格伯纳对美国社会的暴力和犯罪问题研究发现，电视暴力内容对青少年犯罪具有“诱发效果”，并且发现暴力内容增大了人们对于现实社会环境的危险程度的判断。多尼克与格林伯美研究儿童对暴力的态度，发现小学生在接触电视暴力节目后，其对暴力行为的赞同程度显著提高，遇到困扰的情况时也较容易采取暴力手段来解决。国内也有这方面的研究但不多，陈美芬等通过实验考察了网络暴力游戏对内隐攻击性的影响；郑宏明等分析暴力电子游戏对攻击行为影响的心理机制和特点。国内外研究发现暴力内容对青少年暴力认知有影响，但网络暴力游戏对青少年暴力行为是否有影响尚有深入研究的空间，而网络暴力游戏对社会的发展所造成的危害又迫切需要这种研究。
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
[中图分类号]F59
[文献标识码]A
1引言
自20世纪80年代开始，现代乡村旅游经过20多年的发展已初具规模，并成为支撑我国旅游业发展的一支重要力量。乡村旅游发展迅速，但也暴露出众多问题，其中，品牌营销观念落后已经成为我国乡村旅游进一步发展的严重桎梏。目前，多数地区的乡村旅游活动停留在吃农家饭、住农家房、赏花摘果等满足游客物质欲望的层面，甚至出现了乡村旅游等同于饮食游的倾向，造成乡村旅游地品牌定位趋同化严重。
在游客心中建立恰当的地理品牌个性，可有效地对旅游目的地进行差异化和市场定位。乡村性一直被认为是乡村旅游推销的整体核心和独特卖点，但从长远看，只有将市场对乡村性的诉求和认可凝聚在乡村旅游地品牌上，才能形成鲜明的品牌个性，获得游客忠诚，以实现长足的持续发展。作为品牌对应消费群体情感需求的核心，旅游地品牌个性如何取得游客认同，形成游客忠诚就成为问题的关键。场所依赖是解释“某些地方与人之间似乎存在着一种特殊的依赖关系”这种客观现象的有效理论，对加强旅游地与游客间联系，促进重游等意义重大。因此，本研究尝试以乡村旅游地发展较为成熟的农家乐为研究对象，探索性地以场所依赖为中介变量，探究品牌个性与游客忠诚间的关系，以期明确乡村旅游地品牌个性对游客忠诚的影响机制，为乡村旅游地经营和发展提供借鉴。
2理论基础
2.1品牌
2.2品牌个性
2.3场所依赖
2.4游客忠诚
忠诚是战略营销的一个基本概念，顾客忠诚作为服务业中的一种关键资产受到了业界及学术界的高度重视。顾客忠诚是顾客高度承诺在未来一贯地重复购买所偏好的产品或服务，并因此产生对同一品牌或同一品牌系列产品或服务的重复购买行为，而且不会因为市场态势的变化和竞争性产品营销努力的吸引而采取转移行为。戴(Day)最早指出，忠诚是包含行为和态度的二维构念，该观点得到广泛认同，并对后续研究影响深远。因此，有学者指出，游客忠诚也可以划分为行为和态度两个层面，行为层面指游客参与特定的活动、使用设施以及接受服务的次数，表现为游客多次参与的一致性；态度层面则主要是游客在情感上的偏好。游客明显偏好参与特定游憩活动的坚持行为即是游客忠诚。然而，在游客忠诚的具体测度上应该注意的是，与针对有形产品的忠诚不同，在服务业领域的顾客忠诚除了重复购买积极性以外，更多的表现为情感依赖、首选偏好倾向和未来选择倾向。此外，对旅游目的地的首要选择也是游客忠诚的关键方面。
3研究设计
3.1研究区域
本研究结合实际研究目的需要，以乡村旅游地发展较为成熟的农家乐为研究对象，具体而言，以西安市长安区为研究区域。该区地处关中平原中部，与西安市区在东、南、西三面相邻，距市中心仅8.7千米，区域总面积为1583平方千米。
长安区位于秦岭北麓，是市区的水源供给地和生态屏障，以西安“后花园”著称。早在汉高祖五年(公元前202年)该区置县，至今已有2200多年，可谓历史悠久。2002年撤县设区，长安区成为西安城市新区，现区内共有10个乡镇，总人口达到92.57万人。长安区内有6处全国重点文物保护单位、7处省级重点文物保护单位，而区(县)级重点文物保护单位更多达20处。
近些年，长安区充分发挥其区内的自然生态资源和著名历史遗迹众多的优势，将旅游业作为区域经济发展的支柱产业来培育，并已取得初步成效。该区2009年接待中外游客364万人次，旅游业创收2亿元。农家乐项目在该区内得到规模化发展，其中，上王村、祥峪沟村和黄峪寺村等最具特色。
3.2问卷设计
3.3数据获取和分析方法
3.4获取样本说明
受调查者的性别比例基本持平(男性53％，女性47％)；以汉族为主(98％)；大专及本科学历的受调查者居多，占总量的66％；来自西安及周边县市地区的游客是该区农家乐乡村旅游的客源主体，占总量的93.6％；从年龄结构上看，70.9％的受调查者为26岁以上、有工作且收入固定的群体；家庭结构以夫妻二人或有小孩的群体为主，占总量的52.3％，而单身者所占比例最低，仅为11.5％(见表1)。
4研究结果与分析
4.1研究问卷质量分析
4.1.1品牌个性维度量表的信度和效度
信度分析用以测定综合评价体系的一致性、稳定性和可靠性，一般利用克朗巴哈(Cronbach'sα)系数表示。该系数取值在0～1之间，越趋近于1表明数据信度越高。品牌个性维度量表共包含28个测度项目，克朗巴哈(cronbach'sα)系数达0.854，表明该量表整体信度良好。
经两次因子分析，剔除因子载荷低于0.5的测度项目，得到乡村旅游地品牌个性6维度，最终问卷项目为22个，整体α系数提高至0.901，KMO值上升到0.906，实惠、喜悦、闲适、交互、健康和逃逸各维度α系数分别为0.809、0.799、0.787、0.631、0.690和0.575。上述结果表明，品牌个性维度量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和稳定性。
4.1.2场所依赖量表的信度和效度
从理论上讲，对一个理论建构合理性的验证，采用验证性因素分析比采用探索性因素分析更为合理。场所依赖基本由场所依靠和场所认同两个基本维度构成，得到众多实证研究的支持。本研究量表包括10个项目，场所认同和场所依靠两个基本维度，采用Amos17.0对其进行验证性因子分析，得到拟合指数如下，绝对拟合度：X2=128.755，X2／df=3.787，GFI=0.947，RMSEA=0.079；增量拟合度：AGFI=0.914，NFI=0.927，CFI=0.945，NNFI=0.927，IFI=0.945；简要拟合度：RMR=0.039，PNFI=0.700，PGFI=0.585。各项指数均满足标准，说明模型与数据拟合较好。
信度分析结果表明，场所依赖量表整体α系数为0.899，场所依靠维度α系数为0.823，场所认同维度α系数为0.789，这表明该量表总体信度水平良好，两个构成维度的信度水平处于可接受范围内。
上述结果表明，场所依赖量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和稳定性。
4.1.3游客忠诚量表的信度和效度
采用Amos17.0验证性因子分析与对包含4个观测项目的游客忠诚量表进行验证。结果显示，绝对拟合度：X2=2.081，X2／df=1.040，GFI=0.998，RMSEA=0.009；增量拟合度：AGFI=0.989，NFI=0.995，CFI=1.000，NNFI=1.000，IFI=1.000；简要拟合度：RMR=0.012，PNFI=0.332，PGFI=0.200。各项指数均达到标准，说明模型与数据拟合很好。
信度分析结果表明，游客忠诚量表整体α系数为0.788，这表明该量表数据的总体置信水平较好。
上述结果表明，游客忠诚量表的信度和效度良好，具有很好的可靠性和稳定性。
4.2乡村旅游地品牌个性维度
利用SPSS17.0对品牌个性维度量表所收集的数据进行探索性因子分析，以因子载荷0.5以上作为新因子选取标准，经过两次分析剔除因子载荷不及0.5的6个项目，最终得到乡村旅游地品牌个性6个维度：实惠、喜悦、闲适、交互、健康和逃逸。各维度特征根值分别为8.395、2.300、1.576、1.444、1.250和1.082，方差解释率分别为28.914％、9.650％、6.919％、5.799％、4.463％和5.384％，累计方差解释率达61.381％。各维度α系数及整体α系数和KMO值如上文4.1.1中所述。
4.3乡村旅游地品牌个性、场所依赖和游客忠诚的关系
4.3.1描述性统计与初步分析
4.3.2乡村旅游地品牌个性对场所依赖及游客忠诚的预测作用
调查数据涉及性别、民族、年龄、受教育程度、客源地、年收入和家庭结构等7个人口统计学变量，为便于模型解释，将它们作为连续变量进行分析。在控制以上人口统计学变量影响的基础上，以6个品牌个性维度为自变量，分别以场所依赖的两个维度场所依靠和场所认同以及游客忠诚为因变量，利用强迫进入的解释变量筛选策略，进行分层回归分析，结果见表2。
在控制了到访游客人口统计学变量的情况下，6个品牌个性维度可解释场所依靠40.1％的变异量，可解释场所认同40.3％的变异量。如表2所示，品牌个性对场所依靠和场所认同的影响情况基本一致：交互维度对二者的影响力均未达到显著；实惠、喜悦、闲适、健康和逃逸5个维度具有预测力，并且对场所依靠和场所认同均存在显著的正向预测作用。这说明，越倾向于认同这5个品牌个性维度的游客，越容易对乡村旅游地产生场所依靠和场所认同。民族、受教育程度和客源地在品牌个性变量引入回归模型后预测力下降或不再显著，说明它们对因变量的影响缺乏稳定性，而其他人口统计学变量对场所依靠和场所认同的预测力不显著。
在控制了到访游客人口统计学变量的情况下，品牌个性6个维度可解释游客忠诚26.4％的变异量。由表2可知，仅有实惠和闲适两个自变量具有预测力，并且对游客忠诚存在显著的正向预测作用(β=0.334,p=0.000；β=0.133，p=0.017)。这表明，越倾向于认同乡村旅游地品牌个性中的实惠和闲适两维度的游客，其忠诚度往往会越高。各人口统计学变量缺乏对游客忠诚的预测力，说明性别、民族、年龄、受教育程度、客源地、年收入和家庭结构因素对游客忠诚无显著影响。
4.3.3场所依赖在品牌个性与游客忠诚关系间的中介效应检验
为了进一步考察乡村旅游地品牌个性对游客忠诚的影响机制，即品牌个性是直接影响还是通过场所依赖间接影响游客忠诚，本研究根据温忠麟等人提出的检验中介效应的方法，采用回归分析和Sobel单侧检验，考察场所依赖(包括场所依靠和场所认同)的中介效应。由于在乡村旅游地品牌个性中仅有实惠和闲适对游客忠诚有预测作用，所以只考察场所依靠和场所认同在实惠与游客忠诚及闲适与游客忠诚关系间的中介效应。以人口统计学变量作为控制变量，采用强迫进入的解释变量筛选策略，进行三步回归分析。首先，以品牌个性实惠和闲适为自变量，以游客忠诚为因变量，求回归系数c；其次，仍以实惠和闲适为自变量，分别以场所依赖中的场所依靠和场所认同为因变量，求回归系数α；最后，以实惠、闲适以及场所依靠和场所认同为自变量，以游客忠诚为因变量，求回归系数6和c＇。具体结果见表3。
表3显示，在第1步回归模型中，在控制了性别、民族、年龄等人口统计学变量影响的条件下，实惠和闲适对游客忠诚具有显著的正向预测作用，标准化回归系数β分别为0.395(p
在第1步回归模型的基础上，引入中介变量场所依靠和场所认同进行第3步回归分析，结果显示，场所依赖对游客忠诚的预测作用(回归系数b)，仅场所认同显著(卢=0.472，p0.05)，需做Sobel单侧检验。根据麦金农等人(MacKinnon，etal.)对Sobel统计量使用的临界值进行检验，结果显示，Z实惠=1.83，p
依据以上分析，可以得出中介效应的路径图(图1)。
表4展示的是乡村旅游地品牌个性中实惠和闲适两维度在不同中介路径下的中介效应、总效应以及中介效应的相对大小(以中介效应和总效应之比来衡量)。可以看出，场所认同在实惠与游客忠诚关系间的中介作用以及它在闲适与游客忠诚关系间的中介作用都相对较大，而场所依靠在实惠与游客忠诚及闲适与游客忠诚关系间的中介作用相对较小。
5分析和讨论
5.1品牌个性对场所依赖及游客忠诚的作用
并非品牌个性的所有维度对场所依赖和游客忠诚都具有显著影响，依照影响程度和影响方式的不同，可以将其分为3类：第1类为实惠和闲适维度，它们对场所依赖和游客忠诚都有显著的正向预测作用，实惠对两者的影响均最为强劲，而闲适对游客忠诚的影响程度强于对场所依赖的影响；第2类包括喜悦、健康和逃逸，它们仅对场所依赖影响显著；第3类为交互维度，该维度对场所依赖和游客忠诚均未能形成显著性影响。
5.2场所依赖的中介效应
本研究表明，在控制人口统计学特征变量影响的条件下，场所依赖对乡村旅游地品牌个性与游客忠诚关系间的中介效应大小及中介作用途径不同。具体而言：(1)对于品牌个性中实惠维度突出的乡村旅游地来说，一方面，实惠的品牌个性对游客忠诚存在直接的正效应(β=0.139，p
5.3中介效应相对大小
一、引言
国家竞争优势来自于产业，而有国际竞争力的产业则通常以各种形式的本地化产业集群的形式存在(Porter,1990)。克鲁格曼（1991）指出，由于历史与偶然因素，某公司在某地干起，在这个地方便产生了对劳动力有巨大吸引力的就业机会、发展机会和较高劳动力要素报酬，而随后由于路径依赖和累积因果效应，劳动市场共享造成了企业和人才的集聚。波特(1990)还运用案例分析方法，研究了意大利萨索洛地区瓷砖产业集群的形成与繁荣吸引了大批瓷砖专业人员前往工作，形成人才集聚。
二、指标体系与量表设计
产业集群人才吸引力是将各类人才吸引到集群内工作的能力。Highhouse等（2003）认为，最直接的组织人才吸引力测量应针对真正申请职位并最终选择它的人。本研究将产业集群视为中间组织，以其内部工作人才为实地调研对象。
产业集群人才吸引力的测量，借鉴Highhouse等（2003）用三个项目衡量组织吸引力感知的方法，设计三个题项：“你的工作集群/非集群是否具有很强的人才吸引力”，“大量的人才都被吸引到这里来工作”和“在这里工作的人才都不愿离开”。采用5等级量表，1表示强烈反对，5表示强烈同意。量表的内部一致性达到0.91。
Manuel(2001)最早提出纵向结构观点，认为产业集群竞争力是其内部企业、集群和国家三个层次竞争力的综合；而Meyer-Stamer(2003)将产业集群竞争力扩展为微观、中观、宏观和兆观四个层次。本研究依纵向结构思想，认为产业集群的人才吸引力具有一定的层次性特征，是宏观(区域)、中观（产业集群）、微观（企业和工作）多个层次吸引力共同作用的结果，设计出四层次十二个变量的产业集群人才吸引力测量指标体系，然后针对每个指标利用利克特5级量表设计出一到三个题项，克朗巴哈α系数测度各因子变量的内在信度，均大于0.6。
三、实证研究
1.试调查与问卷修正
2.回归分析
Predictors:(Constant),livingenvironment,title,whetheralocal,gender,workexperience,corporationreputation,education,occupation,jobattribute,clusteratmosphere,policyenvironment,paylevel,corporationculture,economicenvironment,age,clustercapability,cultureenvironment,corporationcapability,management
3.方差分析
aKruskalWallisTest;bGroupingVariable:集群
四、研究结论
本文建立了具有区域、产业集群、企业和工作四个层次的产业集群人才吸引力内部评价指标体系，并对佛山地区产业集群进行实地调研，统计分析后得出以下结论：
1.依纵向结构思想，产业集群人才吸引力的确是区域、产业、企业、工作等多层次多种因素综合作用的结果，但是各层次都存在多种因素对人才吸引力发挥着作用，这些因素之间还存在各种联系，因此产业集群人才吸引力的作用机制比较复杂。
2.区域环境发挥了重要作用吸引人才，使产业集群和非集群共享相同的利益。地方政府要改善环境，以维护内部人才和引进外部人才。特别是在人员的决策者不仅要消除障碍阻止人才流入，并加大引进人才，而且还必须把重点放在利用现有的人才，支持人才成长和创造合适的环境，以促进人员发展。
参考文献：
[1]Highhouse,S.,Lievens,F.,Sinar,E.F.,MeasuringAttractiontoOrganizations[J].EducationalandPsychologicalMeasurement.2003,63,986-1001
[2]Meyer-Stamer,J.UnderstandingoftheDeterminantsofVibrantBusinessDevelopment:TheSystemicCompetitivenessPerspective.WorkingPaper,2003.省略
[3]迈克尔波特:国家竞争优势[M].北京:华夏出版社,2002
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
[2]彭贺.反生产行为理论研究综述[J].管理学报，2010，（6）.
调查采用分层随机抽样的方法，对广州市美术中学在校高中生共500人进行问卷调查。被试填完问卷后当场收回，共收回问卷489份，回收率97.8%。随后进一步对回收问卷进行筛选，删除无效的问卷，共得到465份有效问卷，有效率为95.09%。被试基本情况如表1：
2.工具
我国学者张淑华等人（2010）将Stumpf等人编制的职业探索问卷大学生版进行修订为职业生涯探索问卷中学生版（CES中学生版）。该问卷共有63道题目，均采用五级计分，得分越高表示中学生职业探索的水平越高。
3.统计方法
本研究主要采用的统计分析的方法主要有描述性统计、方差分析等。采用统计软件SPSS18.0进行数据的分析与处理。
4.研究结果
4.1美术类高中生生涯探索的基本特点。
本调查问卷共有63道题目，均采用五级计分，“一般”计为3分。得分越高表示中学生职业探索的水平越高。对被试在职业生涯探索问卷的总均分及其各层面各维度的得分进行描述性统计分析。结果如表2：
从表中可以看出，本校学生职业生涯规划的探索总均分低于“一般”所对应的分数。说明本校学生对职业的探索低于一般水平。分别从三个层面来分析，行为层面得分最低，得分为2.317分，低于“一般”所对应的分数。其次是认知层面，得分为2.917分，接近一般水平。最高的是情感层面，得分为3.176分。具体来讲，行为层面中除了自我探索和环境探索的维度超过一般水平外，其他维度得分都偏低。情感层面中，我校学生所面临的决策压力和对信息的满意度超过一般水平，探索的压力低于一般水平。认知层面中，对理想职位重要性的认识维度得分最高，得分为3.719分，除此之外，获取信息的方法和外部探索手段的认识超过了一般水平。对职业探索结果的确定和就业前景的认识相对来说得分较低，低于一般水平。
4.2美术类高中生职业生涯探索的人口统计学变量分析。
根据被试的性别、年级、以及是否接受过职业生涯咨询或辅导等人口统计学变量进行统计分析。其中对于性别、年级、是否接受过职业生涯咨询或辅导进行独立样本t检验。对年级等进行方差分析，各变量的统计结果如下：
4.2.1不同性别的美术类高中生职业生涯探索的差异比较。
我们对不同性别的美术类高中生在职业生涯探索及各层面各维度的得分进行独立样本t检验，结果表明，不同性别的学生在职业生涯探索的总水平上不存在显著差异。但在认知层面上，男女生职业生涯规划探索的差异显著，男生得分显著高于女生。具体来讲，在职业探索结果的确定性，外部探索的手段方面，男生的得分显著高于女生，性别差异显著。在就业前景、获取信息的方法、对理想职位重要性的认识这些维度上，男生和女生的性别差异不显著。在行为层面和情感层面上，男女生不存在显著差异。
4.2.3不同年级的美术类高中生在职业生涯探索上的差异比较。
对不同年级的美术类高中生在职业生涯探索上的得分进行单因素的方差分析，结果表明，不同年级的高中生在职业生涯探索的总水平、行动层面以及在就业前景和获取信息的方法维度上存在显著差异，经过多重比较发现，高三学生在职业生涯探索的总水平，行动层面以及在就业前景和获取信息的方法维度上显著高于高一学生。从平均分来看，在高中职业生涯探索的总水平和行为层面、自我探索、对拥有信息的满意度、就业前景、对理想职位重要性的认识、获取信息的方法等维度上，高一、高二、高三学生的得分是逐步提高的。具体数据如表4所示：
在本次调查的基础上，课题负责人多次组织课题研究推进会，结合课题研究的实际情况，课题组最终有针对性地提出以下研究途径来进行课题研究。
实践上，以班会课为阵地，设置生涯规划辅导课程。不同的年级有不同的职业生涯规划指导的目标和内容。课程以学生为主体，以活动为中心，课程宗旨不在于向学生传授有关职业生涯规划的知识，而是通过给学生提供模拟情境或让学生真实参与实践活动，在情境和活动中认识自我，了解自己的优势与劣势，并对自己想要从事的职业有所了解，对比差距，确定努力的方向，规划好自己的高中生活。我们还可以针对个别同学，进行个别的职业生涯规划咨询与指导。
方法上，突破以往职业生涯规划指导仅仅停留在学校个别层面的局面，实施引进来和走出去相结合的策略，广泛利用家庭和社区的积极资源，建构出职业生涯规划指导的“学校―家庭―社区”三位一体的模式，来实现对高中生职业生涯规划引导途径上的创新。通过“寻找校友足迹”等专题活动，引导学生进行职业生涯规划，激发学习的兴趣和斗志。
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
1研究述评
2指标体系构建
3研究方法与数据采集
因子分析法是分析因子内部依存关系的统计分析法［22］．针对旅游者的感知，影响因素众多，因子分析法能够在众多因素中提炼主要因素，简化问题．因此，文中采用因子分析法中的主成分分析方法，探究民族文化旅游演艺产品游客感知的主要影响因素．与此同时，研究还采用统计学分析方法t检验和单因子变异系数分析，针对不同类型的旅游者的特征与游客感知评价因子进行差异化分析，探究不同类型旅游者民族文化旅游演艺产品游客感知的主要因素．由于涉及到民族文化旅游演艺产品游客感知的所有评价指标均为软指标，因此，关于民族文化旅游演艺产品游客感知研究必须进行实地调研，在调研基础之上设计评价指标体系，采用统计学问卷调查方法对评价指标进行赋值．2011年9月30日—10月5日，以“印象刘三姐”实景演出为样本，开展实地调查和问卷调查．发放问卷400份，其中有效问卷占91％．
4研究结果
4．1游客感知影响因素
使用SPSS15．0统计软件，对问卷调查数据进行主成分分析，测度量表信度的Cronbachα系数，表明问卷调查数据可靠性高，KMO统计量、巴特勒球形检验值均适合采用因子分析方法（表2）．对24项描述项进行共同度检验，剔除共同度小于0．4的描述项．然后，进行方差最大化旋转，公因子提取按照特征值大于1提取的原则，共提取出5个公因子，累计解释方差为61．784％，公因子分别命名为“魅力性”、“知识性”、“传统性”、“娱乐性”和“真实性”．
4．2不同人口统计学特征游客偏好
5游客感知分析
6讨论与展望
6．1讨论
国内学者在民族文化旅游研究方面，更多地采用田野调查的研究方法，研究结论的主观色彩较为明显．同时，研究方法多以定性描述为主，较少采用数理分析方法，对民族文化旅游产品开发、营销推广、经营管理等研究缺乏直观性和说服力．文中从游客感知的视角，分析民族文化旅游演艺产品的主要影响因素，并借助“印象刘三姐”实景演出案例构建民族文化旅游演艺产品游客感知评价体系，并将主成分分析、单因子变异系数分析和Sheffe事后差异性检验分析方法运用于民族文化旅游游客感知方面的研究，为今后民族文化旅游产品游客感知评价体系和产品开发提供了思路．
6．2展望
1）通过“印象刘三姐”实景演出创意旅游产品的调查研究，发现民族文化旅游产品开发应当注重创意开发．民族文化旅游资源的内容丰富，开发、拓展的空间广阔，深入挖掘民族文化旅游资源的文化内涵，在展现民族传统文化真实性的同时加入一些现代元素，将是民族文化旅游创意开发的发展方向．2）通过“印象刘三姐”实景演出创意旅游产品的游客感知调查进一步明确，民族文化旅游产品的策划、设计的终极目标就是最大限度满足游客的旅游需求．民族文化旅游产品开发要在保护民族传统文化的前提条件下，把握旅游市场需求．要深入了解不同性别、不同收入、不同年龄、不同学历、不同职业游客的旅游消费偏好，在准确定位游客群的情况下确定民族文化旅游产品开发方向．3）民族文化旅游产品开发要把握好民族文化的真实性和传统性．任何脱离实际的文化创意旅游产品都是缺乏生命力的，只有那些深深植根于少数民族群众真实生活环境的民族文化创意旅游产品才会闪烁出夺目的光彩．因此，民族文化旅游产品的开发一定要接地气，不能凭空设想，真实性和传统性是民族文化旅游产品开发永恒不变的主题，也是民族文化旅游产品创意开发的基础．
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抑郁症作为一种病因不明的慢性疾病，主要表现为持续的心境低落或兴趣减退，具有行为动力不足、精神运动性迟缓或激越、认知功能障碍、过分自责、食欲或睡眠异常等症状，常伴有冲动行为。[1]
巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）自评量表用来评估个体的冲动性人格特征的情况。而目前的研究中此量表只有中学生[2]及大三学生[3]人群的信效度分析。因此，将巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）用于筛查抑郁症患者的重要行为特征――冲动性，评价在抑郁症患者中应用的适用性，以提高抑郁症患者冲动行为的可预测性有着重要的临床意义。
1.研究对象与方法
1.1研究对象
纳入标准：①年龄15-60岁；②符合美国精神障碍诊断与统计手册第四版（DSM-Ⅳ）抑郁障碍的诊断标准；③首次发病未用药，或停药半月以上；④汉密尔顿抑郁量表（24项，HAMD评分≥8分）；⑤知情同意。
排除标准：①器质性精神障碍；②精神发育迟滞；③酒精或药物所致精神障碍；④目前患有严重躯体疾病。
1.2研究方法
1.3研究工具
1.3.1巴瑞特冲动量表中文版（BIS-11）[6]
本研究所用的BarrattImpulsivenessScale（BIS-11）中文版问卷由北京心理危机研究与干预中心翻译修订。用来评估个体的冲动性人格特征的情况。包含30个条目，计划分量表、行动分量表和认知分量表3个分量表。计划和认知分量表的条目均为反相条目。验证性因素分析发现BIS-ll具有较好的信度和效度，符合心理测量学的要求，可以在我国用于冲动性的研究[7]。
1.3.2汉密尔顿抑郁量表（HAMD）[8]
由Hamilton于1960年编制，是临床上评定抑郁状态应用最为普遍的量表，共24项，采用0―4分的5级评分法。包括7个因子，即焦虑/躯体化因子、体重因子、认识障碍因子、日夜变化因子、阻滞因子、睡眠障碍因子、绝望感因子。
1.3.3一般人口学资料及病史情况
2.结果
2.1被试人口统计学资料
本研究共收集病例资料352例，删除胡乱作答、漏答的问卷，实际回收有效问卷334例，有效回收率为94.9%。被试人口统计学特征显示性别上女性被试多于男性被试。被试年龄主要集中在20-40岁，符合抑郁障碍发病率在年龄上的分布。被试的学历主要集中在初高中文化，本科次之；职业以学生为主，符合抑郁障碍多发于文化层次高群体的状况。从被试的婚姻状态来看，已婚多于未婚。总体上，被试特征的分布于抑郁障碍发病的特征相一致，因此具有一定的群体代表性。
2.2BIS-11信效度分析[9]
2.2.1BIS-11内部一致性信度
2.2.2BIS-11分半信度
分半信度测量的是两半项目间的一致性，用分半信度系数来反映量表的分半信度。首先将量表内反向计分条目作逆向处理，以保证各题项得分方向的一致性，而后依次按公式R=2Rh/（1+Rh）计算，BIS-11分半信度为0.816，具有较好的分半信度。
2.2.3BIS-11结构效度
因量表中包含有多个无法直接准确测量的变量（潜变量），而结构方程模型具有同时分析多个外生潜变量和内生潜变量的优势，因此采用结构方程模型中的验证性因子分析方法对量表的结构效度进行分析。结构方程模型既可分析问卷中各条目与维度的从属关系是否正确，也可分析各条目对其从属维度的贡献程度[10]。
根据量表已有结构对其进行验证性因子分析，量表各题目作为显变量，量表各维度作为潜变量。根据结构方程模型原理构建模型，使用LISREL8.7进行模型拟合分析，结果见表1，图1：
由表1可知，量表的各项拟合指标达理想标准，其结构模型符合理论构想。由图1可知，个条目的因子载荷均大于0.5，认为模型尚可接受。
3.讨论
冲动性的测量工具是量表，其性能（信度、效度）直接影响筛查情况，BIS用于评价不同人群的冲动性时，其性能有可能发生变化。因此，将一个量表用于一个特定人群的测量时，对其在该人群中信度和效度的验证评价具有重要的作用[11]。
3.1BIS-11信度评价
信度即可靠性或精确度，指根据测验工具所得到的结果的一致性或稳定性[12]。信度分析可以为效度评估提供基础。量表的信度分析常采用基于真分数理论的内部一致性α系数[13]、分半信度来进行评价。
一般认为Cronbachα系数在0.7之上表示信度较好，在0.8之上表示内部一致性信度很好，分半信度系数>0.7表示分半信度非常好。表明BIS-11信度较高，能够稳定可靠地评价抑郁症患者的冲动性。
3.2BIS-11效度评价
效度即准确度，指一个测验或量表实际能测出其所要测的心理特质的程度。利用结构方程模型对BIS-11的结构效度进行验证性因子分析。一般认为，各条目标准化负荷系数>0.5时，对量表贡献度较高。模型拟合指标RMSEA0.90、CFI>0.90时，模型拟合结果较好[14]。结果显示，除第6、12题的因子载荷为0.32、0.42，分量表的贡献过低；其余题目的因子载荷均在0.5以上。表明该量表的理论假设合理，各分量表都得到了较好的专业解释。可以认为BIS-11具有良好的结构效度。
4.结论
巴瑞特冲动量表中文版具有较好的信度和效度，可较好的评价抑郁症患者的冲动性。
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