人口統計學變量分析精選(九篇)
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第1篇：人口統計學變量分析范文
關鍵詞：離散選擇模型；Logit模型；手機；品牌選擇
中圖分類號：F25文獻標識碼：A文章編號：1672-3198（2008）01-055-02
1 模型的選取
離散選擇模型的研究真正興起于19世紀50年代末，屬于微觀計量經濟學的范疇。離散選擇模型（discrete choice models），也被稱為品質反應模型（qualitative response models），是由表示選擇項集合在連續變量和離散變量之間存在的差異而引起的。通常而言，離散選擇的主要模型有如下四種：Logit模型、GEV模型、probit模型、Mixed logit模型。本論文的研究采用Logit模型為工具。
2 數據收集與描述性統計分析
本論文的數據來源為國內某公司2006年對我國全國城市家庭的調查數據。本次調查共收集有效問卷998份，選取的變量有：(1)品牌；(2)受訪者性別；(3)受訪者年齡；(4)受訪者教育程度；(5)受訪者個人月收入。
其中，男性受訪者為537人（53.81%），女性受訪者為461人（46.19%）；受訪者年齡小于29歲的有355人（35.57%），受訪者年齡在30－39歲之間的有275（27.56%），受訪者年齡大于40歲的有368人（36.87%）；受訪者受教育程度為小學/初中/技校的有220人（22.04%），受教育程度為高中、中專的有312人（31.26%），受訪者教育程度為大專及以上的有466人（46.69%）；受訪者月收入在1000元以下的有317人（31.7%），1000-2000元的有363人(36.37%)，2000－3000元的有159人（15.93%），3000元以上的有159人（15.93%）。
3 數據分析
將手機品牌作為因變量，其他變量作為自變量，把整理出的998份樣本輸入SPSS軟件進行多分變量Logit回歸分析。SPSS軟件通過運算可得出常數項b(b0,b1,b2,K) 的值，代入Logit模型，即得到不同人口統計因素對手機品牌選擇的概率。
3.1 單人口統計因素對手機品牌選擇的影響
(1)性別。將變量brand（品牌，0：其他，1：諾基亞，2：三星，3：摩托羅拉）作為因變量，由于樣本量中“諾基亞”、“三星”和“摩托羅拉”三種品牌在調查到的二十多個品牌中所占比重超過60%，所以筆者僅研究這三種品牌，將變量值為“其他”的作為缺損值，不進行分析。由于變量sex（性別，1：男，2：女）屬于分類變量，因此作為因素變量進行分析。
SPSS軟件進行最終方程的有效性檢驗得出的Sig值為0.033，小于0.05，因此方程有效；利用似然比統計量檢測每一個變量對方程的影響，sex變量的Sig值也為0.033，小于0.05，說明變量性別對方程具有重要影響。
參數估計統計量如表4所示。
由于男性sex值為1，女性sex值為0，因此截距簡化了女性的Logit模型。因為所有的系數為負值并且有顯著意義，所以可以看出，女性選擇諾基亞和三星的可能性都要比男性大。分析表4可以發現以下現象：對于諾基亞，男性與女性消費者的差異不顯著，其Wald的Sig值大于0.05；對于三星，男性與女性消費者間存在顯著差異，其Wald的Sig值小于0.05。根據分析，不難得出方程組：
P（諾基亞）P（摩托羅拉）=e0.364-0.104(sex)P（三星）P（摩托羅拉）=e0.492-0.502(sex)
P（諾基亞）+P（三星）P（摩托羅拉）=1
（2）年齡。由于受訪者的年齡在統計時被記錄為年齡段區間，因此變量年齡（年齡，1：≤29，2：30-39，3：≥40）屬于分類變量，作為因素變量進行分析。表4.10為不同年齡段區間消費者選擇三種品牌手機的人數。
最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統計量檢測得出的Sig值也小于0.05，說明變量age對方程具有重要影響（參數估計統計量從略）。
（3）教育程度。同樣，受訪者的教育程度（1：小學/初中/技校，2：高中/中專，3：大專/大學/研究生）屬于分類變量，所以作為因素變量進行分析。表4.13為不同教育程度消費者選擇三種品牌手機的人數。最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比統計量檢測得出的Sig值也小于0.05，說明變量受教育程度對方程具有重要影響。（參數估計統計量從略）。
（4）個人月收入。將受訪者的個人月收入作為因素變量分析其對消費者手機品牌選擇產生的影響時，發現最終方程的有效性檢驗得出的Sig值大于0.05，因此方程無效。可以得出結論，收入因素對消費者手機品牌選擇產生的影響不大，不同收入水平的消費者在選擇手機品牌時存在的差異不大。
3.2 多人口統計因素對手機品牌選擇的影響
以上分析的結果顯示出個人月收入對手機品牌選擇的影響不顯著，因此在進行多因素分析時，將不再把收入因素考慮進去。本研究分別考慮：（1）性別與年齡；（2）性別與教育程度；（3）年齡與教育程度三種情況。假如模型不能夠通過檢驗，則說明這些變量之間可能會有較強的相關性，不適宜放到一起來考慮。
（1）性別與年齡。將性別變量sex和年齡變量age作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗和似然比統計量檢測得出的Sig值均小于0.05，說明方程有效，且變量sex和變量age對方程具有重要影響。其參數根據統計量介于篇幅所限，此處從略。表6為同時考慮性別和年齡兩個人口統計學變量的消費者選擇三種品牌手機的概率。（2）性別與教育程度。將性別變量sex和教育程度變量degree作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗和似然比統計量檢測得出的Sig值均小于0.05，說明方程有效，且變量sex和變量degree對方程具有重要影響。其參數估計統計量略。
（3）年齡與教育程度。將年齡變量age和教育程度變量degree作為因素變量同時加入模型中。最終方程的有效性檢驗得出的Sig值小于0.001，因此方程有效。年齡變量的似然比統計量檢測得出的Sig值為0.001，說明變量age對方程具有重要影響；教育程度變量的似然比統計量檢測得出的Sig值為0.098，變量degree對方程也有影響。其參數估計統計量從略。
3.3 多人口統計因素對手機品牌選擇的綜合影響
本論文利用性別、年齡、教育程度和個人月收入四個人口統計因素分析消費者的手機品牌選擇行為。通過分析已得知個人月收入對消費者的手機品牌選擇行為影響不大，故在進行綜合分析時，僅考慮性別、年齡、教育程度三個變量。
利用SPSS軟件進行最終方程的有效性檢驗得出的Sig值為0.000，因此方程有效；利用似然比統計量檢測每一個變量對方程的影響，sex變量的Sig值為0.029，age變量的Sig值為0.000，degree變量的Sig值為0.089，說明變量sex、變量age、變量degree對方程均具有影響。其參數估計統計量見表6。
分析表6可以發現以下現象：30至39歲的與40歲以上（含）的消費者選擇了相同品牌的手機；小學、初中和技校學歷與大專、大學和研究生學歷的消費者選擇了相同品牌的手機，Wald的Sig值全部大于0.05；對于諾基亞，男性與女性消費者存在的差異不大。
根據Logit模型，可以計算出某個消費者對每種品牌手機選擇的可能性。
例如我們可以計算具有高中學歷的24歲男性消費者選擇各品牌手機的可能性。
同理可推出，任何一類人口統計因素組合的消費者對每種品牌手機選擇的可能性。
4 結論
分析研究數據結果10，可以得知：（1）男性消費者選擇諾基亞的概率最大，三星的概率最小；女性消費者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最小。（2）年輕消費者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最小；中年消費者選擇三星的概率最大，諾基亞的概率最小；老年消費者選擇摩托羅拉的概率較大，選擇諾基亞和三星的概率相同。（3）教育程度較低的消費者選擇三星的概率最大，摩托羅拉的概率最小；中等教育程度的消費者選擇摩托羅拉的概率最大，三星的概率最小；教育程度較高的消費者選擇諾基亞的概率最大，摩托羅拉的概率最小。
綜合性別、年齡和教育程度三個人口統計因素來看，選擇諾基亞概率最大的是教育程度較高的男性年輕消費者，概率最小的是中等教育程度的女性中年消費者；選擇三星概率最大的是教育程度較低的女性中年消費者，概率最小的是中等教育程度的男性老年消費者；選擇摩托羅拉概率最大的是中等教育程度的男性老年消費者，概率最小的是教育程度較高的女性年輕消費者。
參考文獻
［1］P.E.Green, F.J.Carmone, D.P.Wachspress. On the Analysis of Qualitative Data in Marketing Research［J］. Journal of Marketing Research, 1977, 14 (2): 52 - 91.
第2篇：人口統計學變量分析范文
一、旅游客源市場結構理論
旅游客源市場按消費者地理區域分布、時間分布及旅游動機類型可劃分為旅游客源市場空間結構、時間結構、旅游類型結構。
美國著名旅游市場學家埃塞爾等人，按旅游者流向將旅游市場分為一級市場（即游客數占目的地接待總人數比例最大，一般達40%～60%的客源市場）、二級市場（即游客人數在目的地接待總人數中占相當比例的客源市場）以及目前來的人數尚少的機會市場（也叫邊緣市場）。旅游客源市場空間分布集中性可用地理集中指數來定量分析，其模型為：
G為客源地的地理集中指數；Xi為第i個客源地的游客數量；T為旅游地游客總量；n為客源地總數。G值越接近100，游客來源越集中，旅游經營越不穩定；G值越小，則客源越分散，客源市場越穩定。
旅游客源市場隨季節的不同而發生變化，因為對某一旅游地來說，不同的季節，其氣候不同，加之存在一些影響客源季節性變化的社會因素（如節假日、傳統習俗等），因而會出現旅游淡、旺季。
此外，旅游客源市場按消費者人口特征還可劃分為年齡結構、性別結構、職業結構、文化層次結構、收入結構等。
為了適應不斷變化的市場環境，在激烈的競爭中獲得生存與發展，各旅游地、旅游企業必須研究旅游客源市場結構，明確自己的客源市場目標，以便對自己的旅游產品進行正確的定位，制定切實可行的客源市場規劃，調整旅游產品經營組合，制定合理的價格政策，并集中人力、物力、財力等，選擇最佳的宣傳促銷渠道，有針對性、有秩序地開拓自己的客源市場，以提高旅游客源市場占有率和旅游經濟效益。
本文擬以全國百強縣之首的江蘇省江陰市為例，在對調查樣本的社會人口統計特征和旅行特征，以及旅游者旅游動機正交旋轉因子分析研究的基礎上，對江陰旅游客源市場進行了較為深入地比較分析。
二、資料來源與研究方法
筆者于2013年6-7月，對江陰旅游者進行了當面問卷調查。發放問卷720份，回收有效問卷494份，有效回收率68.61%。
問卷包括三部分內容：被調查者的人口統計特征及社會屬性、旅游行為特征、旅游動機表述。其中動機表述共21項，要求被訪者用1（非常不同意）～5（非常同意）的等級方法來回復自己對旅游動機的表述，采用SPSS軟件對調查數據進行分析處理。首先，對問卷的第一、二部分數據進行描述性統計分析和交互分析，考察目的地游客的人口社會統計學特征以及不同組別旅游者的決策等行為；然后，采用主成分分析法和其他相關數據分析方法對第三部分的動機進行歸納分析。
三、旅游者的背景特征研究
（一）客源地特征
根據數據分析結果發現：來江陰的游客中本省的占34.4%；江蘇、上海和浙江、安徽所占比例也很大，四地之和達61.6%，這些地區距目的地較近，經濟較為發達，居民旅游意愿較為強烈；其次是福建、河南以及山東等省也占據一定比例，這主要是由于這些地方在江陰做生意或是打工的人較多，這些人利用假期或閑暇時間到江陰旅游資源旅游的緣故。在客源調查中，江陰本地游客所占比例較高，這于江陰所有旅游景點只對本地市民免費開放有一定關系。總的來說，客源的距離衰減原理表現的非常明顯，出游距離較短，中短途的旅游者占絕對多數。
（二）人口統計學特征
如表1所示：在年齡分布上，25―44歲的游客比例最高，這主要由于調查選擇在非節假日期間進行，在旅游景區游玩的大都是本地市民和外地旅游者，45-64歲游客占25.7%，高于全國平均水平，其中很大一部分是單位組織的商務會議或獎勵旅游。15―24歲的比例達18.8%，很多是工廠里打工仔打工妹利用休息時間一起出來游玩。14歲以下的比例最小，僅占0.8%。小孩主要是部分家長帶孩子出來一起親子游。
在文化程度上，由于受調查的游客中江陰本地游客較多，而江陰由于經濟發達，教育重視，所以，江陰本地市民的文化水平普遍較高，同時，江陰由于重視人才的引進和培養，因此在以本地游客居多的旅游者中，高中以上的旅游者占90.5%就不足為奇了。
在月收入水平上，500元以下的占20.4%；500―2000元的中等收入人群居多，占37.8%；2000元以上的高收入也占相當比重，達到22.5%。與之相對應的是出游者的職業構成，企事業管理人員和文教衛生/專業技術人員占到34.2%，其次為學生為16.3%，服務銷售商貿人員11.2%，職業構成與學歷以及收入水平存在顯著的正相關。
四、旅游者決策與動機行為研究
（一）出游方式
江陰游客以散客為主，占46.8%；其次是參加旅行社，占27.6%；再者是單位組織的福利、獎勵旅游占16.3%，最后是因公務、出差、開會順便出游的，為9.2%。其中，散客出游方式，又以家庭和親朋結伴出游為重。總體來說，江陰旅游喜歡結伴出游，樂意與身邊的人分享旅游經歷。
（二）旅游信息來源
相關群體的介紹是主要的信息渠道，包括親朋的推薦和旅行社的推介，分別占28.7%，9.3%，其中親朋的推薦的28.7%是所有信息來源渠道中比例最高的，由此可以看出口碑對于游客的旅游決策起到異常重要的作用。另外一些白領傾向于在網站搜索旅游信息，比例為13.4%。這個比例也較高，說明在現代網絡時代，大眾對于信息的來源已經開始依賴于網絡；最后廣播電視的宣傳手段作用也比較大，達到16.4%。而報刊雜志和旅行社推薦比例是最低的，只有10.1%和9.3%。
（三）主要交通工具
受客源地的影響，到江陰旅游所選交通工具主要以汽車為主（54.7%），另外私家車所占也比例非常高，達到23.1%。在客源市場開發過程中要特別關注自駕車旅游市場的特點和需求。
（四）旅游者的出游動機研究
使用SPSS16.0對江陰市旅游者旅游動機進行因子分析，首先對21項旅游動機描述項進行KMO統計量分析和巴特勒球形檢驗。KMO值=0.819，大于0.7，說明作因子分析的效果較好。巴特勒球形檢驗的 概率是0.000，說明數據具有相關性，適宜做因子分析。采用主成分萃取方法提取公因子，并使用方差最大化正交旋轉法對提取的公因子進行旋轉，以使公因子有較滿意的解釋。以特征根大于1、因子負荷大于0.4為標準，可得5個動機因子，共解釋54.9%的方差，能夠概括江陰市游客主要旅游動機：
第一個動機因子包括9個變量，如考察學習、慕名而來、體驗不同的生活風格、增長見識增加知識等，命名為“考察體驗”動機，解釋總方差的17.33%；第二個動機因子包括觀賞美麗的風景、身體心理放松休息、處于平靜的氣氛中等，命名為“游憩放松”動機，解釋總方差的16.95%，前兩個動機因子解釋方差最多，是解釋江陰市旅游者動機差異的最主要因素；第三個動機因子包括探親訪友、和家人朋友在一起、帶孩子游玩增長見識，命名為“增進親朋感情”，解釋總方差7.67%；第四個動機因子包括商務公務會議需求和建立友誼發展關系兩個變量，命名為“商務/公務關系”動機，解釋總方差6.97%；第五個動機因子只有一個變量，命名為“宗教”動機，解釋總方差6.00%。
五、江陰客源市場的開發構想
（一）明確并選擇合理的客源市場目標層
根據對江陰旅游者客源地特征分析，江陰旅游者主要客源地應該重點鎖定在華東及華東周邊地區。
華東地區，特別是以上海為中心的長江三角洲，是我國經濟比較發達、城市密集、人口稠密的地區，出游能力較強，加之，江陰是長三角地區的幾何中心，交通發達，在本區內可達性較好。因此，該區應成為江陰市國內首選市場。華東周邊地區距江陰也不遠，在現代交通的背景下，華東周邊的游客可以很方便的通過飛機、高鐵、高速公路直達江陰。事實上，華東周邊地區如福建、湖南、河南等地區在江陰市國內客源市場中已占一定比例。這地地區可進行適度的宣傳促銷，以作為江陰市國內客源市場的補充。
（二）加強區域合作
華東地區旅游資源豐富，區內集中了35處國家級風景名勝區，還有許多著名的旅游城市，已形成一定的旅游網絡。南京市無論在資源開發方面，還是在促銷方面，都應該與片內其他地區加強合作，這樣可以形成優勢互補，還可以借助周圍旅游區，提高自己的知名度，擴大自己的客源市場。如上海是著名的國際化大都市，其國內、境外客源市場都很大，其每年境外游客數達100多萬人次，國內年流動人口達1億人次，江陰距離上海只有198公里，滬寧高速、沿江高速、京滬高速、京滬高鐵等多條交通線路直通上海，如能與上海方面合作，將上海的部分游客中轉過來，那將是一個可觀的數目。
（三）加大宣傳促銷力度
根據江陰旅游者的信息來源分析，江陰在客源市場的開發中一定要加大投入重點可以采取以下方式：（1）采用多種形式的廣告，如在具有標志性的江陰長江大橋兩邊設置大型廣告牌、在車站候車廳運用大屏幕廣告等；（2）編印各種介紹江陰的小冊子，并可作免費贈送嘗試；（3）拍攝江陰旅游風光錄像片，在國內外電視臺播映；（4）運用廣播電臺向國內外廣播宣傳；（5）建設江陰自己的旅游網站，并加強在網絡上進行江陰旅游形象的推廣；（6）與其他地區聯合宣傳。此外，江陰旅游宣傳要多走出去，多參加國內國際旅游方面的展銷、促銷活動等等。總之，可以通過不同渠道形成全方位、多層次的海內外促銷網絡。
（四）加快軟、硬件建設，塑造良好的旅游城市形象
近年來，江陰的旅游基礎設施、服務設施有了很大的改善，但還不盡如人意，尤其是市內道理狹窄、交通擁擠狀況未能有效地改變，連接各個旅游景區的交通系統還未建成，市容市貌、衛生狀況也有待進一步改觀。因此，要盡快加強基礎設施建設，改善城市旅游環境，進一步提高服務質量，樹立良好的旅游城市形象，打造江陰在旅游者心中的良好口碑，使江陰市的旅游業再上一個臺階。
參考文獻：
[1]保繼剛，楚義芳.旅游地理學[M].北京：高等教育出版社，1999.
第3篇：人口統計學變量分析范文
【關鍵詞】延遲退休政策；珠海市；回歸模型
中國老齡化程度嚴重，是全球唯一的老年人口過億的國家，據聯合國統計，到本世紀中期，中國將有近5億人口超過60歲。為應對人口老齡化現狀，中國有望于2017年正式出臺實行延遲退休方案，為落實好延遲退休政策。珠海市作為經濟特區，政策優勢、地緣優勢、人才優勢、經濟優勢明顯，探討珠海市作為試點城市的可行性具有重要意義。
一、有關延遲退休政策研究文獻綜述
1.國內文獻綜述
通過查閱資料，雷勇和蒲勇健發表的《基于給付確定制的最優退休年齡經濟模型分析》為員工選擇最優退休時機提供了參考依據； 2012年，張文學和任彥霏發表題為《人口年齡結構變動下的最優退休年齡動態模型構建與應用――以陜西省為例》，探究實現社會福利最大化O最優退休年齡模型；到2013年，李含偉和汪泓基發表《基于個人幸福最大化的最優退休年齡分析與柔性退休制度仿真》，該論文考慮了個人獲得的物質享受與個人對社會的奉獻價值。
2.國外文獻綜述
國外學者探究最優退休年齡文獻較早，其中較為重要的研究有： 1984年Gary? S? Fields運用勞動力供給模型，對國民收入結構、養老保障等因素進行實證分析，證明其會影響退休行為；2008年，Jonathan?Barry ?Forman探討退休年齡與人口統計學的關系，初步擬出養老金法案，為公共政策制定參考依據。2009年，Michael Tucker和Juan A.Lacomba兩位學者定量分析分別給出在正常市場和消極市場下最優退休年齡應該在62q，且法定退休年齡也受到政治與經濟因素影響的結論。
綜上所述，中國對延遲退休年齡問題爭論已久，但與國外成熟國家的退休年齡相比，中國學者研究最優退休年齡著重考察個別因素進行定性分析，定量分析文獻較少。本文在前人驗證延遲退休年齡合理性的基礎上，建立logistic回歸模型，側重對相關數據進行定量的實證分析，進一步論證了珠海市延遲退休的可行性。
二、珠海延遲退休可行性探究
中國社會科學院社會保障實驗室特約研究員孫永勇等學者認為最佳退休年齡與參加工作年齡、退休年齡、死亡年齡、名義利率、退休前死亡概率、個人效用之間可建立數據模型，根據歷史數據測算得出城鎮就業人員最有退休年齡達64.14歲。中國人力資源和社會保障部表明將制定出臺漸進式延遲退休年齡政策，城鎮就業人口法定標準退休年齡有望達到男性65周歲，女性60周歲。
1.珠海市延遲退休政策定性分析評價體系
為探究珠海市就業人口退休年齡，充分利用評價模型和預測模型，定性分析4個關鍵因素：人口平均預期壽命、人口老齡化、勞動力供求關系、市民受教育程度，得出“延遲退休”科學可行的制度設計。
假設：
（1）4個國情指標對于延遲退休影響等值。
（2）假設研究延遲退休對某一指標的影響，其他指標值忽略不計。
（3）影響珠海市與影響中國退休年齡的因素基本一致。
根據珠海市統計局數據可知，第一，隨著珠海經濟的發展和人民生活水平的不斷提高，人均預期壽命不斷延長，珠海市的人口老齡化呈增長趨勢，2010年珠海全市人口的平均預期壽命為80.2歲，而珠海市2015年全國1%人口抽樣調查主要數據公報顯示珠海全市人均預期壽命提高到82.5歲，居廣東省之首；第二，退休年齡與受教育年限延長不相適應，受教育程度與受教育年限成正比，維持原來的退休年齡規定，勞動力可能處于人力資本高峰期退休，造成人力資本的浪費；第三，退休年齡與人口老齡化趨勢不相適應，社會保障壓力增大。
珠海市延遲退休政策定性分析，延遲退休年齡政策在珠海市同樣具有可行性。
2.Logistic回歸模型進行定量分析
通過調查問卷的方式，以調查者愿意頻率來反映延遲退休年齡政策是否可行的概率。Logistic回歸分析方法是對定性變量的回歸分析。在實際問題中，是否實施延遲退休政策，確定延遲與不延遲兩個變量。
設因變量y是0-1型，自變量為j x （j=1，2，3）。設y=1時的概率為p，則Logistic回歸方程為
根據職業類型的劃分，從事業單位、企業單位和體力勞動者三個角度對P值進行計算。P1代表事業單位中愿意退休的頻率，P2代表企業單位中愿意退休的頻率，P3代表體力勞動者中愿意退休的頻率。
模型估計的結果可以寫為：
綜上，通過建立logistic模型，顯示出中國人均GDP與人均公共管理、社會保障和社會組織固定資產投資額對退休年齡有顯著影響，人均GDP的增加有助于延遲退休政策的實施。
三、研究結論和建議
1.將珠海市作為延遲退休試點城市具有可行性
本文對珠海市延遲退休政策定性分析評價體系，得出延遲退休政策χ楹J芯濟發展、勞動力市場優化、教育可持續發展和珠海整體戰略布局這四方面都有積極意義。
結合中國與珠海的數據進行定量的實證分析，建立logistic回歸模型法，得出人均GDP與人均公共管理、社會保障和社會組織固定資產投資額系數的t統計量都高度顯著相關，且所有系數都具有正確的符號，表明人均GDP與人均公共管理、社會保障和社會組織固定資產投資額系數這兩個變量共同對愿意延遲退休有顯著的影響，延遲退休方案在珠海市實施具有可行性。
2.建議推行彈性退休制，完善養老金給付機制
實行彈性退休制，意味著城鎮人員可以根據自身健康狀況和工作意愿在55歲到65歲之間選擇合適的時間來辦理退休手續。養老金與退休年齡相掛鉤，可提高參保人員的繳費積極性、減輕社會養老壓力，還可有效避免富有勞動力人員提前退休。能夠積極引導勞動力市場，充分發揮市場機制在退休決策中的作用，使得個人在退休決策時選擇的方案可以達到最優化。
政府應當制定退休年齡的指導性政策，制度設計與利益激勵相符，鼓勵各地區因地制宜，實行彈性退休制。政策制定與實施過程動態監管，避免養老金缺口影響社會保障制度的可持續性，建立完善的養老制度也有利于社會公平與效率的實現，將養老金的給付水平與退休時間緊密聯系起來，可以根據不同的退休時間調節養老金的給付，從而體現養老金收繳及發放的公平與效率結合。
四、結語
珠海市作為經濟特區，具有經濟創新創優的政策優勢；地處珠江口西岸，與香港隔海相望，與澳門陸地相連，具有獨特的地緣優勢；以“藍色珠海高層次人才計劃”為核心的戰略布局，具有人才優勢；建設發展建立在中國改革開放30多年的有益成果基礎上，經濟增長保持中高速，產業結構邁向中高端，開拓“生態文明新特區、科學發展示范市”建設新局面，具有顯著的經濟優勢。有作為退休政策試點城市的優勢。
緊隨國家改革，發揮優勢，通過試點城市效用帶動作用，將對珠海市的發展產生深遠的影響。對延遲退休政策的探究，契合社會需求，有利于提高廣大人民群眾對延遲退休問題的重視程度，有利于社會發展進步。中國學者研究最優退休年齡著重考察個別因素進行定性分析，定量分析文獻較少。本文在前人驗證延遲退休年齡合理性的基礎上，側重對相關數據進行定量的實證分析，進一步論證了延遲退休政策的合理性，得出珠海市作為延遲退休政策試點城市的可行性，并提出推行彈性退休制，完善養老金給付機制的建議。日后，研究會繼續數據收集、社會調查工作，在模型中增加要素研究，持續關注延遲退休政策的出臺及影響。
參考文獻：
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[3] 李含偉，汪泓. 基于個人幸福最大化的最優退休年齡分析與柔性退休制度仿真[J]. 上海經濟研究. 2013（08）
第4篇：人口統計學變量分析范文
關鍵詞：城鎮化 影響因素 空間面板模型 溢出效應
引言
隨著中國經濟快速增長，目前城鎮化已經是中國正在經歷的一個最重要的結構性變化。“十五”規劃中首次提出城鎮化這一詞，此后黨的十六大到十的政治報告中都有提及城鎮化，十明確提出要工業化、信息化、城鎮化、農業現代化良性互動、同步發展。在《國務院關于城鎮化建設工作情況的報告》中首次明確城鎮化路徑，小城市將全面放開落戶限制，可見，針對如何合理推進中國的城鎮化進程的研究已是相當緊迫。
近年來，已有大量文獻在對中國城鎮化方面進行了研究，包括城鎮化的歷史、現狀、特點以及影響因素等進行理論研究與實證分析，并取得了豐碩的成果。其中蔣偉（2009）利用2005 年的數據對中國省域城市化水平影響因素進行了實證分析，得出區域城市化之間存在相關，即城市化水平的提高將通過空間溢出促進周邊地區的城市化發展，第三產業的發展是影響地區城市化水平的主要因素。秦佳（2013）利用六普的數據實證了人口城鎮化水平空間差異的影響因素，并提出第三產業就業水平的提升對中西部地區人口城鎮化的促進作用大于其在東部的作用。上述文獻，是以截面數據為研究對象，分別分析各變量對城鎮化的影響。姜磊（2011）研究了城市化進程與城鄉收入差距的影響路徑識別，實證結果表明：城市化進程對縮減城鄉收入差距的作用是積極影響和消極影響并存，關鍵取決于城市化進程的政策路徑選擇；省際間存在空間溢出效應的城市化進程。該文主要是針對城市化進程與城鄉收入差距的影響研究，而較少考慮其他因素對城市化進程的影響。
本文主要是研究中國在城鎮化水平上是否存在顯著的空間相關性，及影響城鎮化水平的因素是什么？相鄰區域的城鎮化水平對本地區的擴散程度是多大？以及鄰近地區的影響因素對本地區的城鎮化水平是否存在溢出效應？溢出效應多大？本文的創新之處在于利用面板模型與空間面板模型進行對比，實證了空間面板模型的優勢以及確定影響城鎮化水平的因素，并計算出各自的溢出效應。
研究方法
（一）Moran's I指數
在空間統計學中常常使用空間自相關指數Moran's I指數來檢驗變量是否存在空間相關性，因此本文利用Moran's I指數研究人口城鎮化的全局空間相關性。Moran's I指數定義為：
（1）
當Moran’s I指數為正時，表明存在明顯的正空間自相關，也就是說相似的觀測值（高值或低值）趨于空間集聚，表明不同地區數據在空間上有相似的屬性；當Moran’s I指數為負時，表明存在負的空間自相關，相似的觀測值趨于分散分布，表明不同地區數據在空間上有不相似的屬性；當Moran’s I指數為零時，觀測值呈現獨立地隨機分布。Moran’s I指數絕對值反映了空間相關程度的大小，絕對值越大，空間相關程度越大，反之亦然。
（二）空間面板模型和模型選擇
近年來，隨著空間面板計量模型的設定和估計的方法逐漸完善，空間面板計量模型被越來越廣泛的用于分析空間和區域問題。空間面板模型可以依滯后項存在于因變量和誤差項中分為兩類：空間滯后模型和空間誤差模型，又依據樣本個體之間的差異存在是確定的和隨機性，有分為固定效應和隨機效應。
空間滯后模型固定效應的基本結構如下：
（2）
空間誤差面板固定效應模型 ：
（3）
（4）
ρ是度量相鄰地區綜合城鎮化水平對本地區城鎮化水平的影響程度。空間誤差系數 λ 則反映了鄰近地區城鎮化水平的誤差沖擊之和對本地區城鎮化水平的影響程度。空間滯后模型和空間誤差模型是空間依賴性的不同體現。
在模型包含空間滯后誤差項的情況下， 最小二乘法不適合用來估計空間計量經濟模型，因為OLS估計量不再有效。所以，一般使用極大似然法（ML）來估計空間計量經濟模型。Elhorst給出了Matlab軟件包，給出了一般空間面板模型的極大似然估計（MLE）函數。
（三）直接影響與溢出效應
LeSage和Pace（2009）提出采用求解偏微分的方法來解釋不同模型在設定情況下變量的變化所產生的沖擊，為檢驗空間溢出效應提供了有效的基礎。SLM模型可以被改寫為如下矩陣形式 ：
（5）
其中，Y關于第1至第N個區域的內生變量X中第k個變量的偏微分矩陣較為容易獲得：
（6）
其中， LeSage和Pace將上式最右端矩陣的對角線元素的均值定義直接影響，而每行或者列中非對角元素之和的均值定義為間接影響，也被稱為溢出效應。
實證分析及估計結果
（一）指標選擇和數據來源
段瑞君和安虎森（2009）運用向量自回歸模型實證了城市化與經濟增長的相互關系。郭軍華（2009）運用面板協整檢驗實證了我國東、中、西部城市化與城鄉收入差距之間具有長期均衡關系。江易華（2012）利用2009年統計年鑒數據對縣域人口城鎮化的影響因素進行分析，實證了生產總值、農林牧漁業人員、城鄉收入比和人口發展功能區劃是影響縣域人口城鎮化的主要因素。蔣偉（2009）將各省的人均 GDP、第二產業產值占 GDP 的比重、第三產業產值占 GDP 的比重、文盲半文盲占 15 歲及以上人口的比重、按美元與人民幣中間價折算的進出口總額占 GDP 的比重、城鄉收入差距等因素對城鎮化的影響進行研究。秦佳和李建民（2013）利用空間模型實證了地區之間土地城鎮化水平、第二三產業就業水平和產值水平，以及人均 GDP 的差距是造成人口城鎮化平空間差異的主要原因。
根據以往文獻對城鎮化影響因素的分析以及數據的可得性。本文研究文盲率、城鄉收入差距、第二產業產值比、第三產業產值比、人均財政預算支出、人均進出口額、人均地區生產總值對人口城鎮化率的影響。
本文對所有數據取對數，是為數據之間的可比性和減少異方差，其中Y表示城鎮化率，國內學者已基本達成對人口城鎮化率指標的共識，即采用各地區非農人口數比各地區總人口數， I表示文盲率，即文盲半文盲占15歲及以上人口比例，Ur表示城鄉收入差距，各地區城鎮居民平均每人可支配收入比各地區農村居民平均每人純收入，S表示第二產業產值比，即第二產業產值占生產總產值的比重，T表示第三產業產值比，即第三產業產值占生產總產值的比重，D人均財政預算支出，各地區一般財政預算支出比上各地區人口數， Exit人均進出口額，即各地區按經營單位所在地分商品進出口總額除以各地區人口數，Rgdp為人均地區生產總值。本文以中國31個省為研究對象，根據數據的可得性采用1998～2011年的年度數據，即進行實證分析的樣本數據為1998～2011年中國31個省份的面板數據。數據來源于1999 ～2012年中國統計年鑒和1999～2006年中國人口統計年鑒，2007～2012年中國人口和就業統計年鑒。
（二）實證分析
空間自相關性檢驗。本文采用Rook鄰接矩陣，首先利用Anselin編寫的geoda軟件計算城鎮化率的全局自相關Moran's I指數值如圖1所示。其中Moran's I值在0.26～0.4的正值區域內，且總體呈現遞增增長趨勢，各地區城鎮化率有顯著的正向空間依賴性。從總體變動趨勢來看，中國各地區城鎮化率Moran's I值呈現遞增趨勢則說明空間集聚現象越來越穩定，空間依賴性在不斷增強，溢出效應在逐漸增大。
全局空間 Moran's I指數描述我國區域城鎮化率的總體空間自相關模式，但不能確定各地區具體的空間依賴情況，局部Moran散點圖可以為分析具體各地區城鎮化率聚集情況提供信息。其中局部Moran's I指數如圖2。
在Moran's 散點圖中第一象限（HH）主要是東部沿海以及華北地區，包括上海、浙江、福建、江蘇、北京、天津及東北三省等地，表示這些省份及其周圍省份都有較高的城鎮化率，及其地區城鎮化率之間差異不大，存在較強的正空間自相關性。第二象限（LH）主要是河北、海南、安徽、江西四省，其中河北周邊有高城鎮化率的北京、天津等地，這些地區在高城鎮化率區域范圍內，如果充分利用周圍的高城鎮化率地區的擴散效應，這些地區也會在城鎮化率水平上得到較好的提高。因此，這一象限成為過渡區。第三象限（LL）主要是西部地區，以及部分中南省份，這些區域是連同周圍地區都是低城鎮化率城市，例如，四川、貴州等高原地區，另外，經濟的發展水平也是一個很重要的因素，這些區域普遍表現為不發達省份。第四象限（HL）是廣東、內蒙古和重慶，這些省份應該發揮典范作用，帶領周圍區域共同發展，從而形成相輔相成的良性發展模式。
模型估計結果。空間相關分析Moran's I指數定量證明了各地區城鎮化率之間存在顯著的空間相關性，因此有必要采用空間面板回歸模型來描述城鎮化率的影響因素及其影響因素之間的關系。本文根據理論分析選擇空間面板滯后模型固定效應模型，因為根據固定效應與隨機效應的選擇理論，隨機效應主要是以樣本為估計母體的。本文分別對面板數據的OLS估計以及空間面板滯后模型對無固定效應、地區固定效應、時間固定效應和地區與時間固定效應這四種情況分別進行估計進行對比。采用 Matlab2010B 軟件和Elhorst、LeSage等人編寫的Spatial econometric 模塊，計算結果如表1所示。表2為模型的LM檢驗結果。表3為各內生變量的直接影響和溢出效應檢驗。
從R2、σ2、LogL等統計量綜合來看，空間面板滯后模型比普通模型效果更好，其中地區固定效應模型R2比普通面板模型R2高出10%以上，故認為區域城鎮化率模型中存在空間效應。然而，在模型中從統計量來看地區和時間固定效應模型是具有最好的擬合度，但是從模型參數估計的結果看，該模型存在部分變量的不顯著性。綜合比較之后，筆者認為時間固定效應模型能更貼切地描述我國各地區城鎮化率的影響因素以及相互之間的關系，在時間固定效應模型中參數大多數都通過了1%顯著性水平檢驗，同時綜合統計量指標也相對較合理，故本文將選擇時間固定效應空間面板滯后模型進行分析。
在空間面板滯后地區固定效應模型中，空間相關系數ρ表示與該地區相連接的省份在城鎮化率水平對本地區的綜合影響為0.15，該值通過了 1%的顯著性水平檢驗，因此可以充分地證明各地區城鎮化率之間存在顯著的正向空間效應，即在某種程度上本地區的城鎮化率是依賴于相近地區的城鎮化率對其的影響，因此，在面板模型中將空間影響因素考慮進來研究中國地區城鎮化更為合理。
通過表1到表3的估計結果，本文可得到以下結論：
首先，城鎮化率與文盲率之間存在顯著的負相關關系，即各地區的文盲率越高，相對應的城鎮化水平則會越低。城鄉收入差距與城鎮化率是存在系數為-0.423的顯著性負相關的，城鄉收入差距對城鎮化的影響是最大的。即減少城鎮收入差距可以最有效促進我國城鎮化水平的提高。這與蔣偉（2009）研究結論是一致的。此外，人均進出口額與城鎮化水平之間也存在負的相關性的，但是影響程度不大，這與秦佳（2013）和蔣偉（2009）的研究結果均不一樣。筆者認為可能是樣本差異，蔣偉和秦佳都是以截面數據來做分析，沒有考慮時間因素的影響，本文使用空間面板模型來分析變量之間的關系。
其次，第三產業產值占總產值的比值對城鎮化率的影響是最大正向的。即在其他條件不變的情況下，第三產業產值占總產值的比值提高1%，則平均來說，城鎮化水平提高0.403%。與第二產業對城鎮化率的0.32%相比，第三產業對城鎮化率的促進作用遠遠高于第二產業的作用。加大服務業的發展是引領我國城鎮化水平進一步提升的關鍵因素。
最后，從各個變量的直接影響和溢出效應可以進一步了解不同變量對城鎮化影響因素的具體效應，結果發現，所有的解釋變量對城鎮化率都存在顯著的區域間的溢出效應，各個變量的溢出效應對城鎮化率的影響方向與直接影響是一致的。城鄉收入差距的溢出效應是最大的，也只是當相鄰地區的城鄉收入差距減少1%，本地的城鎮化率平均上升0.074%。即各變量對城鎮化率存在顯著的溢出效應。
結論及政策建議
本文得出結論：中國城鎮化率存在空間自相關性。同時各變量對城鎮化率均存在顯著的影響，同時實證也發現各變量對鄰近省域的城鎮化率存在具有顯著的溢出效應。由此本文提出以下建議：
第一，充分利用地理優勢。根據上文的分析，區域城鎮化率間存在空間相關性，空間相關系數為0.15以及各自變量對本地區城鎮化存在溢出效應。故應充分引導東部沿海發達地區的擴散效應，帶動周圍城市步入高城鎮化水平階段，同時也促進自己步入更好層次。
第二，降低文盲率縮小城鄉收入差距。教育水平的落后以及城鄉收入差距的擴大對城鎮化發展有著顯著的負面影響。增加各地區的受教育機會，特別應增加農村基礎教育的投入，降低文盲率，進而提高勞動力的文化素質。縮小城鄉收入差距是提高城鎮化水平最有效的途徑。可以通過以下方式縮小城鄉收入差距：合理定價農產品價格，減少中間各種費用；暢通農產品銷售渠道，提供供銷平臺；引導農產品的合理耕種，多種渠道提高農村居民的純收入，進而可以擴大居民對工業產品和服務的消費，從而推動城市化的發展。
第三，加大第三產業的發展。在影響省域城鎮化水平的諸多因素中，其中第三產業是推動城鎮化率水平提高的主要力量，第三產業的發展和城鎮化率水平的提高關系最密切。因此，在遵循市場經濟規律的前提下，進一步優化產業結構，發展第三產業，合理預算財政支出，進而促進城市化進程的良性可持續漸進式發展。
參考文獻：
1.Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht：Kluwer Academic Publishers，1988
2.蔣偉.中國省域城市化水平影響因素的空間計量分析[J].經濟地理，2009，4
3.秦佳，李建民.中國人口城鎮化的空間差異與影響因素[J].人口研究，2013，3
第5篇：人口統計學變量分析范文
關鍵詞：博客；知識交流；成員行為
國內外的博客熱潮在持續高漲，其影響也已經滲入到人們的生活當中，然而，目前卻很少有研究機構針對博客的使用者進行深入的研究。國內現有的幾個博客市場調查研究都是從博客用戶使用偏好的角度入手進行定性分析，缺少從一個更深的層面進行定量分析，來探討形成博客用戶在社區中知識交流與共享的行為。本文從網絡和博客的使用者入手，結合博客自身的科技特性，對使用者的個進行回歸分析，通過深入分析促使博客用戶使用博客行為的主觀原因和客觀原因，試圖找出影響博客使用者的使用意愿與使用行為的關鍵因素，如何進行知識交流與共享。
一、研究框架
從成就需求理論出發，研究成員特征、知識交流和激勵機制的關系，試圖找出影響博客社區成員知識交流的因素。成員特征被分解為人口統計學特征（如年齡、性別、教育程度等）和個性特征（如自我效驗、成就需求、內在動機等），主要探討的是個性特征對知識交流的影響，知識交流分為兩種情形：知識獲取和知識貢獻，而激勵機制指的是博客社區隊成員的參與獎勵計劃，包括經濟強化、表現評估等形式。
二、博客社區成員的基本情況描述
本次研究共計發放調查問卷248份，收回有效樣本201份。在201份的問卷中，其中男性占52.7%，女性占47.3%。年齡大部分在25歲左右，大專或本科教育程度占到90.5%，上班族和學生占主體，各占16.4%和81.6%，月收入大部分在1000元以下，2000～5000元的占到11.4%，使用網絡的時間在三年以上的，占到41.3%，整體反映了調查的群體大部分是年輕人，男性居多，學歷偏高層次。本文利用數據統計軟件s p s s11.0對問卷調查得到的數據資料進行分析，對數據分別進行信度分析，都顯出了很高的可信度。
三、知識獲取與博客社區成員個性特征之間的回歸分析
以知識交流與共享的知識獲取為因變量，以博客社區成員的內在需求、自我效驗和內在動機為自變量，采用Stepwis e逐步回歸方法進行分析，回歸結果列于表1中,從表中可以看出，回歸方程的解釋總方差51.8%，而第四部回歸的F值=12.506，顯著性概率S i g=0.001，到了相當高的顯著水平。
從表2（回歸系數及顯著性檢驗表）中可以發現，所有自變量中聯系效驗首先進入模型，這說明自我效驗中的聯系校驗的偏回歸偏差（對知識交流的影響和貢獻）最大，其次是內在動機里的社會提升與評論進入模型，再次是信息效驗和自我表達。而未進入模型的因素包括親和需求、權力需求、成就需求、學習娛樂、科技校驗，說明這些因素與前述因素相比對知識獲取的影響程度相對較小。
從回歸分析中，我們可以得出如下回歸方程：知識獲取=-1.754+.284×X1+.274×X2+.244×X3+.186×X4
X1代表聯系效驗 X2代表社會評論與提升 X3代表信息效驗 X4代表自我表達
四、知識貢獻與博客社區成員個性特征之間的回歸分析
以知識交流與共享中的知識貢獻為因變量，以博客社區成員的內在需求、自我效驗和內在動機為自變量，采用S t e p w i s e逐步回歸方法進行分析，回歸結果列于下表中。從表3模型參數表可以看出，回歸方程能夠解釋總方差為55.3%,而第四部回歸的F值=10.702，顯著性概率Sig=0.001，達到了非常高的顯著性水平。
從表4（回歸系數及顯著性檢驗表）中可知，所有自變量中聯系效驗最先進入模型，這說明自我效驗中的聯系效驗的偏回歸偏差（對知識交流和貢獻）最大，其次是自我表達、科技效驗，最后進入模型。而未進入模型的因素包括親和需求、權力需求、成就需求、社會提升與評論、學習娛樂、信息效驗，說明這些因素與前述因素相比對知識獲取的影響程度較小。從回歸分析，可以得到如下的回歸方程：知識貢獻=-2.287+.489×Z1+.236×Z2+.190×Z3Z1代表聯系效驗 Z2代表自我表達 Z3代表自我效驗
五、結論
(1)通過對樣本數據的統計分析，發現自我效驗各變量和知識交流之間的相關關系得到了驗證，科技效驗、信息效驗和聯系效驗會增加博客社區成員的知識交流水平，是博客社區成員進行知識交流的重要因素。
(2)內在動機中的自我表達、學習娛樂、社會提升與評論促進博客社區成員的知識交流和共享，激勵會使博客社區成員對博客的忠誠度更高，根據數據的分析發現，內在動機中的社會評論與提升尤為重要，它對知識交流有著顯著性影響，尤其是博客寫作者，想讓更多的人了解自己，發現自己，提高自己的知名度。
(3)博客寫作者除了具備一定的電腦網絡、一定量的信息外，還表現出了愿意交流，在其中獲取有用知識，并且貢獻自己相關信息，突出了自我記錄、自我表達等個人意 愿。
作者單位：張 赫 北京聯合大學自動化學院北京工業大學經濟與管理學院
武玉英 北京工業大學經濟與管理學院
閆健美 北京聯合大學自動化學院
參考文獻：
[1]王敬溫,陳春英,楊志成,等.網絡新產物“博客”初探[J].河北工業科技,2003,(6):14-16.
[2]薄立偉,張敏,都亞京.淺析網絡博客的特點[J].保定職業技術學院學報,2006,(2):124-126.
[3]陳向東,高丹丹,張際平.B l o g在跨學科知識共享中的應用[J].中國電化教育,2004,(8):17-20.
第6篇：人口統計學變量分析范文
摘要：隨機選取190名許昌市城鄉老人進行問卷調查、量表測量和隨機訪談，結果顯示，老年人主觀幸福感水平較高。當老年人遇到問題時采取的應付方式依次是解決問題、求助、合理化、退避、幻想和自責，且存在著性別差異；主觀幸福感高的老年人多采用成熟型的應付方式，采用不成熟型應付方式的老年人幸福感則較低。
中圖分類號：B844.4
文獻標志碼：A 文章編號：1009－4474(2012)03－0098－05
一、問題的提出
隨著社會生產力的不斷發展，人類社會出現了人口老齡化問題。人口老齡化及與之相關的一系列問題，可能直接影響國家的經濟、政治、科技和社會發展。因此，人們開始重視這方面的研究。其中，老年人的幸福感就成為心理學、老年學乃至社會學的研究者們所關注的熱點問題。
主觀幸福感（Subjective Wellbeing,SWB）是指個體根據自定標準對其生活質量所作的總體評價與體驗，是反映某一社會中個體生活質量的重要心理學指標〔1〕，其可概括為以下三個方面：（1）認知評價。對生活質量的整體評估，即生活滿意感。（2）正性情感。包括愉快、覺得生活有意義、精神飽滿等情感體驗。（3）負性情感。包括悲傷、孤獨、厭煩等情感體驗，但不包括重性情感障礙和神經癥。主觀性、相對穩定性和整體性是其明顯特點〔2〕。而主觀因素中的應付方式在心理研究領域中亦扮演著重要角色，它被視為壓力與相應結果(如情緒，疾病等)之間的中介因素，在生活事件與主觀幸福感之間有一定的調節作用，它可有效地緩沖生活事件對主觀幸福感的直接影響，對主觀幸福感能起到直接作用〔3〕。應付方式(Coping Style)是指個體面對有壓力的情景和事件所采取的認知和行為方式，它反映了人心理發展的成熟程度〔4〕，是心理應激與壓力影響個體心理健康和自我和諧的重要調節變量。一般個體應付方式的使用都在一種以上，甚至在同一應激事件上所使用的應付方式是多種多樣的，但每個人的應付方式類型仍有一定傾向性〔5〕。
本研究旨在探討老年人主觀幸福感與應付方式之間的關系，為認識和改善老年人的生活質量、豐富老年人的精神生活、為老年人保持心理健康和政府相關部門制定老年人的福利政策等提供理論參考與現實依據。
二、研究方法
1．研究對象
研究所選被試為河南省許昌市隨機抽取的城鄉老年人190人（男不小于60周歲，女不小于55周歲）；排除患有重型軀體和精神疾病等不能回答問題者，以及未完整回答問卷者，共回收有效問卷108份，有效回收率為56.8%，其調查有效。
2.研究工具
（1）采用一般人口學變量自編問卷。采用自編的《老年人個體背景信息表》收集被試的性別、年齡、文化程度、職業現狀和居住情況等信息（見表1）。
（2）主觀幸福感量表。主觀幸福感量表采用紐芬蘭紀念大學幸福度量表(MUNSH)，共有24個項目，包括正性情感、負性情感、正性體驗和負性體驗四個維度〔5〕。其中，有l0個條目反映正性和負性情感，有l4個條目反映正性和負性體驗，總分等于正性因子分與負性因子分之差加上常數24，計分范圍為0～48。得到的分數越高，則表示越幸福。該量表對城市、農村和老年公寓的老年人幸福度的效度分別為0.580、0.735和0.703，經過六個月間隔的同一樣本再測信度為0.70，說明量表具有較好的信度與效度。
（3）應付方式量表。應對方式問卷采用肖計劃等人所編的標準化量表，它具有較好的信度和效度指標，共有62個條目，分為6個分量表，分別是解決問題、自責、求助、幻想、退避和合理化量表〔10〕。分量表條目按是／否計分，通過分量表條目分之和可以計算出分量表的因子分。因子得分越高，則說明該因子經常地被人們用來有效地解決應激事件，并把解決問題和求助歸為成熟型應對方式，而其他項則為不成熟型應對方式。量表的再測信度系數各因子分別在0.62~0.72之間，效度為0.35或大于0.35，說明量表的信度與效度較佳。
3．研究程序
隨機走訪許昌市的老年公寓、福利院、老年大學和高校離退休處，選取被試并發放問卷。有能力獨立完成問卷的被試讓其獨立完成；無法獨立完成的被試由主試逐一讀出條目，被試做出反應，主試圈選選項；對離退休處和老年大學的被試采取集體施測方式，統一回收問卷。
4.數據統計與分析
對數據采用SPSS 17.0進行統計與分析，主要包括描述性統計分析、T檢驗和相關分析等。
三、研究結果1．老年人的主觀幸福感整體現狀
通過SPSS 17.0數據分析，得知老年人的主觀幸福感水平為34.98±9.04，在0~48的計分范圍內得分較高（25.94～44.02），且通過配對樣本t檢驗可知老年人正性情感（7.29±2.53）和正性體驗（10.24±3.54）遠多于負性情感（2.24±2.65）和負性體驗（4.31±3.33）（老年人具體的主觀幸福感狀況見表2）。
通過獨立樣本t檢驗，得知在主觀幸福感的各因子分及總分上性別差異并不顯著，但從描述性統計中得知老年女性（36.07±8.39）的主觀幸福感總分略高于老年男性（33.67±9.69）(具體見表3)。
通過單因素方差分析，比較不同文化程度、不同在職情況和不同居住情況對老年人主觀幸福感影響的差異，結果顯示各總分均無顯著差異(見表4)。
2．老年人應付方式的特點
通過SPSS 17.0數據分析，得知老年人采取的應付方式從高到低依次是解決問題、求助、合理化、退避、幻想和自責。經配對樣本t檢驗，可知老年人較多采用的是解決問題（0.76±0.21）和求助（0.62±0.24）兩種成熟型應付方式，而較少采取自責（0.32±0.22）、幻想（0.42±0.18）、退避（0.49±0.19）和合理化（0.49±0.20）與不成熟型應付方式（見表5）。
通過對不同性別老年人采取應付方式的差異進行獨立樣本t檢驗，可以得出不同性別的老年人在應付方式的六個因子中，除了解決問題應付因子無顯著性差異外，自責、求助、幻想、退避和合理化五個因子均差異顯著，且老年女性高于老年男性（見表6）。
通過單因素方差分析，比較不同文化程度、不同在職情況和不同居住情況對老年人采取應付方式的影響，結果顯示：不同文化程度在應付方式六個因子上沒有顯著差異，不同在職情況和不同居住情況除了在解決問題因子上有顯著性差異外，其他因子上均無顯著差異。經事后檢驗，職業現狀維度上，在職老年人與無業、離退休老年人存在顯著差異；居住情況維度上，與親人居住的老年人、獨居和配偶居住的老年人存在著顯著差異（見表7）。
3.老年人主觀幸福感與應付方式的相關分析
通過對老年人主觀幸福感和應付方式因子進行Spearman相關分析，得知：（1）解決問題、求助與幸福感總分呈顯著正相關，且與正性體驗呈顯著正相關，與負性因子呈負相關；（2）自責、退避與主觀幸福感總分及其負性因子呈顯著正相關，與正性因子呈負相關且與負性體驗呈現顯著正相關；（3）幻想、合理化只與主觀幸福感負性因子的相關顯著（見表8）。
四、討論1．老年人的主觀幸福感狀況
表2的數據表明，許昌地區老年人整體主觀幸福感水平較高，且以正性情感和正性體驗為主，生活滿意度較高。而主觀幸福感的適應理論認為，人們評價自己是否幸福會把自己過去的生活體驗作為判斷標準；加之老年人在經歷了一生之中各種各樣的事件后往往更習慣于將自己現在的生活與從前的生活狀況進行比較，從而更加珍惜現在的生活。劉萃俠和胡軍生等人的研究結果認為，許昌地區老年人的主觀幸福感整體狀況略低于其他大城市，而高于農村〔6~7〕，這可能是由于許昌市作為一個小城市，該地區的經濟狀況雖不如大城市發達，但卻比農村好得多。而該地區較高的醫療技術水平，為老年人提供了較為完善的硬件設施，加之不斷豐富的社區休閑娛樂活動，也使老年人擁有更好的生活環境和生活質量，這些都使老年人物質和精神生活兩方面得到了較大的滿足，他們對現在的生活很“知足”，其主觀幸福感也比較高。
不同性別、不同文化程度、不同在職現狀和不同居住情況等人口學變量對老年人主觀幸福感沒有太大的影響。從調查所涉及的人口統計學變量分析，發現老年女性的總體幸福感水平略高，且其正性情感和正性體驗多于老年男性，而負性情感和負性體驗則少于老年男性。通常認為，女性比男性具有更多的主觀幸福感和滿足感，這與本次研究結果較為一致。原因大多是由于女性年青和年老時生活狀態的變化相對較小，而男性在進入老年階段后，生活圈子、生活內容和地位發生了一些改變，使其在心理上產生了較大的落差，容易產生失落、寂寞和孤獨之感。如果一旦對其心理狀態構成不良影響，一方面會對其主觀幸福感有直接的破壞作用，另一方面會引起或加重其疾病的病情，間接破壞其主觀幸福感。從統計學意義上來看，性別、文化程度、在職現狀和居住情況的不同對老年人主觀幸福感的影響并不明顯，很可能是隨著社會的發展，人們生活質量的提高，養老環境的改善，老年人雖然面臨年齡增長和機能老化，但家庭和社會的支持使其能夠建立起良好的人際關系，原有各方面的差異變得不再那么重要，甚至逐漸消失。這與前人研究人口學變量對幸福感的影響十分有限，均不是影響老年人幸福感的重要因素，且經常和其他因素共同作用的結果一致〔8〕。至于這些因素可能產生的相互作用對老年人主觀幸福感的影響需在以后的研究中繼續探索證實。
2．老年人應付方式的特點
從表5中可以看出，老年人采取的應付方式依次為：解決問題、求助、合理化、退避、幻想和自責。老年人一般較多采取的是解決問題和求助類的成熟型應付方式，而較少采取幻想和自責類不成熟型應付方式。對于老年人來說，在現實生活中他們已經能夠認識到在老年階段將會面臨一系列問題，這是不可避免的，因此，對于一些現在自己無力完成的事情也能泰然處之，不再過分要求自己，責怪自己，使整個人的心態逐漸趨于平和，當遇到問題時能主動尋求他人的幫助。
不同性別老年人在應付方式的選擇上存在差異。在自責、求助、幻想、退避和合理化應對方式的選擇得分上，老年女性均遠高于老年男性。不同在職狀況和不同居住情況的老年人只在解決問題因子上有顯著差異，而文化程度不同對應付方式沒有影響。同時，在老年群體中無論男性還是女性當面對生活事件時首先選擇的應付方式是解決問題。不同的是作為男性大多能借助一些外部條件解決問題，而女性則比較傾向于體察自己的內心，加之女性本身的性格特質，使其在面對現實無法解決的問題時會比男性更傾向于選擇退避、合理化、幻想和自責等不成熟的應對方式來解決。且在職人員和與親人一起居住的老年人比離退休、無業、獨居老年人有更多的接觸群體和獲得更有利的解決問題的方法，即在職現狀和居住情況不同的老年人群體會選擇和使用不同的解決問題的應付方式。
3．老年人主觀幸福感與應付方式的相關關系
表8的數據顯示，老年人主觀幸福感與應付方式及其各因子存在高度線性相關關系，較多采用解決問題、求助類成熟型應付方式的老年人容易產生成就滿足感，其幸福感較高；而較多采用自責、幻想、退避和合理化類不成熟型應付方式的老年人容易產生孤獨無助感，其幸福感較低。這與有關研究結論一致〔9〕。主觀幸福感與應付方式是密切相關的，解決問題、求助類成熟型應對方式有益于老年人的身心健康，有利于主觀幸福感的提高，而自責、幻想、退避和合理化類不成熟型應對方式則會損害老年人的身心健康，不利于老年人產生幸福感。
鑒于此，國家、政府和社區應開展多種多樣的健康娛樂活動，加強對老年人的心理健康教育，以引導老年人學會遇到問題時采取有效的應付方式，使其保持良好的身心健康狀態，不斷提高老年人的主觀幸福感水平，使老年人有一個真正幸福和快樂的晚年。
五、結論
（1）老年人的主觀幸福感總體水平較高，人口變量學因素對其影響不大。
（2）性別、文化程度、在職現狀和居住情況均會影響老年人對應付方式的選擇。
（3）老年人主觀幸福感與應付方式存在顯著的相關性，而主觀幸福感水平高的老年人遇到問題時多采用解決問題和求助的應付方式。
參考文獻：
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第7篇：人口統計學變量分析范文
（中北大學理學院，山西 太原 030051）
【摘 要】在當今，數學已經在生物學中得到廣泛的應用，并且生物數學作為一門獨立的學科得到較好的發展與應用。其中生物數學的分支學科種類較多，并且新的分支還在不停的出現。通過對生物數學的發展歷程進行分析，并對生物數學的分支學科內容進行研究，對其發展與應用的前景進行探討，以便促進生物數學的快速發展，為社會提供更多的作用。
關鍵詞 生物數學；發展前景；應用分析
0 引言
生物數學是生物學與數學之間的邊緣性學科，主要是通過利用數學的方式來研究分析以及解決生物學問題，并對于生物相關的數學方法進行研究。生物數學是生物學以及數學的集合，是將數學知識充分應用到生物學科當中，以便更好的發揮出生物與數學的作用。數學已經在生物學科中得到較廣泛的應用，例如在生態、環境、人口、流行病學以及農業等多個領域中均得到廣泛的應用。雖然生物數學的起步比較晚，但是生物數學的應用前景是廣闊的，并且其發展非常迅速。
1 生物數學的發展歷程
由于在生物科學中的生命研究中，通常會使用觀察法與實驗法來研究分析生命體的性質，然而這種觀察與實驗需要大量的數據作為前提條件，如何通過這些數據來分析生命體的性質是非常重要的。隨著實驗研究數據的不斷增加，數學在生物中的應用作用逐漸突顯出來。在早期，人們就將數學方法應用到生命研究中來，其主要研究的是人口增長問題。其中動力學方法在生命研究領域中的應用是早期最成功的范例。另外，在上世紀初，著名的意大利數學家Volierra在羅馬大學中的一次演講中，以數學在生物與社會科學中的應用嘗試的演講題目，為數學在生物科學中的應用提供前提，之后由英國統計學家Pearson創辦的《生物統計雜志》是生物數學發展的里程碑。在20世紀20年代，由數學家福爾特拉以及生物學家迪安考鈉研究的捕食與被捕食關系模型，在理論上解釋了魚群的波動現象，從而得出了實時捕食對被食者有利的結論，并且其也是生態學中的重要基礎理論。其數學在生物領域中的應用不在是靜止的描述生命的現象，而是對其復雜過程以及規律進行探索，通過數學工具建立各種各樣的數學模型，并將微分方程模型引入到生物領域中。之后隨著電子產品的不斷問世，使得生物數學的發展進入到全新的時期，通過電子計算機的應用，使得一些比較難的生物數學問題求解得以實現，并在電子科學的發展基礎上，生物數學出現較多的分支科學，例如，數量分析學科、生物信息學科以及生物控制學科等。隨著電子產品的進一步發展與應用，生物數學的應用領域在不斷的擴大，尤其是在信息時代中，計算機技術與生物數學的有機結合，使得生物數學信息處理更加簡便、快捷、高效[1]。
2 生物數學的分支內容
其一，根據不同的數學方法來分類，可以將生物數學分為生物統計、生物控制、生物動力系統等幾個方面的分支學科。其中生物統計還可以分為統計醫藥學、人口統計學以及統計生態學等幾個方面。而生物動力系統還可以分為傳染病動力學、種群動力學、人口動力學、細胞動力學以及分子動力學等幾個方面。
其二，根據生命科學研究中子學科的不同特點來分類，可以將生物數學分為數量遺傳、生理、生物經濟學；數學生態；數理醫藥；神經科學的數學模型以及傳染病、分子、細胞、人口動力學等幾個分支。在其中的數學生態學中還包括統計生態學、種群生態學以及系統生態學幾個方面的內容。上述各類分支學科是相互聯系，相互交錯、相互包含的關系，在生物數學中發揮著重要的作用[2]。
3 生物數學的發展與應用前景
3.1 生物控制論的應用與發展前景
近年來，隨著生物學科研究的不斷深入，人們發現大多數生物現象的發生以及生物現象的優化控制不存在連續性，無法簡單的使用微分方程或者差分方程來表達。例如，在藥物動力學中，藥物在人體中的吸收、代謝以及排泄等是一個連續的過程，可以使用藥物動力學的模型來表達，但是在口服藥物以及靜脈注射過程中，則需要使用脈沖微分方程模型來表達。另外，在漁業養殖、森林管理、植保研究、環境保護等領域中，均可以使用脈沖微分方程來表達，以便促進各個領域的可持續發展。其中脈沖微分方程的理論以及研究方法等在生命科學大多數研究領域中得到較好的應用，有的甚至在生化制品加工優化中得到較好的應用，由此可以看出生物數學的應用與發展前景是非常廣闊的[3]。
3.2 數學生態學的應用與發展前景
3.2.1 分子生態學
分子生態學是數學方法以及生物學相互交叉而產生的一種新型模型生長點，在分子生物學、生態學以及種群生物學等層面發生的形狀、基因以及行為等轉換變化的情況均需要使用包含空間變量的數學模型來研究，并且其也是當今的研究熱點之一。其使用的主要特點有以下幾個方面：其一，通過數學模型可以建設重復的微小生物分化模型過程。其主要分化內容是對生物信號的傳遞、表達、擴散以及響應的一種研究。其二，針對不同時空下的種群需要使用分子技術進行標記。同時，需要根據統計分析來研究不同時空中種群之間的生物學關系，以便為判定宏觀生態過程提供有利的科學依據。其三，在分子層面空間結構方面需要使用數學模型來構建，以便更好的獲得生物單元的形態與功能相關方面的知識與內容[4]。
3.2.2 種群生態學
種群生態學在生態學中是其發展的主要動力，將種群的生長放置在與現實環境更貼近的條件下，其研究的熱點問題主要是種群內外的噪聲干擾、群眾內個體行為以及異質環境對種群動態的影響研究。通過對上述三個方面的研究進行結合，可以建立成具體的生物學模型，其中驗證模型的標準之一就是其是否產生與現實生活生態過程中相同的特性結果。另外，基于個體發展的模型已經深入的進入到空間異質、隨機環境以及個體行為差異對種群動態特征的作用研究領域中，其應用的領域在不斷的擴大[5]。
3.3 傳染病動力學的應用與發展前景
其傳染病動力學在近幾十年中得到較快的發展，大多數數學模型在分析各種各樣的傳染病問題中得到較好的應用。這些數學模型通常比較適合應用于各種傳染病的一般規律性研究。同時，也有一部分數學模型適合應用于麻疹、肺結核以及艾滋病等具體病名的研究中。這些數學模型主要會涉及到以及接觸到不同的感染方式，例如垂直傳播、接觸傳播以及蟲媒傳播等。同時，該數學模型還會考慮到疾病的潛伏期、以及對病人的隔離等方面的內容，因此，在傳染病的研究領域其應用比較廣闊，并將會得到更加深入的發展。
4 總結
在當今社會快速發展的過程中，生物數學在各個領域中均得到較廣泛的應用，其在應用的過程中將會得到不斷的完善與優化，并能夠在更多的領域中得到更好的應用。另外，隨著信息技術的飛速發展，在生物數學中信息技術與其相互融合，可以有效的提高生物數學的應用作用，生物數學的發展必然會更加成熟。
參考文獻
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第8篇：人口統計學變量分析范文
[關鍵詞] 創業意愿；創業素質；Logistic回歸
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2016. 23. 135
[中圖分類號] G647 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2016）23- 0247- 05
最大可能地引導大學生自主創業，不僅是社會的需要，也是個人的現實選擇。但當前我國大學生選擇自主創業的比例不到2%，與國外高達20%的比例相比，差距顯著。以高校大學生為樣本，進行創業意愿影響因素實證研究，不僅可以探尋大學生的創業素質會如何影響其創業意愿的形成，還可以探究大學生創業意愿轉化為創業行為的可能影響因素，為高校、政府制定相關政策、措施和標準提供依據。
1 文獻綜述
目前，國內學者對我國大學生創業意愿影響因素展開了廣泛而深入的研究。定性分析方面，張玉奇（2007）提出競爭、創新、社會和自身四個意識構成創業意愿。李永強 等（2008）以四川高校大學生為研究對象，論證了TPB模型應用于創業意愿研究的適用性，比較抽象和模糊地解釋了各種因素對創業意愿的影響機制。定量分析方面，范巍、王重鳴（2004）以浙江大學學生為樣本，從人口統計特質角度出發分析論證大學生責任感、經濟回報和創業成就感等因素對創業意愿形成的顯著作用。賀丹（2006）主要從創業態度和環境兩個層面考察創業意愿影響的可能因素。張云川 等（2011）以武漢高校大學生為研究對象，從個人、家庭和社會三個層面探討了影響創業意愿形成的主要因素。李瓊（2012）根據吉首大學商學院大學生調查數據，從個人、家庭和創業教育三個方面借助回歸模型探尋影響創業意愿形成的若干因素。陸根書 等（2013）以西安市高校大學生為樣本，運用回歸分析方法從個體、學校教育、家庭背景和社會環境四個維度探尋影響創業意愿形成的可能因素。研究結論共同顯示，大學生個人的創業素質、家庭、創業教育和社會環境對其創業意愿形成均存在不同程度的影響，首要關鍵因素則為大學生的創業素質。雖然已有成果頗多，但仍存在值得思考的地方。一是創業意愿和創業素質的測定多采用單一變量直接測定法，即直接詢問被訪者是否有創業意愿和直接詢問被訪者對自身創業素質的評價等級。該測定方法雖然簡單，但比較粗糙，不能全面、細致、準確地刻畫大學生創業意愿的具體表現和創業素質涵蓋的具體內容，其信度和效度也不夠理想。二是目前研究成果缺乏創業素質視角下的創業意愿研究，導致該方面的研究不夠全面深入細致。
本研究將在已有成果基礎之上，采用李克特量表間接測定大學生的創業意愿和創業素質，引入Logistic回歸模型，從大學生創業素質角度進行創業意愿研究。
2 研究設計
2.1 研究模型的設定
根據Mclleland的成就動機理論，高度渴望成功、強創新力、高自控力、堅強毅力、冒險偏好、獨立等特性是成功創業者應具備的個人品質。結合前文對國內相關文獻的分析結論，構建大學生創業意愿影響因素的理論模型，如圖1所示。
2.2 量表設計
考慮到多變量測量法的信度和效度均優于單一變量測量法，因此測定大學生創業意愿和創業素質是都采用多個變量從多個維度對其進行測量。同時考慮到間接測量法比直接測量法的結果客觀準確，因此采用間接測量法中的李克特量表形式設計大學生創業意愿和創業素質評價量表。
2.2.1 大學生創業意愿評價量表
大學生若存在創業的想法，在其創業意愿的指導下，會進行創業準備和形成創業相關行為。由此，論文從創業準備和創業相關行為兩個維度設計量表，如表1所示。
2.2.2 大學生創業素質評價量表
大學生創業素質涵蓋的內容較多，量表總共涉及領導能力的5個評價變量（X1，X2，X3，X4，X5）、創新能力的4個評價變量（X6，X7，X8，X9）、社交能力的4個評價變量（X10，X11，X12，X13）、開拓能力的4個評價變量（X14，X15，X16，X17）和自制能力的3個評價變量（X18，X19，X20）共20個評價變量。量表采用五點式評價，相應賦值1至5分，見表2。
2.3 樣本設計
考慮到大一、大二學生進入大學校園不久，不會面臨就業壓力，對創業考慮的較少，想法不夠成熟，因此本次調查選擇湖南高校大三、大四學生作為研究對象。問卷共發放700份，回收646份，其中有效問卷614份，有效率為87.71%。有效樣本中，大三學生占37.46%，大四學生占62.54%；男生占53.58%，女生占46.42%；理工類占33.39%，經管類占34.69%，文史類占23.62%，藝術類占8.3%。
3 數據分析
3.1 大學生創業意愿程度分析
將大學生的回答劃分為“0次”、“1～2次”、“3次”“4次”“5次及5次以上”五個等級，分別賦予0至4分，六個變量的綜合得分刻畫創業意愿程度的高低。得分越高，創業意愿程度越高。規定得分在10及10分以上表明有一定程度的創業意愿，表3結論顯示有創業意愿的學生比例僅為12.4%。由此可以預測，實際自主創業的大學生比例更低。從創業準備和創業行為的調查結果來看，大學生瀏覽創業網站2次以上的比例較高，達到35.3%；搜集創業者經歷和主動結交社會人士2次以上的也有一定比例，分別為18.4%和17.6%；主動參加創業培訓或講座2次以上的比例較低，只有14.0%；參與創業實踐和組建管理團隊2次以上的大學生最低，僅為9.9%和8.3%，不足10%，見表3。
3.2 大學生創業素質分析
根據各項評價變量的得分，計算創業素質準則變量的綜合得分，得分越高則該項創業素質較高。領導能力和社交能力因有5個測評變量，故此兩項能力綜合評分在15分以上的為該項能力較高。依此類推，創新和開拓能力綜合評分在12分以上的為該項能力較高，自制能力綜合評分在9分以上的為該項能力較高。從大學生各項能力分布情況來看，自制能力和創新能力較高的大學生比例很低，僅為1.3%和2.3%；領導能力和開拓能力較高的大學生有一定比例，分布為21.2%和20.5%；社交能力較強的大學生比例很高，達到76.6%，見表4。導致大學生創業意愿程度低、創業準備不充分的主要原因正是大學生欠缺自制、創新、領導和開拓能力。
3.3 大學生創業素質對創業意愿的Logistic回歸分析
以創業意愿程度為因變量，“有”賦值為1，“無”賦值為0，以各項創業素質準則變量為自變量，構建二元Logistic回歸模型分析大學生創業素質對創業意愿的影響，見表5-7。
表5顯示，Hosmer 和 Lemeshow擬合優度檢驗卡方值為8.179，檢驗P值（Sig）為0.416，表明由預測概率獲得的期望頻數與觀察頻數之間無顯著性差異，說明模型擬合好。
a.切割值為0.500
表6顯示，Logistic模型的預測靈敏度為94.7%，預測特異度為99.8%，預測漏診率為5.3%，預測誤診率為0.2%。
表7中結論顯示，以領導能力、創新能力、開拓能力、自制能力和社交能力為自變量的Logistic預測概率模型為
表7結論顯示，各項創業素質對創業意愿的形成均存在較大促進作用。每個自變量對應的P值（Sig）顯示，在0.1檢驗水準下，除社交能力以外的其余四項創業素質對創業意愿形成都存在統計上的顯著意義。社交能力對創業意愿形成的影響不顯著，究其原因是目前大學生的社交能力普遍較高所導致的。因此，前面提出的理論假設H1、H2、H3和H4得以驗證， H5中社交能力對創業意愿存在正影響的假設得以驗證，但影響不顯著。
表7還給出每個自變量對應的優勢比OR及其95%的置信區間。領導能力的OR估計值Exp（B）=1.558，表示在其他自變量值固定的情況下，領導能力每提高1分，創業意愿形成優勢提高1.558倍。從各變量的優勢比OR來看，最高的為自制能力，達到2.524，然后依次為創新能力、領導能力、開拓能力和社交能力。
4 結論與建議
本研究根據湖南高校614位高年級大學生的調查數據，借助logistic回歸模型，探討大學生的創業意愿程度及創業素質與創業意愿的關系，得到以下主要結論：
第一，僅一成左右的大學生有創業意愿，比例偏低。組建、管理團隊、積累創業實踐經驗的大學生比例非常低，不足一成。
第二，大學生的創業準備不充分。創業是個艱苦復雜、高風險的過程，諸如創業資料的搜集、創業者成功經驗的借鑒、創業知識和人脈的積累等創業準備必不可少。但是，當前大學生除了瀏覽創業網站的比例較高以外，搜集創業者經歷、主動結交社會人士和主動參加創業培訓或講座的比例都較低，不足兩成。
第三，大學生各項創業素質中，社交能力表現最好，有近八成的大學生社交能力較強。其他創業素質表現較差。領導能力和開拓能力較高的大學生不多，僅兩成左右。同時，大學生的創新能力和自制能力較低，此兩項能力較高的大學生比例不足3%，嚴重影響創業意愿的形成。
第四，各項創業素質對創業意愿形成都有存在較大促進作用，作用強度依次為自制能力、創新能力、領導能力、開拓能力和社交能力。同時，自制能力、創新能力、領導能力、開拓能力對創業意愿的形成存在統計學上的顯著意義，但社交能力對創業意愿的形成不存在顯著影響。
很大程度上，高校的創業教育體系影響著大學生創業素質的高低。因此根據以上結論，本文著重從高校的角度提出以下建議：第一，校園創業實踐活動多樣化、社會化，激發創業興趣。地方高校可以有目的、有計劃地開展諸如 “創業模擬大賽”、“創業技能競賽”等類型的各種創業比賽，引導、鼓勵學生參加校內外的各種創業實踐活動，激發學生參與創業的興趣。第二，推進創業教育模式改革，培養創業素質。高校應根據不同專業的特點和社會需求，以創新創業素質培養為目標，有針對性地設置創新創業教育理論課程和實踐課程體系，并讓“創新創業”的思想在教學中得以體現。第三，注重大學生自制力和創新力的培養。地方高校可借助創業實踐活動和社團活動注重培養學生的領導能力、自制能力等創業素質。最后，構建校園創業實踐平臺，提升創業素質。地方高校可以充分利用校內資源建立創業實訓基地，也可以構建“互聯網+”背景下的創業實訓平臺，借助實訓基地或實訓平臺培養大學生的創業素質和商業技能。
主要參考文獻
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第9篇：人口統計學變量分析范文
[關鍵詞]少數民族地區；農業旅游；居民感知；廣西
[作者]黃燕玲，南京師范大學05級人文地理學博士生。江蘇南京，210097；羅盛鋒，廣西桂林工學院旅游學院講師。廣西桂林，541004
[中圖分類號]F859.764 [文獻標識碼]A [文章編號]1004-454X(2008)02-0197-009
一、引言
旅游地居民對旅游感知及態度研究是近年來國內外旅游社會學、旅游地理學研究的主要內容之一。國外學者對這一領域的研究始于20世紀70年代末，并取得眾多成果。早期主要關注居民對旅游的經濟影響的感知(Getz，1986)，現今則越來越多地關注了文化(Besculides et al，2002)、社會和環境影響(Brunt&Courtney，1999)的居民感知。Mathieson與Wall(1982)指出旅游業發展所帶來的經濟影響總的來說是有益的，社會影響與環境影響則是“雙刃劍”，與旅游發展階段相關聯；Ap與Crompton(1998)較為全面地綜述了關于居民感知旅游影響及居民態度的文獻，指出人們關于經濟及環境影響的正面或負面態度往往易于達成共識，而關于居民對社會及文化影響的態度卻有時相去甚遠。Alan(2002)將旅游目的地居民的態度與旅游者的感受做定性與定量的相關分析，從而使研究達到一定深度。總體而言，國外在實證與理論方面進行較為全面的研究。
我國則在20世紀90年代中后期逐步關注這一問題，陸林(1996)、宣國富(2002)、黃潔(2003)，蘇勤(2004)、陳金華(2007)等人對目的地居民的旅游感知與態度做了實證研究與理論探討。綜觀我國相關文獻，研究以城鎮居民、沿海發達地區為主，定性分析多、定量分析少，理論分析多、數據分析少，研究方法和手段較為簡單。到目前為止，國內旅游目的地居民的感知研究較少涉及少數民族地區居民感知及態度分析，本文的研究將有助于完善這一領域的研究。深入研究居民對旅游影響的感知及對旅游業的態度，對于實現少數民族地區旅游業的和諧發展及新農村建設具有重要的現實指導意義。
二、研究區域背景、研究方法及調研數據檢驗
(一)研究區域背景
廣西桂林恭城瑤族自治縣紅巖新村位于恭城縣南面，距縣城14.7公里，距桂林市中心122.7公里，總面積8平方公里，地形主要以丘陵和峰林為主，土壤呈弱酸性，適宜種植柑桔、月柿等果樹，人均果園面積2畝，村里建有全縣最大的蓮塘嶺無公害月柿標準化栽培示范基地。紅巖新村山青水秀，果海連綿，文化底蘊深厚，民族風情濃郁。恭城縣2004年至2006年連續在紅巖新村舉辦月柿節，共接待游客61.9萬人次。2006年末，紅巖新村共有農戶102戶，人口390余人，其中85％以上的居民為瑤族，其余為壯族和漢族。從2003年開始，紅巖新村共建起51棟別墅，每家別墅6間客房，目前共擁有客房300多間，餐館40多家，全村一次性可接待游客500多人。同時，建起了瑤寨風雨橋、滾水壩、旅游登山小道、大小型停車場以及環形村道等公共設施。全村有150余人直接從事旅游服務業。近年來通過大力發展生態休閑農業和鄉村旅游，紅巖新村生態、經濟、社會效益顯著，2005年11月榮獲“全國農業旅游示范點”稱號。
(二)研究方法
居民感知、態度與旅游影響研究屬于社會學、人類學研究范疇，注重田野調查法，強調對任一社會現象的判斷都必須建立在踏實的調查研究基礎之上。本文旨在了解旅游對少數民族地區居民的影響，所以主要采用現場深度訪談與問卷調查的方式收集原始資料的實證研究方法。
本研究采用統計分析軟件SPSS11.5對所得數據進行統計分析，然后得出結論。調查時間為2006年11月，以及2007年5月；調查對象是廣西桂林恭城瑤族自治縣紅巖新村居民；問卷發放采取隨機上門調查的方法，問卷發放后，調查者幫助被調查者理解問卷并當場收回，以保證問卷質量及回收率；正式開展調查之前進行了20份的試調查，以保證調查結構的嚴謹性和完備性。問卷共分發并回收140份，有效問卷129份，有效率92.1％。問卷包括兩大部分內容，共69個問題：第一部分是被訪者的人口統計特征以及社會屬性。第二部分就居民參與旅游基本情況、居民對本地區旅游的感知、旅游影響及發展建議進行評估。問卷第二部分采用李克特七級量表(按滿意程度或贊同程度由低至高分別賦1--7分)請被訪者對調研列出的問題進行評價。
(三)問卷基本信息及信度檢驗
本次成功調查的樣本中，男性占53.49％，女性占46.51％，瑤族居民占79.75％，以25-44歲年齡段為主，文化程度主要集中在中學和中專水平，家庭收入兩萬元以上居多，收入來源以務農與旅游經營兩項為主等。根據對紅巖新村委會的干部訪談得知，調查樣本的結構特征與該村居民總體特征基本一致，可以認為本次調查樣本具有代表性。
對問卷進行信度檢驗，研究采用克倫巴赫Alpha(a)信度系數法，利用SPSS統計軟件對收集的數據進行計算。Lee等人(2004)在進行因子分析時認為Alpha(a)值大于0.6，表明數據可靠性可以接受。各因素層潛變量的Alpha(a)系數均高于0.6，且總量表Alpha(a)系數達到0.8993，說明本次調查問卷數據具有較高的內在信度。進行方差分析，F=99.1470，P=0.0000
三、研究發現
(一)居民對農業旅游現狀評價
運用統計軟件對調查數據進行整理，對于異常數據進行了必要的校正和剔除，對缺省的數據采用樣本均值替代法進行處理，經過計算得到調查樣本的目標層“居民對農業旅游現狀評價”中各項指標因子平均值、滿意度等。結果顯示，村民對紅巖新村的總體評價較高，也較為一致(均值較高，標準差較小)。對“鄉村風貌”村民非常自信與熱愛，沒有被訪者選擇4分以下的選項，在所有指標因子中均值最高。“活動種類”因子在所有因子中均值最低。
選用多元回歸中的Stepwise法分步驟將15個變量要素引入，建立由單變量到多變量的回歸方程，經計算，最終通過回歸系數假設檢驗的有4個變量：政府開發管理旅游水平、鄉村衛生狀況、布局、風光。情況說明，“政府開發管理旅游水平”在紅巖新村的發展中起著至關重要的作用。
恭城縣把社會主義新農村建設規劃納入到縣域城市總體規劃以及各鄉鎮小城鎮建設總體規劃，對示范點新房建設和山、水、田、林、路等實行統一規劃、設計。政府積極倡導發展生態旅游、休閑農業旅游，亦農亦旅、亦果亦商的生產方式的確為村民帶來實惠。并且有效改變農業基礎設施脆弱、農村社會事業發展滯后、農民收入低下的面貌。優美的自然風光與良好的鄉村生存環境、合理的規劃布局促生了村民對自身所處環境及開展休閑農業旅游的自豪與普遍認可。休閑農業旅游的日益發展也促進了“生產發展、生活寬裕、鄉風文明、村容整潔、管理民主”的社會主義新農村建設。
不足之處在于，由于村民對自身素質、能力的疑慮以及旅游者需求的不斷變化使得村民認為政府應提供更為全面有效的旅游知識與服務技能的培訓，這應當引起重視；公共基礎設施供給數量與質量有待提高；此外，由于地域條件、資源類型等限制，旅游項目設置、旅游景觀規模與品質尚難達到村民的期望值。
(二)居民對農業旅游影響的評估
村民對旅游現狀滿意與否直接影響他們是否支持并積極參與旅游經營活動，統計結果表明兩個評價因子密切相關，Pearson相關系數=0.264(**)，雙側檢驗=O.002。
1、居民對經濟影響的評估
紅巖新村幾乎所有家庭都從事旅游經營活動，93.02％的被訪者中回答“家庭從事旅游經營”，主要涉及的旅游經營活動主要有：住宿(83.72％)、餐飲(65.12％)、旅游商品買賣(含農產品)(39.53％)、娛樂(6.98％)等。因此對于旅游的經濟影響感受深刻。
統計表明，村民對旅游經濟影響感知較為積極，正面感知強烈，對發展旅游多持贊成態度。85％以上的村民對“J1”、“J2"、“J4"、“J5”、“J6”五項正面指標因子持贊成意見，評價值均超過“5”分，標準差分值較小，見表3；同時，村民也認為農業旅游季節性明顯，務農仍相當重要。與村干部的訪談中也發現，他們對發展旅游是完全支持的，但同時提到本村變遷的基礎在于發展農村經濟，把種植月柿作為支柱產業來抓是成功關鍵。對于經濟不發達的地區，能否讓百姓增收是他們首要關心的問題，亦農亦旅的生產方式促進村民更快走上富裕之路。統計結果還顯示，旅游也帶來一些負面經濟影響。如近七成的村民認為“農業肥料等生產資料價格上漲”了，對于“J9”、“J10”兩項負面指標因子持贊成意見的達到40％，這與紅巖新村尚有部分農戶仍未搬遷住進新居有關。但可喜的是，發展旅游仍使大多數村民受益。
2、居民對社會影響的評估
與旅游的經濟影響相似，村民對旅游的正面社會影響感知強烈，對負面影響感知較弱。正面社會影響指標因子“S1”、“S2”、“S3”均值在“5”分以上，贊成率高。村民不認為旅游會使自己的傳統民族文化消失，對于“S4”負面指標因子多數被訪者持反對意見或中立。但從實地調研看，村中瑤家風情、傳統服飾文化已比較淡漠，傳統的飲食文化、節慶文化相對保存較好。如何在新農村建設中擺脫單純城鎮化模式，在提升居住品質的同時，保持農村特色文化、保留民族特色值得思考。對于其它負面社會影響指標因子，如“S5”、“S6”、“S7”、“S8”都有超過70％的村民持反對意見。這與紅巖新村建立健全村民自治組織，實行村民自我管理、自我教育、自我服務、自我監督不無關系。
3、居民對環境影響的評估
旅游的環境影響包括自然的也有社會的。總體上，被訪者感知也比較積極。如“H1”、“H2”、“H3”、“H4”等正面指標因子贊成者居多，比例高于85％，而且結果差異較小。實地考察也證實旅游對環境帶來的負面影響較小，紅巖新村的自然環境優良，山清水秀，村民對生態環境現狀評價較高，雖然超過七成的被訪者對“H5”負面指標因子持反對意見，仍有25.58％的村民認為旅游打破了這個瑤族小山村的寧靜氛圍，改變了他們的生活節奏。
4、居民對農業旅游支持條件的評估
紅巖新村村民對于政府給予的扶持評價較高。政府對農民開展旅游經營無論是政策、資金還是技術、利益分配上都給予大幅度傾斜，各指標因子均值在5分以上。2001年，恭城縣政府按照“富裕、生態、民主、文明、和諧”的要求，實施“富裕生態家園”建設。紅巖村作為建設示范點獲益匪淺。例如，村干部介紹說，上世紀80年代后，政府引導農民種植經濟效益較高的果業，并給予農民一定的果苗補助。農業產業的調整給農民帶來很大效益。由政府的支持的“月柿節”，為紅巖作了很好的宣傳，并打響了品牌。同時，引導老百姓發展生態休閑農業旅游，增加農民收入。還規劃出了自己的“新農村”。
從調查看，只是在房屋搬遷補償問題上，村民有不同看法。此外，盡管政府大力支持是紅巖新村發展的關鍵推動因素，但對于旅游開發應當政府主導還是市場主導這一問題上，被訪者對此判斷趨于中立，均值為僅為4.7907。
(三)不同人口統計學特征居民的感知及態度差異分析
主要采用兩種方法進行不同特征居民的感知差異分析：一是獨立樣本T檢驗；二是單因素方差分析，用以測試某一個控制變量的不同水平是否給觀察變量造成顯著差異和變動。
1、與旅游業關系密切程度分析
根據社會交換理論，與旅游業關系密切的村民因在旅游業的發展過程中所得到的利益超過了所承擔的社會文化和環境成本，對旅游正面影響的感知較強，對旅游負面影響的感知較弱。總體上對旅游業發展的態度較為積極，而與旅游業關系不密切的居民的情況則比較淡漠。對居民進行獨立樣本T檢驗發現，從事旅游經營的被訪者與非旅游經營者感知確有差異，但只是部分證明社會交換理論。多數負面感知因子與已有理論相吻合，即不參與旅游經營的居民感受更為強烈，反映經濟影響與旅游支持條件的因子也能與現有理論相呼應，但反映社會與環境影響的因子則不然，如提高地方形象、自然環境得到有效開發和保護、投資環境得以改善、居民環保意識增強、環境衛生狀況令人滿意等反而是不參與旅游經營的居民感知更好。可能的解釋是，由于少數民族地區居民教育程度、經濟收入相對較低，因為發展旅游而富裕起來的村民由于參與更多的培訓、更多地接觸到新思想、觀念更新更快，相應要求也不斷提高，因此對于諸如反映社會、環境的一些問題認識更加深刻。
2、基于性別差異的分析
對居民進行分類后的獨立樣本T檢驗發現，性別對感知差異有影響。女性對經濟影響的正面影響因子感知更為強烈，對經濟影響負面因子感知較為薄弱；性別對社會影響、環境影響諸因子沒有產生較大影響，除了兩個因子“提高了地方形象”、“促進了居民思想觀念的更新和開放”女性的評價值顯著高于男性，感知更為良好，以及男性在“居民環保意識增強”感知上強于女性；旅游支持條件上，“政府、集體、旅游公司、居民利益分配合理”因子，女性較男性感知更弱，而旅游開發應以政府主導還是市場主導問題上，女性趨于中立，男性則更傾向政府主導。
在傳統農業活動中，婦女由于身體等條件限制，在農村社會經濟中大多處于從屬地位。隨著旅
游的開發，在旅游行業，婦女與男子在體力上的差別變得不那么重要，相反，婦女與生俱有的善于與人溝通、細心周到的天性在旅游服務行業有了用武之地。婦女成為推動旅游發展的重要力量。這不僅提高了她們的經濟收入和社會地位，而且通過職業培訓及與外界的交往機會的增加，提高了婦女受教育的程度，擴大了她們的視野。因此，與生俱來的偏于感性認識的婦女在促進自身發展以及改善自己生活水平質量的各因子明顯高于男性。
3、其它因素
單因素方差分析中采用Homogeneity of Variances方法檢驗各項指標在年齡、居住年限、民族及受教育程度等不同分類的組間方差是否存在差異。數據顯示：年齡組出現差異的主要是青少年組(15―24歲)、中青年組(25―44歲)及中老年組(45―64歲)三個年齡組，在總體上年齡越大，感受越好；而中青年組在負面指標“S8”感知上更為敏感；經歷歲月磨礪的中老年人則對負面指標“S6”持強烈反對意見。
居住年限不同也對村民的感知產生影響。有顯著差異指標因子是“J10”、“J9”、“S4”、“H3”、“Z2”。前三項負面指標中，感知規律曲線大致呈倒“U”形，即居住時間在十至三十年的村民更為敏感，居住時間較短與最長的村民則意見趨于中立；而后兩項正面指標，居住年限越長，評價分植越高。
不同民族對旅游感知有明顯差異的指標共四項“總體感受”“J10”“J3”“S4”。少數民族村民較漢族村民對旅游的正面評價更高。瑤族、壯族比漢族居民對旅游的總體感受評價均值高一個量級。
此外，受教育程度對居民感知也產生不同影響。較高文化層次(高中及以上)的居民對“J4”、“J6”、“S2”等旅游正面影響的感知比低文化層次(初中及以下)的居民感知強烈。文化程度在高中及以上的居民對于旅游造成“S5”、“H4”等旅游負面社會文化影響的感知較其他文化層次居民強烈。可以看出居民的文化程度越高對于旅游發展的影響越敏感。
四、結論與探討
1、少數民族地區發展旅游對當地經濟、社會、文化和環境產生重要影響。研究發現，紅巖新村村民對旅游發展持肯定態度，但不同類型居民存在一定差異。旅游發展所帶來的經濟影響總體而言是有益的，而社會文化影響與環境影響則是“雙刃劍”，與旅游發展階段相關聯，紅巖新村作為新興的農業旅游目的地，目前尚處于參與期(involvement stage)與發展期(development stage)，因此，盡管其居民對社會文化、環境影響的正面感知較強，也應當未雨綢繆，加強民族文化、自然資源的保護以確保和諧發展、永續利用。
2、在少數民族地區發展旅游，政府支持非常關鍵。調研中，村民對政府工作給予高度肯定。恭城瑤族自治縣政府從戰略上實施農旅結合的農村扶貧工程，從政策上扶持、資金上支持農業旅游發展，引導其逐步走向規范化、規模化。旅游業發展伊始，聘請相關專家進行總體規劃，引導各有關單位出資出力，進行基礎設施建設。同時，制定相應的旅游扶持政策，搭建干部和村民“結對子”服務平臺，給紅巖新村旅游經營者指導和幫助。此外，推出多項惠民措施，扶持和引導農民走出一條有地域特色的新農村建設道路。雖然調研結果顯示部分公共設施還未達到村民期望，但總體滿意度仍較高。
3、發展旅游使農村面貌日新月異。主要體現在：第一，使農村村民精神面貌發生了很大變化。旅游業是以紅巖新村社區的旅游服務為載體，對外展示民族精神和民族面貌。發展旅游業有助于良好社會風氣的形成。調研結果顯示村民對發展旅游的正面社會影響評價均值較高；第二，旅游業的發展使紅巖新村面貌發生巨變，為促進紅巖新村旅游業的發展，紅巖新村在交通、住宿、餐飲、通訊、手工藝品生產、景區(點)建設等方面都進行了大量的建設與完善，使昔日貧窮落后的農村面貌發生了根本性的變化。
