人口统计学变量分析精选(九篇)
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第1篇：人口统计学变量分析范文
关键词：离散选择模型；Logit模型；手机；品牌选择
中图分类号：F25文献标识码：A文章编号：1672-3198（2008）01-055-02
1 模型的选取
离散选择模型的研究真正兴起于19世纪50年代末，属于微观计量经济学的范畴。离散选择模型（discrete choice models），也被称为品质反应模型（qualitative response models），是由表示选择项集合在连续变量和离散变量之间存在的差异而引起的。通常而言，离散选择的主要模型有如下四种：Logit模型、GEV模型、probit模型、Mixed logit模型。本论文的研究采用Logit模型为工具。
2 数据收集与描述性统计分析
本论文的数据来源为国内某公司2006年对我国全国城市家庭的调查数据。本次调查共收集有效问卷998份，选取的变量有：(1)品牌；(2)受访者性别；(3)受访者年龄；(4)受访者教育程度；(5)受访者个人月收入。
其中，男性受访者为537人（53.81%），女性受访者为461人（46.19%）；受访者年龄小于29岁的有355人（35.57%），受访者年龄在30－39岁之间的有275（27.56%），受访者年龄大于40岁的有368人（36.87%）；受访者受教育程度为小学/初中/技校的有220人（22.04%），受教育程度为高中、中专的有312人（31.26%），受访者教育程度为大专及以上的有466人（46.69%）；受访者月收入在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 数据分析
将手机品牌作为因变量，其他变量作为自变量，把整理出的998份样本输入SPSS软件进行多分变量Logit回归分析。SPSS软件通过运算可得出常数项b(b0,b1,b2,K) 的值，代入Logit模型，即得到不同人口统计因素对手机品牌选择的概率。
3.1 单人口统计因素对手机品牌选择的影响
(1)性别。将变量brand（品牌，0：其他，1：诺基亚，2：三星，3：摩托罗拉）作为因变量，由于样本量中“诺基亚”、“三星”和“摩托罗拉”三种品牌在调查到的二十多个品牌中所占比重超过60%，所以笔者仅研究这三种品牌，将变量值为“其他”的作为缺损值，不进行分析。由于变量sex（性别，1：男，2：女）属于分类变量，因此作为因素变量进行分析。
SPSS软件进行最终方程的有效性检验得出的Sig值为0.033，小于0.05，因此方程有效；利用似然比统计量检测每一个变量对方程的影响，sex变量的Sig值也为0.033，小于0.05，说明变量性别对方程具有重要影响。
参数估计统计量如表4所示。
由于男性sex值为1，女性sex值为0，因此截距简化了女性的Logit模型。因为所有的系数为负值并且有显著意义，所以可以看出，女性选择诺基亚和三星的可能性都要比男性大。分析表4可以发现以下现象：对于诺基亚，男性与女性消费者的差异不显著，其Wald的Sig值大于0.05；对于三星，男性与女性消费者间存在显著差异，其Wald的Sig值小于0.05。根据分析，不难得出方程组：
P（诺基亚）P（摩托罗拉）=e0.364-0.104(sex)P（三星）P（摩托罗拉）=e0.492-0.502(sex)
P（诺基亚）+P（三星）P（摩托罗拉）=1
（2）年龄。由于受访者的年龄在统计时被记录为年龄段区间，因此变量年龄（年龄，1：≤29，2：30-39，3：≥40）属于分类变量，作为因素变量进行分析。表4.10为不同年龄段区间消费者选择三种品牌手机的人数。
最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比统计量检测得出的Sig值也小于0.05，说明变量age对方程具有重要影响（参数估计统计量从略）。
（3）教育程度。同样，受访者的教育程度（1：小学/初中/技校，2：高中/中专，3：大专/大学/研究生）属于分类变量，所以作为因素变量进行分析。表4.13为不同教育程度消费者选择三种品牌手机的人数。最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.05，因此方程有效，似然比统计量检测得出的Sig值也小于0.05，说明变量受教育程度对方程具有重要影响。（参数估计统计量从略）。
（4）个人月收入。将受访者的个人月收入作为因素变量分析其对消费者手机品牌选择产生的影响时，发现最终方程的有效性检验得出的Sig值大于0.05，因此方程无效。可以得出结论，收入因素对消费者手机品牌选择产生的影响不大，不同收入水平的消费者在选择手机品牌时存在的差异不大。
3.2 多人口统计因素对手机品牌选择的影响
以上分析的结果显示出个人月收入对手机品牌选择的影响不显著，因此在进行多因素分析时，将不再把收入因素考虑进去。本研究分别考虑：（1）性别与年龄；（2）性别与教育程度；（3）年龄与教育程度三种情况。假如模型不能够通过检验，则说明这些变量之间可能会有较强的相关性，不适宜放到一起来考虑。
（1）性别与年龄。将性别变量sex和年龄变量age作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验和似然比统计量检测得出的Sig值均小于0.05，说明方程有效，且变量sex和变量age对方程具有重要影响。其参数根据统计量介于篇幅所限，此处从略。表6为同时考虑性别和年龄两个人口统计学变量的消费者选择三种品牌手机的概率。（2）性别与教育程度。将性别变量sex和教育程度变量degree作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验和似然比统计量检测得出的Sig值均小于0.05，说明方程有效，且变量sex和变量degree对方程具有重要影响。其参数估计统计量略。
（3）年龄与教育程度。将年龄变量age和教育程度变量degree作为因素变量同时加入模型中。最终方程的有效性检验得出的Sig值小于0.001，因此方程有效。年龄变量的似然比统计量检测得出的Sig值为0.001，说明变量age对方程具有重要影响；教育程度变量的似然比统计量检测得出的Sig值为0.098，变量degree对方程也有影响。其参数估计统计量从略。
3.3 多人口统计因素对手机品牌选择的综合影响
本论文利用性别、年龄、教育程度和个人月收入四个人口统计因素分析消费者的手机品牌选择行为。通过分析已得知个人月收入对消费者的手机品牌选择行为影响不大，故在进行综合分析时，仅考虑性别、年龄、教育程度三个变量。
利用SPSS软件进行最终方程的有效性检验得出的Sig值为0.000，因此方程有效；利用似然比统计量检测每一个变量对方程的影响，sex变量的Sig值为0.029，age变量的Sig值为0.000，degree变量的Sig值为0.089，说明变量sex、变量age、变量degree对方程均具有影响。其参数估计统计量见表6。
分析表6可以发现以下现象：30至39岁的与40岁以上（含）的消费者选择了相同品牌的手机；小学、初中和技校学历与大专、大学和研究生学历的消费者选择了相同品牌的手机，Wald的Sig值全部大于0.05；对于诺基亚，男性与女性消费者存在的差异不大。
根据Logit模型，可以计算出某个消费者对每种品牌手机选择的可能性。
例如我们可以计算具有高中学历的24岁男性消费者选择各品牌手机的可能性。
同理可推出，任何一类人口统计因素组合的消费者对每种品牌手机选择的可能性。
4 结论
分析研究数据结果10，可以得知：（1）男性消费者选择诺基亚的概率最大，三星的概率最小；女性消费者选择三星的概率最大，摩托罗拉的概率最小。（2）年轻消费者选择诺基亚的概率最大，摩托罗拉的概率最小；中年消费者选择三星的概率最大，诺基亚的概率最小；老年消费者选择摩托罗拉的概率较大，选择诺基亚和三星的概率相同。（3）教育程度较低的消费者选择三星的概率最大，摩托罗拉的概率最小；中等教育程度的消费者选择摩托罗拉的概率最大，三星的概率最小；教育程度较高的消费者选择诺基亚的概率最大，摩托罗拉的概率最小。
综合性别、年龄和教育程度三个人口统计因素来看，选择诺基亚概率最大的是教育程度较高的男性年轻消费者，概率最小的是中等教育程度的女性中年消费者；选择三星概率最大的是教育程度较低的女性中年消费者，概率最小的是中等教育程度的男性老年消费者；选择摩托罗拉概率最大的是中等教育程度的男性老年消费者，概率最小的是教育程度较高的女性年轻消费者。
参考文献
［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：人口统计学变量分析范文
一、旅游客源市场结构理论
旅游客源市场按消费者地理区域分布、时间分布及旅游动机类型可划分为旅游客源市场空间结构、时间结构、旅游类型结构。
美国著名旅游市场学家埃塞尔等人，按旅游者流向将旅游市场分为一级市场（即游客数占目的地接待总人数比例最大，一般达40%～60%的客源市场）、二级市场（即游客人数在目的地接待总人数中占相当比例的客源市场）以及目前来的人数尚少的机会市场（也叫边缘市场）。旅游客源市场空间分布集中性可用地理集中指数来定量分析，其模型为：
G为客源地的地理集中指数；Xi为第i个客源地的游客数量；T为旅游地游客总量；n为客源地总数。G值越接近100，游客来源越集中，旅游经营越不稳定；G值越小，则客源越分散，客源市场越稳定。
旅游客源市场随季节的不同而发生变化，因为对某一旅游地来说，不同的季节，其气候不同，加之存在一些影响客源季节性变化的社会因素（如节假日、传统习俗等），因而会出现旅游淡、旺季。
此外，旅游客源市场按消费者人口特征还可划分为年龄结构、性别结构、职业结构、文化层次结构、收入结构等。
为了适应不断变化的市场环境，在激烈的竞争中获得生存与发展，各旅游地、旅游企业必须研究旅游客源市场结构，明确自己的客源市场目标，以便对自己的旅游产品进行正确的定位，制定切实可行的客源市场规划，调整旅游产品经营组合，制定合理的价格政策，并集中人力、物力、财力等，选择最佳的宣传促销渠道，有针对性、有秩序地开拓自己的客源市场，以提高旅游客源市场占有率和旅游经济效益。
本文拟以全国百强县之首的江苏省江阴市为例，在对调查样本的社会人口统计特征和旅行特征，以及旅游者旅游动机正交旋转因子分析研究的基础上，对江阴旅游客源市场进行了较为深入地比较分析。
二、资料来源与研究方法
笔者于2013年6-7月，对江阴旅游者进行了当面问卷调查。发放问卷720份，回收有效问卷494份，有效回收率68.61%。
问卷包括三部分内容：被调查者的人口统计特征及社会属性、旅游行为特征、旅游动机表述。其中动机表述共21项，要求被访者用1（非常不同意）～5（非常同意）的等级方法来回复自己对旅游动机的表述，采用SPSS软件对调查数据进行分析处理。首先，对问卷的第一、二部分数据进行描述性统计分析和交互分析，考察目的地游客的人口社会统计学特征以及不同组别旅游者的决策等行为；然后，采用主成分分析法和其他相关数据分析方法对第三部分的动机进行归纳分析。
三、旅游者的背景特征研究
（一）客源地特征
根据数据分析结果发现：来江阴的游客中本省的占34.4%；江苏、上海和浙江、安徽所占比例也很大，四地之和达61.6%，这些地区距目的地较近，经济较为发达，居民旅游意愿较为强烈；其次是福建、河南以及山东等省也占据一定比例，这主要是由于这些地方在江阴做生意或是打工的人较多，这些人利用假期或闲暇时间到江阴旅游资源旅游的缘故。在客源调查中，江阴本地游客所占比例较高，这于江阴所有旅游景点只对本地市民免费开放有一定关系。总的来说，客源的距离衰减原理表现的非常明显，出游距离较短，中短途的旅游者占绝对多数。
（二）人口统计学特征
如表1所示：在年龄分布上，25―44岁的游客比例最高，这主要由于调查选择在非节假日期间进行，在旅游景区游玩的大都是本地市民和外地旅游者，45-64岁游客占25.7%，高于全国平均水平，其中很大一部分是单位组织的商务会议或奖励旅游。15―24岁的比例达18.8%，很多是工厂里打工仔打工妹利用休息时间一起出来游玩。14岁以下的比例最小，仅占0.8%。小孩主要是部分家长带孩子出来一起亲子游。
在文化程度上，由于受调查的游客中江阴本地游客较多，而江阴由于经济发达，教育重视，所以，江阴本地市民的文化水平普遍较高，同时，江阴由于重视人才的引进和培养，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%就不足为奇了。
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当比重，达到22.5%。与之相对应的是出游者的职业构成，企事业管理人员和文教卫生/专业技术人员占到34.2%，其次为学生为16.3%，服务销售商贸人员11.2%，职业构成与学历以及收入水平存在显著的正相关。
四、旅游者决策与动机行为研究
（一）出游方式
江阴游客以散客为主，占46.8%；其次是参加旅行社，占27.6%；再者是单位组织的福利、奖励旅游占16.3%，最后是因公务、出差、开会顺便出游的，为9.2%。其中，散客出游方式，又以家庭和亲朋结伴出游为重。总体来说，江阴旅游喜欢结伴出游，乐意与身边的人分享旅游经历。
（二）旅游信息来源
相关群体的介绍是主要的信息渠道，包括亲朋的推荐和旅行社的推介，分别占28.7%，9.3%，其中亲朋的推荐的28.7%是所有信息来源渠道中比例最高的，由此可以看出口碑对于游客的旅游决策起到异常重要的作用。另外一些白领倾向于在网站搜索旅游信息，比例为13.4%。这个比例也较高，说明在现代网络时代，大众对于信息的来源已经开始依赖于网络；最后广播电视的宣传手段作用也比较大，达到16.4%。而报刊杂志和旅行社推荐比例是最低的，只有10.1%和9.3%。
（三）主要交通工具
受客源地的影响，到江阴旅游所选交通工具主要以汽车为主（54.7%），另外私家车所占也比例非常高，达到23.1%。在客源市场开发过程中要特别关注自驾车旅游市场的特点和需求。
（四）旅游者的出游动机研究
使用SPSS16.0对江阴市旅游者旅游动机进行因子分析，首先对21项旅游动机描述项进行KMO统计量分析和巴特勒球形检验。KMO值=0.819，大于0.7，说明作因子分析的效果较好。巴特勒球形检验的 概率是0.000，说明数据具有相关性，适宜做因子分析。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转法对提取的公因子进行旋转，以使公因子有较满意的解释。以特征根大于1、因子负荷大于0.4为标准，可得5个动机因子，共解释54.9%的方差，能够概括江阴市游客主要旅游动机：
第一个动机因子包括9个变量，如考察学习、慕名而来、体验不同的生活风格、增长见识增加知识等，命名为“考察体验”动机，解释总方差的17.33%；第二个动机因子包括观赏美丽的风景、身体心理放松休息、处于平静的气氛中等，命名为“游憩放松”动机，解释总方差的16.95%，前两个动机因子解释方差最多，是解释江阴市旅游者动机差异的最主要因素；第三个动机因子包括探亲访友、和家人朋友在一起、带孩子游玩增长见识，命名为“增进亲朋感情”，解释总方差7.67%；第四个动机因子包括商务公务会议需求和建立友谊发展关系两个变量，命名为“商务/公务关系”动机，解释总方差6.97%；第五个动机因子只有一个变量，命名为“宗教”动机，解释总方差6.00%。
五、江阴客源市场的开发构想
（一）明确并选择合理的客源市场目标层
根据对江阴旅游者客源地特征分析，江阴旅游者主要客源地应该重点锁定在华东及华东周边地区。
华东地区，特别是以上海为中心的长江三角洲，是我国经济比较发达、城市密集、人口稠密的地区，出游能力较强，加之，江阴是长三角地区的几何中心，交通发达，在本区内可达性较好。因此，该区应成为江阴市国内首选市场。华东周边地区距江阴也不远，在现代交通的背景下，华东周边的游客可以很方便的通过飞机、高铁、高速公路直达江阴。事实上，华东周边地区如福建、湖南、河南等地区在江阴市国内客源市场中已占一定比例。这地地区可进行适度的宣传促销，以作为江阴市国内客源市场的补充。
（二）加强区域合作
华东地区旅游资源丰富，区内集中了35处国家级风景名胜区，还有许多著名的旅游城市，已形成一定的旅游网络。南京市无论在资源开发方面，还是在促销方面，都应该与片内其他地区加强合作，这样可以形成优势互补，还可以借助周围旅游区，提高自己的知名度，扩大自己的客源市场。如上海是著名的国际化大都市，其国内、境外客源市场都很大，其每年境外游客数达100多万人次，国内年流动人口达1亿人次，江阴距离上海只有198公里，沪宁高速、沿江高速、京沪高速、京沪高铁等多条交通线路直通上海，如能与上海方面合作，将上海的部分游客中转过来，那将是一个可观的数目。
（三）加大宣传促销力度
根据江阴旅游者的信息来源分析，江阴在客源市场的开发中一定要加大投入重点可以采取以下方式：（1）采用多种形式的广告，如在具有标志性的江阴长江大桥两边设置大型广告牌、在车站候车厅运用大屏幕广告等；（2）编印各种介绍江阴的小册子，并可作免费赠送尝试；（3）拍摄江阴旅游风光录像片，在国内外电视台播映；（4）运用广播电台向国内外广播宣传；（5）建设江阴自己的旅游网站，并加强在网络上进行江阴旅游形象的推广；（6）与其他地区联合宣传。此外，江阴旅游宣传要多走出去，多参加国内国际旅游方面的展销、促销活动等等。总之，可以通过不同渠道形成全方位、多层次的海内外促销网络。
（四）加快软、硬件建设，塑造良好的旅游城市形象
近年来，江阴的旅游基础设施、服务设施有了很大的改善，但还不尽如人意，尤其是市内道理狭窄、交通拥挤状况未能有效地改变，连接各个旅游景区的交通系统还未建成，市容市貌、卫生状况也有待进一步改观。因此，要尽快加强基础设施建设，改善城市旅游环境，进一步提高服务质量，树立良好的旅游城市形象，打造江阴在旅游者心中的良好口碑，使江阴市的旅游业再上一个台阶。
参考文献：
[1]保继刚，楚义芳.旅游地理学[M].北京：高等教育出版社，1999.
第3篇：人口统计学变量分析范文
【关键词】延迟退休政策；珠海市；回归模型
中国老龄化程度严重，是全球唯一的老年人口过亿的国家，据联合国统计，到本世纪中期，中国将有近5亿人口超过60岁。为应对人口老龄化现状，中国有望于2017年正式出台实行延迟退休方案，为落实好延迟退休政策。珠海市作为经济特区，政策优势、地缘优势、人才优势、经济优势明显，探讨珠海市作为试点城市的可行性具有重要意义。
一、有关延迟退休政策研究文献综述
1.国内文献综述
通过查阅资料，雷勇和蒲勇健发表的《基于给付确定制的最优退休年龄经济模型分析》为员工选择最优退休时机提供了参考依据； 2012年，张文学和任彦霏发表题为《人口年龄结构变动下的最优退休年龄动态模型构建与应用――以陕西省为例》，探究实现社会福利最大化O最优退休年龄模型；到2013年，李含伟和汪泓基发表《基于个人幸福最大化的最优退休年龄分析与柔性退休制度仿真》，该论文考虑了个人获得的物质享受与个人对社会的奉献价值。
2.国外文献综述
国外学者探究最优退休年龄文献较早，其中较为重要的研究有： 1984年Gary・ S・ Fields运用劳动力供给模型，对国民收入结构、养老保障等因素进行实证分析，证明其会影响退休行为；2008年，Jonathan・Barry ・Forman探讨退休年龄与人口统计学的关系，初步拟出养老金法案，为公共政策制定参考依据。2009年，Michael Tucker和Juan A.Lacomba两位学者定量分析分别给出在正常市场和消极市场下最优退休年龄应该在62q，且法定退休年龄也受到政治与经济因素影响的结论。
综上所述，中国对延迟退休年龄问题争论已久，但与国外成熟国家的退休年龄相比，中国学者研究最优退休年龄着重考察个别因素进行定性分析，定量分析文献较少。本文在前人验证延迟退休年龄合理性的基础上，建立logistic回归模型，侧重对相关数据进行定量的实证分析，进一步论证了珠海市延迟退休的可行性。
二、珠海延迟退休可行性探究
中国社会科学院社会保障实验室特约研究员孙永勇等学者认为最佳退休年龄与参加工作年龄、退休年龄、死亡年龄、名义利率、退休前死亡概率、个人效用之间可建立数据模型，根据历史数据测算得出城镇就业人员最有退休年龄达64.14岁。中国人力资源和社会保障部表明将制定出台渐进式延迟退休年龄政策，城镇就业人口法定标准退休年龄有望达到男性65周岁，女性60周岁。
1.珠海市延迟退休政策定性分析评价体系
为探究珠海市就业人口退休年龄，充分利用评价模型和预测模型，定性分析4个关键因素：人口平均预期寿命、人口老龄化、劳动力供求关系、市民受教育程度，得出“延迟退休”科学可行的制度设计。
假设：
（1）4个国情指标对于延迟退休影响等值。
（2）假设研究延迟退休对某一指标的影响，其他指标值忽略不计。
（3）影响珠海市与影响中国退休年龄的因素基本一致。
根据珠海市统计局数据可知，第一，随着珠海经济的发展和人民生活水平的不断提高，人均预期寿命不断延长，珠海市的人口老龄化呈增长趋势，2010年珠海全市人口的平均预期寿命为80.2岁，而珠海市2015年全国1%人口抽样调查主要数据公报显示珠海全市人均预期寿命提高到82.5岁，居广东省之首；第二，退休年龄与受教育年限延长不相适应，受教育程度与受教育年限成正比，维持原来的退休年龄规定，劳动力可能处于人力资本高峰期退休，造成人力资本的浪费；第三，退休年龄与人口老龄化趋势不相适应，社会保障压力增大。
珠海市延迟退休政策定性分析，延迟退休年龄政策在珠海市同样具有可行性。
2.Logistic回归模型进行定量分析
通过调查问卷的方式，以调查者愿意频率来反映延迟退休年龄政策是否可行的概率。Logistic回归分析方法是对定性变量的回归分析。在实际问题中，是否实施延迟退休政策，确定延迟与不延迟两个变量。
设因变量y是0-1型，自变量为j x （j=1，2，3）。设y=1时的概率为p，则Logistic回归方程为
根据职业类型的划分，从事业单位、企业单位和体力劳动者三个角度对P值进行计算。P1代表事业单位中愿意退休的频率，P2代表企业单位中愿意退休的频率，P3代表体力劳动者中愿意退休的频率。
模型估计的结果可以写为：
综上，通过建立logistic模型，显示出中国人均GDP与人均公共管理、社会保障和社会组织固定资产投资额对退休年龄有显著影响，人均GDP的增加有助于延迟退休政策的实施。
三、研究结论和建议
1.将珠海市作为延迟退休试点城市具有可行性
本文对珠海市延迟退休政策定性分析评价体系，得出延迟退休政策χ楹J芯济发展、劳动力市场优化、教育可持续发展和珠海整体战略布局这四方面都有积极意义。
结合中国与珠海的数据进行定量的实证分析，建立logistic回归模型法，得出人均GDP与人均公共管理、社会保障和社会组织固定资产投资额系数的t统计量都高度显著相关，且所有系数都具有正确的符号，表明人均GDP与人均公共管理、社会保障和社会组织固定资产投资额系数这两个变量共同对愿意延迟退休有显著的影响，延迟退休方案在珠海市实施具有可行性。
2.建议推行弹性退休制，完善养老金给付机制
实行弹性退休制，意味着城镇人员可以根据自身健康状况和工作意愿在55岁到65岁之间选择合适的时间来办理退休手续。养老金与退休年龄相挂钩，可提高参保人员的缴费积极性、减轻社会养老压力，还可有效避免富有劳动力人员提前退休。能够积极引导劳动力市场，充分发挥市场机制在退休决策中的作用，使得个人在退休决策时选择的方案可以达到最优化。
政府应当制定退休年龄的指导性政策，制度设计与利益激励相符，鼓励各地区因地制宜，实行弹性退休制。政策制定与实施过程动态监管，避免养老金缺口影响社会保障制度的可持续性，建立完善的养老制度也有利于社会公平与效率的实现，将养老金的给付水平与退休时间紧密联系起来，可以根据不同的退休时间调节养老金的给付，从而体现养老金收缴及发放的公平与效率结合。
四、结语
珠海市作为经济特区，具有经济创新创优的政策优势；地处珠江口西岸，与香港隔海相望，与澳门陆地相连，具有独特的地缘优势；以“蓝色珠海高层次人才计划”为核心的战略布局，具有人才优势；建设发展建立在中国改革开放30多年的有益成果基础上，经济增长保持中高速，产业结构迈向中高端，开拓“生态文明新特区、科学发展示范市”建设新局面，具有显著的经济优势。有作为退休政策试点城市的优势。
紧随国家改革，发挥优势，通过试点城市效用带动作用，将对珠海市的发展产生深远的影响。对延迟退休政策的探究，契合社会需求，有利于提高广大人民群众对延迟退休问题的重视程度，有利于社会发展进步。中国学者研究最优退休年龄着重考察个别因素进行定性分析，定量分析文献较少。本文在前人验证延迟退休年龄合理性的基础上，侧重对相关数据进行定量的实证分析，进一步论证了延迟退休政策的合理性，得出珠海市作为延迟退休政策试点城市的可行性，并提出推行弹性退休制，完善养老金给付机制的建议。日后，研究会继续数据收集、社会调查工作，在模型中增加要素研究，持续关注延迟退休政策的出台及影响。
参考文献：
[1]王甜.我国最佳法定退休年龄的趋势分析与数学建模[D].江西理工大学，2012.
[2] 汪海菊，高广阔，张腾化.中国最优退休年龄测度方法研究综述[J].改革与开放，2015，（7）.
[3] 李含伟，汪泓. 基于个人幸福最大化的最优退休年龄分析与柔性退休制度仿真[J]. 上海经济研究. 2013（08）
第4篇：人口统计学变量分析范文
关键词：城镇化 影响因素 空间面板模型 溢出效应
引言
随着中国经济快速增长，目前城镇化已经是中国正在经历的一个最重要的结构性变化。“十五”规划中首次提出城镇化这一词，此后党的十六大到十的政治报告中都有提及城镇化，十明确提出要工业化、信息化、城镇化、农业现代化良性互动、同步发展。在《国务院关于城镇化建设工作情况的报告》中首次明确城镇化路径，小城市将全面放开落户限制，可见，针对如何合理推进中国的城镇化进程的研究已是相当紧迫。
近年来，已有大量文献在对中国城镇化方面进行了研究，包括城镇化的历史、现状、特点以及影响因素等进行理论研究与实证分析，并取得了丰硕的成果。其中蒋伟（2009）利用2005 年的数据对中国省域城市化水平影响因素进行了实证分析，得出区域城市化之间存在相关，即城市化水平的提高将通过空间溢出促进周边地区的城市化发展，第三产业的发展是影响地区城市化水平的主要因素。秦佳（2013）利用六普的数据实证了人口城镇化水平空间差异的影响因素，并提出第三产业就业水平的提升对中西部地区人口城镇化的促进作用大于其在东部的作用。上述文献，是以截面数据为研究对象，分别分析各变量对城镇化的影响。姜磊（2011）研究了城市化进程与城乡收入差距的影响路径识别，实证结果表明：城市化进程对缩减城乡收入差距的作用是积极影响和消极影响并存，关键取决于城市化进程的政策路径选择；省际间存在空间溢出效应的城市化进程。该文主要是针对城市化进程与城乡收入差距的影响研究，而较少考虑其他因素对城市化进程的影响。
本文主要是研究中国在城镇化水平上是否存在显著的空间相关性，及影响城镇化水平的因素是什么？相邻区域的城镇化水平对本地区的扩散程度是多大？以及邻近地区的影响因素对本地区的城镇化水平是否存在溢出效应？溢出效应多大？本文的创新之处在于利用面板模型与空间面板模型进行对比，实证了空间面板模型的优势以及确定影响城镇化水平的因素，并计算出各自的溢出效应。
研究方法
（一）Moran's I指数
在空间统计学中常常使用空间自相关指数Moran's I指数来检验变量是否存在空间相关性，因此本文利用Moran's I指数研究人口城镇化的全局空间相关性。Moran's I指数定义为：
（1）
当Moran’s I指数为正时，表明存在明显的正空间自相关，也就是说相似的观测值（高值或低值）趋于空间集聚，表明不同地区数据在空间上有相似的属性；当Moran’s I指数为负时，表明存在负的空间自相关，相似的观测值趋于分散分布，表明不同地区数据在空间上有不相似的属性；当Moran’s I指数为零时，观测值呈现独立地随机分布。Moran’s I指数绝对值反映了空间相关程度的大小，绝对值越大，空间相关程度越大，反之亦然。
（二）空间面板模型和模型选择
近年来，随着空间面板计量模型的设定和估计的方法逐渐完善，空间面板计量模型被越来越广泛的用于分析空间和区域问题。空间面板模型可以依滞后项存在于因变量和误差项中分为两类：空间滞后模型和空间误差模型，又依据样本个体之间的差异存在是确定的和随机性，有分为固定效应和随机效应。
空间滞后模型固定效应的基本结构如下：
（2）
空间误差面板固定效应模型 ：
（3）
（4）
ρ是度量相邻地区综合城镇化水平对本地区城镇化水平的影响程度。空间误差系数 λ 则反映了邻近地区城镇化水平的误差冲击之和对本地区城镇化水平的影响程度。空间滞后模型和空间误差模型是空间依赖性的不同体现。
在模型包含空间滞后误差项的情况下， 最小二乘法不适合用来估计空间计量经济模型，因为OLS估计量不再有效。所以，一般使用极大似然法（ML）来估计空间计量经济模型。Elhorst给出了Matlab软件包，给出了一般空间面板模型的极大似然估计（MLE）函数。
（三）直接影响与溢出效应
LeSage和Pace（2009）提出采用求解偏微分的方法来解释不同模型在设定情况下变量的变化所产生的冲击，为检验空间溢出效应提供了有效的基础。SLM模型可以被改写为如下矩阵形式 ：
（5）
其中，Y关于第1至第N个区域的内生变量X中第k个变量的偏微分矩阵较为容易获得：
（6）
其中， LeSage和Pace将上式最右端矩阵的对角线元素的均值定义直接影响，而每行或者列中非对角元素之和的均值定义为间接影响，也被称为溢出效应。
实证分析及估计结果
（一）指标选择和数据来源
段瑞君和安虎森（2009）运用向量自回归模型实证了城市化与经济增长的相互关系。郭军华（2009）运用面板协整检验实证了我国东、中、西部城市化与城乡收入差距之间具有长期均衡关系。江易华（2012）利用2009年统计年鉴数据对县域人口城镇化的影响因素进行分析，实证了生产总值、农林牧渔业人员、城乡收入比和人口发展功能区划是影响县域人口城镇化的主要因素。蒋伟（2009）将各省的人均 GDP、第二产业产值占 GDP 的比重、第三产业产值占 GDP 的比重、文盲半文盲占 15 岁及以上人口的比重、按美元与人民币中间价折算的进出口总额占 GDP 的比重、城乡收入差距等因素对城镇化的影响进行研究。秦佳和李建民（2013）利用空间模型实证了地区之间土地城镇化水平、第二三产业就业水平和产值水平，以及人均 GDP 的差距是造成人口城镇化平空间差异的主要原因。
根据以往文献对城镇化影响因素的分析以及数据的可得性。本文研究文盲率、城乡收入差距、第二产业产值比、第三产业产值比、人均财政预算支出、人均进出口额、人均地区生产总值对人口城镇化率的影响。
本文对所有数据取对数，是为数据之间的可比性和减少异方差，其中Y表示城镇化率，国内学者已基本达成对人口城镇化率指标的共识，即采用各地区非农人口数比各地区总人口数， I表示文盲率，即文盲半文盲占15岁及以上人口比例，Ur表示城乡收入差距，各地区城镇居民平均每人可支配收入比各地区农村居民平均每人纯收入，S表示第二产业产值比，即第二产业产值占生产总产值的比重，T表示第三产业产值比，即第三产业产值占生产总产值的比重，D人均财政预算支出，各地区一般财政预算支出比上各地区人口数， Exit人均进出口额，即各地区按经营单位所在地分商品进出口总额除以各地区人口数，Rgdp为人均地区生产总值。本文以中国31个省为研究对象，根据数据的可得性采用1998～2011年的年度数据，即进行实证分析的样本数据为1998～2011年中国31个省份的面板数据。数据来源于1999 ～2012年中国统计年鉴和1999～2006年中国人口统计年鉴，2007～2012年中国人口和就业统计年鉴。
（二）实证分析
空间自相关性检验。本文采用Rook邻接矩阵，首先利用Anselin编写的geoda软件计算城镇化率的全局自相关Moran's I指数值如图1所示。其中Moran's I值在0.26～0.4的正值区域内，且总体呈现递增增长趋势，各地区城镇化率有显著的正向空间依赖性。从总体变动趋势来看，中国各地区城镇化率Moran's I值呈现递增趋势则说明空间集聚现象越来越稳定，空间依赖性在不断增强，溢出效应在逐渐增大。
全局空间 Moran's I指数描述我国区域城镇化率的总体空间自相关模式，但不能确定各地区具体的空间依赖情况，局部Moran散点图可以为分析具体各地区城镇化率聚集情况提供信息。其中局部Moran's I指数如图2。
在Moran's 散点图中第一象限（HH）主要是东部沿海以及华北地区，包括上海、浙江、福建、江苏、北京、天津及东北三省等地，表示这些省份及其周围省份都有较高的城镇化率，及其地区城镇化率之间差异不大，存在较强的正空间自相关性。第二象限（LH）主要是河北、海南、安徽、江西四省，其中河北周边有高城镇化率的北京、天津等地，这些地区在高城镇化率区域范围内，如果充分利用周围的高城镇化率地区的扩散效应，这些地区也会在城镇化率水平上得到较好的提高。因此，这一象限成为过渡区。第三象限（LL）主要是西部地区，以及部分中南省份，这些区域是连同周围地区都是低城镇化率城市，例如，四川、贵州等高原地区，另外，经济的发展水平也是一个很重要的因素，这些区域普遍表现为不发达省份。第四象限（HL）是广东、内蒙古和重庆，这些省份应该发挥典范作用，带领周围区域共同发展，从而形成相辅相成的良性发展模式。
模型估计结果。空间相关分析Moran's I指数定量证明了各地区城镇化率之间存在显著的空间相关性，因此有必要采用空间面板回归模型来描述城镇化率的影响因素及其影响因素之间的关系。本文根据理论分析选择空间面板滞后模型固定效应模型，因为根据固定效应与随机效应的选择理论，随机效应主要是以样本为估计母体的。本文分别对面板数据的OLS估计以及空间面板滞后模型对无固定效应、地区固定效应、时间固定效应和地区与时间固定效应这四种情况分别进行估计进行对比。采用 Matlab2010B 软件和Elhorst、LeSage等人编写的Spatial econometric 模块，计算结果如表1所示。表2为模型的LM检验结果。表3为各内生变量的直接影响和溢出效应检验。
从R2、σ2、LogL等统计量综合来看，空间面板滞后模型比普通模型效果更好，其中地区固定效应模型R2比普通面板模型R2高出10%以上，故认为区域城镇化率模型中存在空间效应。然而，在模型中从统计量来看地区和时间固定效应模型是具有最好的拟合度，但是从模型参数估计的结果看，该模型存在部分变量的不显著性。综合比较之后，笔者认为时间固定效应模型能更贴切地描述我国各地区城镇化率的影响因素以及相互之间的关系，在时间固定效应模型中参数大多数都通过了1%显著性水平检验，同时综合统计量指标也相对较合理，故本文将选择时间固定效应空间面板滞后模型进行分析。
在空间面板滞后地区固定效应模型中，空间相关系数ρ表示与该地区相连接的省份在城镇化率水平对本地区的综合影响为0.15，该值通过了 1%的显著性水平检验，因此可以充分地证明各地区城镇化率之间存在显著的正向空间效应，即在某种程度上本地区的城镇化率是依赖于相近地区的城镇化率对其的影响，因此，在面板模型中将空间影响因素考虑进来研究中国地区城镇化更为合理。
通过表1到表3的估计结果，本文可得到以下结论：
首先，城镇化率与文盲率之间存在显著的负相关关系，即各地区的文盲率越高，相对应的城镇化水平则会越低。城乡收入差距与城镇化率是存在系数为-0.423的显著性负相关的，城乡收入差距对城镇化的影响是最大的。即减少城镇收入差距可以最有效促进我国城镇化水平的提高。这与蒋伟（2009）研究结论是一致的。此外，人均进出口额与城镇化水平之间也存在负的相关性的，但是影响程度不大，这与秦佳（2013）和蒋伟（2009）的研究结果均不一样。笔者认为可能是样本差异，蒋伟和秦佳都是以截面数据来做分析，没有考虑时间因素的影响，本文使用空间面板模型来分析变量之间的关系。
其次，第三产业产值占总产值的比值对城镇化率的影响是最大正向的。即在其他条件不变的情况下，第三产业产值占总产值的比值提高1%，则平均来说，城镇化水平提高0.403%。与第二产业对城镇化率的0.32%相比，第三产业对城镇化率的促进作用远远高于第二产业的作用。加大服务业的发展是引领我国城镇化水平进一步提升的关键因素。
最后，从各个变量的直接影响和溢出效应可以进一步了解不同变量对城镇化影响因素的具体效应，结果发现，所有的解释变量对城镇化率都存在显著的区域间的溢出效应，各个变量的溢出效应对城镇化率的影响方向与直接影响是一致的。城乡收入差距的溢出效应是最大的，也只是当相邻地区的城乡收入差距减少1%，本地的城镇化率平均上升0.074%。即各变量对城镇化率存在显著的溢出效应。
结论及政策建议
本文得出结论：中国城镇化率存在空间自相关性。同时各变量对城镇化率均存在显著的影响，同时实证也发现各变量对邻近省域的城镇化率存在具有显著的溢出效应。由此本文提出以下建议：
第一，充分利用地理优势。根据上文的分析，区域城镇化率间存在空间相关性，空间相关系数为0.15以及各自变量对本地区城镇化存在溢出效应。故应充分引导东部沿海发达地区的扩散效应，带动周围城市步入高城镇化水平阶段，同时也促进自己步入更好层次。
第二，降低文盲率缩小城乡收入差距。教育水平的落后以及城乡收入差距的扩大对城镇化发展有着显著的负面影响。增加各地区的受教育机会，特别应增加农村基础教育的投入，降低文盲率，进而提高劳动力的文化素质。缩小城乡收入差距是提高城镇化水平最有效的途径。可以通过以下方式缩小城乡收入差距：合理定价农产品价格，减少中间各种费用；畅通农产品销售渠道，提供供销平台；引导农产品的合理耕种，多种渠道提高农村居民的纯收入，进而可以扩大居民对工业产品和服务的消费，从而推动城市化的发展。
第三，加大第三产业的发展。在影响省域城镇化水平的诸多因素中，其中第三产业是推动城镇化率水平提高的主要力量，第三产业的发展和城镇化率水平的提高关系最密切。因此，在遵循市场经济规律的前提下，进一步优化产业结构，发展第三产业，合理预算财政支出，进而促进城市化进程的良性可持续渐进式发展。
参考文献：
1.Anselin L.Spatial Econometrics：Methods and Models[M].Dordrecht：Kluwer Academic Publishers，1988
2.蒋伟.中国省域城市化水平影响因素的空间计量分析[J].经济地理，2009，4
3.秦佳，李建民.中国人口城镇化的空间差异与影响因素[J].人口研究，2013，3
第5篇：人口统计学变量分析范文
关键词：博客；知识交流；成员行为
国内外的博客热潮在持续高涨，其影响也已经渗入到人们的生活当中，然而，目前却很少有研究机构针对博客的使用者进行深入的研究。国内现有的几个博客市场调查研究都是从博客用户使用偏好的角度入手进行定性分析，缺少从一个更深的层面进行定量分析，来探讨形成博客用户在社区中知识交流与共享的行为。本文从网络和博客的使用者入手，结合博客自身的科技特性，对使用者的个进行回归分析，通过深入分析促使博客用户使用博客行为的主观原因和客观原因，试图找出影响博客使用者的使用意愿与使用行为的关键因素，如何进行知识交流与共享。
一、研究框架
从成就需求理论出发，研究成员特征、知识交流和激励机制的关系，试图找出影响博客社区成员知识交流的因素。成员特征被分解为人口统计学特征（如年龄、性别、教育程度等）和个性特征（如自我效验、成就需求、内在动机等），主要探讨的是个性特征对知识交流的影响，知识交流分为两种情形：知识获取和知识贡献，而激励机制指的是博客社区队成员的参与奖励计划，包括经济强化、表现评估等形式。
二、博客社区成员的基本情况描述
本次研究共计发放调查问卷248份，收回有效样本201份。在201份的问卷中，其中男性占52.7%，女性占47.3%。年龄大部分在25岁左右，大专或本科教育程度占到90.5%，上班族和学生占主体，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%，使用网络的时间在三年以上的，占到41.3%，整体反映了调查的群体大部分是年轻人，男性居多，学历偏高层次。本文利用数据统计软件s p s s11.0对问卷调查得到的数据资料进行分析，对数据分别进行信度分析，都显出了很高的可信度。
三、知识获取与博客社区成员个性特征之间的回归分析
以知识交流与共享的知识获取为因变量，以博客社区成员的内在需求、自我效验和内在动机为自变量，采用Stepwis e逐步回归方法进行分析，回归结果列于表1中,从表中可以看出，回归方程的解释总方差51.8%，而第四部回归的F值=12.506，显著性概率S i g=0.001，到了相当高的显著水平。
从表2（回归系数及显著性检验表）中可以发现，所有自变量中联系效验首先进入模型，这说明自我效验中的联系校验的偏回归偏差（对知识交流的影响和贡献）最大，其次是内在动机里的社会提升与评论进入模型，再次是信息效验和自我表达。而未进入模型的因素包括亲和需求、权力需求、成就需求、学习娱乐、科技校验，说明这些因素与前述因素相比对知识获取的影响程度相对较小。
从回归分析中，我们可以得出如下回归方程：知识获取=-1.754+.284×X1+.274×X2+.244×X3+.186×X4
X1代表联系效验 X2代表社会评论与提升 X3代表信息效验 X4代表自我表达
四、知识贡献与博客社区成员个性特征之间的回归分析
以知识交流与共享中的知识贡献为因变量，以博客社区成员的内在需求、自我效验和内在动机为自变量，采用S t e p w i s e逐步回归方法进行分析，回归结果列于下表中。从表3模型参数表可以看出，回归方程能够解释总方差为55.3%,而第四部回归的F值=10.702，显著性概率Sig=0.001，达到了非常高的显著性水平。
从表4（回归系数及显著性检验表）中可知，所有自变量中联系效验最先进入模型，这说明自我效验中的联系效验的偏回归偏差（对知识交流和贡献）最大，其次是自我表达、科技效验，最后进入模型。而未进入模型的因素包括亲和需求、权力需求、成就需求、社会提升与评论、学习娱乐、信息效验，说明这些因素与前述因素相比对知识获取的影响程度较小。从回归分析，可以得到如下的回归方程：知识贡献=-2.287+.489×Z1+.236×Z2+.190×Z3Z1代表联系效验 Z2代表自我表达 Z3代表自我效验
五、结论
(1)通过对样本数据的统计分析，发现自我效验各变量和知识交流之间的相关关系得到了验证，科技效验、信息效验和联系效验会增加博客社区成员的知识交流水平，是博客社区成员进行知识交流的重要因素。
(2)内在动机中的自我表达、学习娱乐、社会提升与评论促进博客社区成员的知识交流和共享，激励会使博客社区成员对博客的忠诚度更高，根据数据的分析发现，内在动机中的社会评论与提升尤为重要，它对知识交流有着显著性影响，尤其是博客写作者，想让更多的人了解自己，发现自己，提高自己的知名度。
(3)博客写作者除了具备一定的电脑网络、一定量的信息外，还表现出了愿意交流，在其中获取有用知识，并且贡献自己相关信息，突出了自我记录、自我表达等个人意 愿。
作者单位：张 赫 北京联合大学自动化学院北京工业大学经济与管理学院
武玉英 北京工业大学经济与管理学院
闫健美 北京联合大学自动化学院
参考文献：
[1]王敬温,陈春英,杨志成,等.网络新产物“博客”初探[J].河北工业科技,2003,(6):14-16.
[2]薄立伟,张敏,都亚京.浅析网络博客的特点[J].保定职业技术学院学报,2006,(2):124-126.
[3]陈向东,高丹丹,张际平.B l o g在跨学科知识共享中的应用[J].中国电化教育,2004,(8):17-20.
第6篇：人口统计学变量分析范文
摘要：随机选取190名许昌市城乡老人进行问卷调查、量表测量和随机访谈，结果显示，老年人主观幸福感水平较高。当老年人遇到问题时采取的应付方式依次是解决问题、求助、合理化、退避、幻想和自责，且存在着性别差异；主观幸福感高的老年人多采用成熟型的应付方式，采用不成熟型应付方式的老年人幸福感则较低。
中图分类号：B844.4
文献标志码：A 文章编号：1009－4474(2012)03－0098－05
一、问题的提出
随着社会生产力的不断发展，人类社会出现了人口老龄化问题。人口老龄化及与之相关的一系列问题，可能直接影响国家的经济、政治、科技和社会发展。因此，人们开始重视这方面的研究。其中，老年人的幸福感就成为心理学、老年学乃至社会学的研究者们所关注的热点问题。
主观幸福感（Subjective Wellbeing,SWB）是指个体根据自定标准对其生活质量所作的总体评价与体验，是反映某一社会中个体生活质量的重要心理学指标〔1〕，其可概括为以下三个方面：（1）认知评价。对生活质量的整体评估，即生活满意感。（2）正性情感。包括愉快、觉得生活有意义、精神饱满等情感体验。（3）负性情感。包括悲伤、孤独、厌烦等情感体验，但不包括重性情感障碍和神经症。主观性、相对稳定性和整体性是其明显特点〔2〕。而主观因素中的应付方式在心理研究领域中亦扮演着重要角色，它被视为压力与相应结果(如情绪，疾病等)之间的中介因素，在生活事件与主观幸福感之间有一定的调节作用，它可有效地缓冲生活事件对主观幸福感的直接影响，对主观幸福感能起到直接作用〔3〕。应付方式(Coping Style)是指个体面对有压力的情景和事件所采取的认知和行为方式，它反映了人心理发展的成熟程度〔4〕，是心理应激与压力影响个体心理健康和自我和谐的重要调节变量。一般个体应付方式的使用都在一种以上，甚至在同一应激事件上所使用的应付方式是多种多样的，但每个人的应付方式类型仍有一定倾向性〔5〕。
本研究旨在探讨老年人主观幸福感与应付方式之间的关系，为认识和改善老年人的生活质量、丰富老年人的精神生活、为老年人保持心理健康和政府相关部门制定老年人的福利政策等提供理论参考与现实依据。
二、研究方法
1．研究对象
研究所选被试为河南省许昌市随机抽取的城乡老年人190人（男不小于60周岁，女不小于55周岁）；排除患有重型躯体和精神疾病等不能回答问题者，以及未完整回答问卷者，共回收有效问卷108份，有效回收率为56.8%，其调查有效。
2.研究工具
（1）采用一般人口学变量自编问卷。采用自编的《老年人个体背景信息表》收集被试的性别、年龄、文化程度、职业现状和居住情况等信息（见表1）。
（2）主观幸福感量表。主观幸福感量表采用纽芬兰纪念大学幸福度量表(MUNSH)，共有24个项目，包括正性情感、负性情感、正性体验和负性体验四个维度〔5〕。其中，有l0个条目反映正性和负性情感，有l4个条目反映正性和负性体验，总分等于正性因子分与负性因子分之差加上常数24，计分范围为0～48。得到的分数越高，则表示越幸福。该量表对城市、农村和老年公寓的老年人幸福度的效度分别为0.580、0.735和0.703，经过六个月间隔的同一样本再测信度为0.70，说明量表具有较好的信度与效度。
（3）应付方式量表。应对方式问卷采用肖计划等人所编的标准化量表，它具有较好的信度和效度指标，共有62个条目，分为6个分量表，分别是解决问题、自责、求助、幻想、退避和合理化量表〔10〕。分量表条目按是／否计分，通过分量表条目分之和可以计算出分量表的因子分。因子得分越高，则说明该因子经常地被人们用来有效地解决应激事件，并把解决问题和求助归为成熟型应对方式，而其他项则为不成熟型应对方式。量表的再测信度系数各因子分别在0.62~0.72之间，效度为0.35或大于0.35，说明量表的信度与效度较佳。
3．研究程序
随机走访许昌市的老年公寓、福利院、老年大学和高校离退休处，选取被试并发放问卷。有能力独立完成问卷的被试让其独立完成；无法独立完成的被试由主试逐一读出条目，被试做出反应，主试圈选选项；对离退休处和老年大学的被试采取集体施测方式，统一回收问卷。
4.数据统计与分析
对数据采用SPSS 17.0进行统计与分析，主要包括描述性统计分析、T检验和相关分析等。
三、研究结果1．老年人的主观幸福感整体现状
通过SPSS 17.0数据分析，得知老年人的主观幸福感水平为34.98±9.04，在0~48的计分范围内得分较高（25.94～44.02），且通过配对样本t检验可知老年人正性情感（7.29±2.53）和正性体验（10.24±3.54）远多于负性情感（2.24±2.65）和负性体验（4.31±3.33）（老年人具体的主观幸福感状况见表2）。
通过独立样本t检验，得知在主观幸福感的各因子分及总分上性别差异并不显著，但从描述性统计中得知老年女性（36.07±8.39）的主观幸福感总分略高于老年男性（33.67±9.69）(具体见表3)。
通过单因素方差分析，比较不同文化程度、不同在职情况和不同居住情况对老年人主观幸福感影响的差异，结果显示各总分均无显著差异(见表4)。
2．老年人应付方式的特点
通过SPSS 17.0数据分析，得知老年人采取的应付方式从高到低依次是解决问题、求助、合理化、退避、幻想和自责。经配对样本t检验，可知老年人较多采用的是解决问题（0.76±0.21）和求助（0.62±0.24）两种成熟型应付方式，而较少采取自责（0.32±0.22）、幻想（0.42±0.18）、退避（0.49±0.19）和合理化（0.49±0.20）与不成熟型应付方式（见表5）。
通过对不同性别老年人采取应付方式的差异进行独立样本t检验，可以得出不同性别的老年人在应付方式的六个因子中，除了解决问题应付因子无显著性差异外，自责、求助、幻想、退避和合理化五个因子均差异显著，且老年女性高于老年男性（见表6）。
通过单因素方差分析，比较不同文化程度、不同在职情况和不同居住情况对老年人采取应付方式的影响，结果显示：不同文化程度在应付方式六个因子上没有显著差异，不同在职情况和不同居住情况除了在解决问题因子上有显著性差异外，其他因子上均无显著差异。经事后检验，职业现状维度上，在职老年人与无业、离退休老年人存在显著差异；居住情况维度上，与亲人居住的老年人、独居和配偶居住的老年人存在着显著差异（见表7）。
3.老年人主观幸福感与应付方式的相关分析
通过对老年人主观幸福感和应付方式因子进行Spearman相关分析，得知：（1）解决问题、求助与幸福感总分呈显著正相关，且与正性体验呈显著正相关，与负性因子呈负相关；（2）自责、退避与主观幸福感总分及其负性因子呈显著正相关，与正性因子呈负相关且与负性体验呈现显著正相关；（3）幻想、合理化只与主观幸福感负性因子的相关显著（见表8）。
四、讨论1．老年人的主观幸福感状况
表2的数据表明，许昌地区老年人整体主观幸福感水平较高，且以正性情感和正性体验为主，生活满意度较高。而主观幸福感的适应理论认为，人们评价自己是否幸福会把自己过去的生活体验作为判断标准；加之老年人在经历了一生之中各种各样的事件后往往更习惯于将自己现在的生活与从前的生活状况进行比较，从而更加珍惜现在的生活。刘萃侠和胡军生等人的研究结果认为，许昌地区老年人的主观幸福感整体状况略低于其他大城市，而高于农村〔6~7〕，这可能是由于许昌市作为一个小城市，该地区的经济状况虽不如大城市发达，但却比农村好得多。而该地区较高的医疗技术水平，为老年人提供了较为完善的硬件设施，加之不断丰富的社区休闲娱乐活动，也使老年人拥有更好的生活环境和生活质量，这些都使老年人物质和精神生活两方面得到了较大的满足，他们对现在的生活很“知足”，其主观幸福感也比较高。
不同性别、不同文化程度、不同在职现状和不同居住情况等人口学变量对老年人主观幸福感没有太大的影响。从调查所涉及的人口统计学变量分析，发现老年女性的总体幸福感水平略高，且其正性情感和正性体验多于老年男性，而负性情感和负性体验则少于老年男性。通常认为，女性比男性具有更多的主观幸福感和满足感，这与本次研究结果较为一致。原因大多是由于女性年青和年老时生活状态的变化相对较小，而男性在进入老年阶段后，生活圈子、生活内容和地位发生了一些改变，使其在心理上产生了较大的落差，容易产生失落、寂寞和孤独之感。如果一旦对其心理状态构成不良影响，一方面会对其主观幸福感有直接的破坏作用，另一方面会引起或加重其疾病的病情，间接破坏其主观幸福感。从统计学意义上来看，性别、文化程度、在职现状和居住情况的不同对老年人主观幸福感的影响并不明显，很可能是随着社会的发展，人们生活质量的提高，养老环境的改善，老年人虽然面临年龄增长和机能老化，但家庭和社会的支持使其能够建立起良好的人际关系，原有各方面的差异变得不再那么重要，甚至逐渐消失。这与前人研究人口学变量对幸福感的影响十分有限，均不是影响老年人幸福感的重要因素，且经常和其他因素共同作用的结果一致〔8〕。至于这些因素可能产生的相互作用对老年人主观幸福感的影响需在以后的研究中继续探索证实。
2．老年人应付方式的特点
从表5中可以看出，老年人采取的应付方式依次为：解决问题、求助、合理化、退避、幻想和自责。老年人一般较多采取的是解决问题和求助类的成熟型应付方式，而较少采取幻想和自责类不成熟型应付方式。对于老年人来说，在现实生活中他们已经能够认识到在老年阶段将会面临一系列问题，这是不可避免的，因此，对于一些现在自己无力完成的事情也能泰然处之，不再过分要求自己，责怪自己，使整个人的心态逐渐趋于平和，当遇到问题时能主动寻求他人的帮助。
不同性别老年人在应付方式的选择上存在差异。在自责、求助、幻想、退避和合理化应对方式的选择得分上，老年女性均远高于老年男性。不同在职状况和不同居住情况的老年人只在解决问题因子上有显著差异，而文化程度不同对应付方式没有影响。同时，在老年群体中无论男性还是女性当面对生活事件时首先选择的应付方式是解决问题。不同的是作为男性大多能借助一些外部条件解决问题，而女性则比较倾向于体察自己的内心，加之女性本身的性格特质，使其在面对现实无法解决的问题时会比男性更倾向于选择退避、合理化、幻想和自责等不成熟的应对方式来解决。且在职人员和与亲人一起居住的老年人比离退休、无业、独居老年人有更多的接触群体和获得更有利的解决问题的方法，即在职现状和居住情况不同的老年人群体会选择和使用不同的解决问题的应付方式。
3．老年人主观幸福感与应付方式的相关关系
表8的数据显示，老年人主观幸福感与应付方式及其各因子存在高度线性相关关系，较多采用解决问题、求助类成熟型应付方式的老年人容易产生成就满足感，其幸福感较高；而较多采用自责、幻想、退避和合理化类不成熟型应付方式的老年人容易产生孤独无助感，其幸福感较低。这与有关研究结论一致〔9〕。主观幸福感与应付方式是密切相关的，解决问题、求助类成熟型应对方式有益于老年人的身心健康，有利于主观幸福感的提高，而自责、幻想、退避和合理化类不成熟型应对方式则会损害老年人的身心健康，不利于老年人产生幸福感。
鉴于此，国家、政府和社区应开展多种多样的健康娱乐活动，加强对老年人的心理健康教育，以引导老年人学会遇到问题时采取有效的应付方式，使其保持良好的身心健康状态，不断提高老年人的主观幸福感水平，使老年人有一个真正幸福和快乐的晚年。
五、结论
（1）老年人的主观幸福感总体水平较高，人口变量学因素对其影响不大。
（2）性别、文化程度、在职现状和居住情况均会影响老年人对应付方式的选择。
（3）老年人主观幸福感与应付方式存在显著的相关性，而主观幸福感水平高的老年人遇到问题时多采用解决问题和求助的应付方式。
参考文献：
〔1〕Diener E.Subjective Wellbeing〔J〕.Psychological,1984,95(3):542-575.
〔2〕刘仁刚,龚耀先.老年人主观幸福感概述〔J〕.中国临床心理学杂,1998,6(4):191-194.
〔3〕周 末,杨鑫辉,刘 燕.应对方式在生活事件和主观幸福感关系中的调节作用〔C〕∥中国心理卫生协会.中国心理卫生协会第五届学术研讨会论文集.2007：259-261.
〔4〕方红丽,张桂青，张 澜，秦江梅.医学研究生人格特征——应付方式与主观幸福感的相关研究〔J〕.中国健康心理学杂志,2007,15（11）:1009-1011.
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〔6〕刘萃侠,肖 健,耿晓峰.老年人主观幸福感测量结果的正向分布及其影响因素浅析〔J〕.中国老年学杂志,2003,23(4):204-206.
〔7〕胡军生,肖 健,白索荚.农村老年人主观幸福感研究〔J〕.中国老年学杂志,2006,(3):314-317.
第7篇：人口统计学变量分析范文
（中北大学理学院，山西 太原 030051）
【摘 要】在当今，数学已经在生物学中得到广泛的应用，并且生物数学作为一门独立的学科得到较好的发展与应用。其中生物数学的分支学科种类较多，并且新的分支还在不停的出现。通过对生物数学的发展历程进行分析，并对生物数学的分支学科内容进行研究，对其发展与应用的前景进行探讨，以便促进生物数学的快速发展，为社会提供更多的作用。
关键词 生物数学；发展前景；应用分析
0 引言
生物数学是生物学与数学之间的边缘性学科，主要是通过利用数学的方式来研究分析以及解决生物学问题，并对于生物相关的数学方法进行研究。生物数学是生物学以及数学的集合，是将数学知识充分应用到生物学科当中，以便更好的发挥出生物与数学的作用。数学已经在生物学科中得到较广泛的应用，例如在生态、环境、人口、流行病学以及农业等多个领域中均得到广泛的应用。虽然生物数学的起步比较晚，但是生物数学的应用前景是广阔的，并且其发展非常迅速。
1 生物数学的发展历程
由于在生物科学中的生命研究中，通常会使用观察法与实验法来研究分析生命体的性质，然而这种观察与实验需要大量的数据作为前提条件，如何通过这些数据来分析生命体的性质是非常重要的。随着实验研究数据的不断增加，数学在生物中的应用作用逐渐突显出来。在早期，人们就将数学方法应用到生命研究中来，其主要研究的是人口增长问题。其中动力学方法在生命研究领域中的应用是早期最成功的范例。另外，在上世纪初，著名的意大利数学家Volierra在罗马大学中的一次演讲中，以数学在生物与社会科学中的应用尝试的演讲题目，为数学在生物科学中的应用提供前提，之后由英国统计学家Pearson创办的《生物统计杂志》是生物数学发展的里程碑。在20世纪20年代，由数学家福尔特拉以及生物学家迪安考钠研究的捕食与被捕食关系模型，在理论上解释了鱼群的波动现象，从而得出了实时捕食对被食者有利的结论，并且其也是生态学中的重要基础理论。其数学在生物领域中的应用不在是静止的描述生命的现象，而是对其复杂过程以及规律进行探索，通过数学工具建立各种各样的数学模型，并将微分方程模型引入到生物领域中。之后随着电子产品的不断问世，使得生物数学的发展进入到全新的时期，通过电子计算机的应用，使得一些比较难的生物数学问题求解得以实现，并在电子科学的发展基础上，生物数学出现较多的分支科学，例如，数量分析学科、生物信息学科以及生物控制学科等。随着电子产品的进一步发展与应用，生物数学的应用领域在不断的扩大，尤其是在信息时代中，计算机技术与生物数学的有机结合，使得生物数学信息处理更加简便、快捷、高效[1]。
2 生物数学的分支内容
其一，根据不同的数学方法来分类，可以将生物数学分为生物统计、生物控制、生物动力系统等几个方面的分支学科。其中生物统计还可以分为统计医药学、人口统计学以及统计生态学等几个方面。而生物动力系统还可以分为传染病动力学、种群动力学、人口动力学、细胞动力学以及分子动力学等几个方面。
其二，根据生命科学研究中子学科的不同特点来分类，可以将生物数学分为数量遗传、生理、生物经济学；数学生态；数理医药；神经科学的数学模型以及传染病、分子、细胞、人口动力学等几个分支。在其中的数学生态学中还包括统计生态学、种群生态学以及系统生态学几个方面的内容。上述各类分支学科是相互联系，相互交错、相互包含的关系，在生物数学中发挥着重要的作用[2]。
3 生物数学的发展与应用前景
3.1 生物控制论的应用与发展前景
近年来，随着生物学科研究的不断深入，人们发现大多数生物现象的发生以及生物现象的优化控制不存在连续性，无法简单的使用微分方程或者差分方程来表达。例如，在药物动力学中，药物在人体中的吸收、代谢以及排泄等是一个连续的过程，可以使用药物动力学的模型来表达，但是在口服药物以及静脉注射过程中，则需要使用脉冲微分方程模型来表达。另外，在渔业养殖、森林管理、植保研究、环境保护等领域中，均可以使用脉冲微分方程来表达，以便促进各个领域的可持续发展。其中脉冲微分方程的理论以及研究方法等在生命科学大多数研究领域中得到较好的应用，有的甚至在生化制品加工优化中得到较好的应用，由此可以看出生物数学的应用与发展前景是非常广阔的[3]。
3.2 数学生态学的应用与发展前景
3.2.1 分子生态学
分子生态学是数学方法以及生物学相互交叉而产生的一种新型模型生长点，在分子生物学、生态学以及种群生物学等层面发生的形状、基因以及行为等转换变化的情况均需要使用包含空间变量的数学模型来研究，并且其也是当今的研究热点之一。其使用的主要特点有以下几个方面：其一，通过数学模型可以建设重复的微小生物分化模型过程。其主要分化内容是对生物信号的传递、表达、扩散以及响应的一种研究。其二，针对不同时空下的种群需要使用分子技术进行标记。同时，需要根据统计分析来研究不同时空中种群之间的生物学关系，以便为判定宏观生态过程提供有利的科学依据。其三，在分子层面空间结构方面需要使用数学模型来构建，以便更好的获得生物单元的形态与功能相关方面的知识与内容[4]。
3.2.2 种群生态学
种群生态学在生态学中是其发展的主要动力，将种群的生长放置在与现实环境更贴近的条件下，其研究的热点问题主要是种群内外的噪声干扰、群众内个体行为以及异质环境对种群动态的影响研究。通过对上述三个方面的研究进行结合，可以建立成具体的生物学模型，其中验证模型的标准之一就是其是否产生与现实生活生态过程中相同的特性结果。另外，基于个体发展的模型已经深入的进入到空间异质、随机环境以及个体行为差异对种群动态特征的作用研究领域中，其应用的领域在不断的扩大[5]。
3.3 传染病动力学的应用与发展前景
其传染病动力学在近几十年中得到较快的发展，大多数数学模型在分析各种各样的传染病问题中得到较好的应用。这些数学模型通常比较适合应用于各种传染病的一般规律性研究。同时，也有一部分数学模型适合应用于麻疹、肺结核以及艾滋病等具体病名的研究中。这些数学模型主要会涉及到以及接触到不同的感染方式，例如垂直传播、接触传播以及虫媒传播等。同时，该数学模型还会考虑到疾病的潜伏期、以及对病人的隔离等方面的内容，因此，在传染病的研究领域其应用比较广阔，并将会得到更加深入的发展。
4 总结
在当今社会快速发展的过程中，生物数学在各个领域中均得到较广泛的应用，其在应用的过程中将会得到不断的完善与优化，并能够在更多的领域中得到更好的应用。另外，随着信息技术的飞速发展，在生物数学中信息技术与其相互融合，可以有效的提高生物数学的应用作用，生物数学的发展必然会更加成熟。
参考文献
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［3］徐克学.试论生物数学的特点与展望[J].生物数学学报,2011,22(2):164-165.
［4］杨义群,唐松华,吴国桢.生物数学在我国的发展[J].自然杂志,2013,18(6):126-127.
第8篇：人口统计学变量分析范文
[关键词] 创业意愿；创业素质；Logistic回归
doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2016. 23. 135
[中图分类号] G647 [文献标识码] A [文章编号] 1673 - 0194（2016）23- 0247- 05
最大可能地引导大学生自主创业，不仅是社会的需要，也是个人的现实选择。但当前我国大学生选择自主创业的比例不到2%，与国外高达20%的比例相比，差距显著。以高校大学生为样本，进行创业意愿影响因素实证研究，不仅可以探寻大学生的创业素质会如何影响其创业意愿的形成，还可以探究大学生创业意愿转化为创业行为的可能影响因素，为高校、政府制定相关政策、措施和标准提供依据。
1 文献综述
目前，国内学者对我国大学生创业意愿影响因素展开了广泛而深入的研究。定性分析方面，张玉奇（2007）提出竞争、创新、社会和自身四个意识构成创业意愿。李永强 等（2008）以四川高校大学生为研究对象，论证了TPB模型应用于创业意愿研究的适用性，比较抽象和模糊地解释了各种因素对创业意愿的影响机制。定量分析方面，范巍、王重鸣（2004）以浙江大学学生为样本，从人口统计特质角度出发分析论证大学生责任感、经济回报和创业成就感等因素对创业意愿形成的显著作用。贺丹（2006）主要从创业态度和环境两个层面考察创业意愿影响的可能因素。张云川 等（2011）以武汉高校大学生为研究对象，从个人、家庭和社会三个层面探讨了影响创业意愿形成的主要因素。李琼（2012）根据吉首大学商学院大学生调查数据，从个人、家庭和创业教育三个方面借助回归模型探寻影响创业意愿形成的若干因素。陆根书 等（2013）以西安市高校大学生为样本，运用回归分析方法从个体、学校教育、家庭背景和社会环境四个维度探寻影响创业意愿形成的可能因素。研究结论共同显示，大学生个人的创业素质、家庭、创业教育和社会环境对其创业意愿形成均存在不同程度的影响，首要关键因素则为大学生的创业素质。虽然已有成果颇多，但仍存在值得思考的地方。一是创业意愿和创业素质的测定多采用单一变量直接测定法，即直接询问被访者是否有创业意愿和直接询问被访者对自身创业素质的评价等级。该测定方法虽然简单，但比较粗糙，不能全面、细致、准确地刻画大学生创业意愿的具体表现和创业素质涵盖的具体内容，其信度和效度也不够理想。二是目前研究成果缺乏创业素质视角下的创业意愿研究，导致该方面的研究不够全面深入细致。
本研究将在已有成果基础之上，采用李克特量表间接测定大学生的创业意愿和创业素质，引入Logistic回归模型，从大学生创业素质角度进行创业意愿研究。
2 研究设计
2.1 研究模型的设定
根据Mclleland的成就动机理论，高度渴望成功、强创新力、高自控力、坚强毅力、冒险偏好、独立等特性是成功创业者应具备的个人品质。结合前文对国内相关文献的分析结论，构建大学生创业意愿影响因素的理论模型，如图1所示。
2.2 量表设计
考虑到多变量测量法的信度和效度均优于单一变量测量法，因此测定大学生创业意愿和创业素质是都采用多个变量从多个维度对其进行测量。同时考虑到间接测量法比直接测量法的结果客观准确，因此采用间接测量法中的李克特量表形式设计大学生创业意愿和创业素质评价量表。
2.2.1 大学生创业意愿评价量表
大学生若存在创业的想法，在其创业意愿的指导下，会进行创业准备和形成创业相关行为。由此，论文从创业准备和创业相关行为两个维度设计量表，如表1所示。
2.2.2 大学生创业素质评价量表
大学生创业素质涵盖的内容较多，量表总共涉及领导能力的5个评价变量（X1，X2，X3，X4，X5）、创新能力的4个评价变量（X6，X7，X8，X9）、社交能力的4个评价变量（X10，X11，X12，X13）、开拓能力的4个评价变量（X14，X15，X16，X17）和自制能力的3个评价变量（X18，X19，X20）共20个评价变量。量表采用五点式评价，相应赋值1至5分，见表2。
2.3 样本设计
考虑到大一、大二学生进入大学校园不久，不会面临就业压力，对创业考虑的较少，想法不够成熟，因此本次调查选择湖南高校大三、大四学生作为研究对象。问卷共发放700份，回收646份，其中有效问卷614份，有效率为87.71%。有效样本中，大三学生占37.46%，大四学生占62.54%；男生占53.58%，女生占46.42%；理工类占33.39%，经管类占34.69%，文史类占23.62%，艺术类占8.3%。
3 数据分析
3.1 大学生创业意愿程度分析
将大学生的回答划分为“0次”、“1～2次”、“3次”“4次”“5次及5次以上”五个等级，分别赋予0至4分，六个变量的综合得分刻画创业意愿程度的高低。得分越高，创业意愿程度越高。规定得分在10及10分以上表明有一定程度的创业意愿，表3结论显示有创业意愿的学生比例仅为12.4%。由此可以预测，实际自主创业的大学生比例更低。从创业准备和创业行为的调查结果来看，大学生浏览创业网站2次以上的比例较高，达到35.3%；搜集创业者经历和主动结交社会人士2次以上的也有一定比例，分别为18.4%和17.6%；主动参加创业培训或讲座2次以上的比例较低，只有14.0%；参与创业实践和组建管理团队2次以上的大学生最低，仅为9.9%和8.3%，不足10%，见表3。
3.2 大学生创业素质分析
根据各项评价变量的得分，计算创业素质准则变量的综合得分，得分越高则该项创业素质较高。领导能力和社交能力因有5个测评变量，故此两项能力综合评分在15分以上的为该项能力较高。依此类推，创新和开拓能力综合评分在12分以上的为该项能力较高，自制能力综合评分在9分以上的为该项能力较高。从大学生各项能力分布情况来看，自制能力和创新能力较高的大学生比例很低，仅为1.3%和2.3%；领导能力和开拓能力较高的大学生有一定比例，分布为21.2%和20.5%；社交能力较强的大学生比例很高，达到76.6%，见表4。导致大学生创业意愿程度低、创业准备不充分的主要原因正是大学生欠缺自制、创新、领导和开拓能力。
3.3 大学生创业素质对创业意愿的Logistic回归分析
以创业意愿程度为因变量，“有”赋值为1，“无”赋值为0，以各项创业素质准则变量为自变量，构建二元Logistic回归模型分析大学生创业素质对创业意愿的影响，见表5-7。
表5显示，Hosmer 和 Lemeshow拟合优度检验卡方值为8.179，检验P值（Sig）为0.416，表明由预测概率获得的期望频数与观察频数之间无显著性差异，说明模型拟合好。
a.切割值为0.500
表6显示，Logistic模型的预测灵敏度为94.7%，预测特异度为99.8%，预测漏诊率为5.3%，预测误诊率为0.2%。
表7中结论显示，以领导能力、创新能力、开拓能力、自制能力和社交能力为自变量的Logistic预测概率模型为
表7结论显示，各项创业素质对创业意愿的形成均存在较大促进作用。每个自变量对应的P值（Sig）显示，在0.1检验水准下，除社交能力以外的其余四项创业素质对创业意愿形成都存在统计上的显著意义。社交能力对创业意愿形成的影响不显著，究其原因是目前大学生的社交能力普遍较高所导致的。因此，前面提出的理论假设H1、H2、H3和H4得以验证， H5中社交能力对创业意愿存在正影响的假设得以验证，但影响不显著。
表7还给出每个自变量对应的优势比OR及其95%的置信区间。领导能力的OR估计值Exp（B）=1.558，表示在其他自变量值固定的情况下，领导能力每提高1分，创业意愿形成优势提高1.558倍。从各变量的优势比OR来看，最高的为自制能力，达到2.524，然后依次为创新能力、领导能力、开拓能力和社交能力。
4 结论与建议
本研究根据湖南高校614位高年级大学生的调查数据，借助logistic回归模型，探讨大学生的创业意愿程度及创业素质与创业意愿的关系，得到以下主要结论：
第一，仅一成左右的大学生有创业意愿，比例偏低。组建、管理团队、积累创业实践经验的大学生比例非常低，不足一成。
第二，大学生的创业准备不充分。创业是个艰苦复杂、高风险的过程，诸如创业资料的搜集、创业者成功经验的借鉴、创业知识和人脉的积累等创业准备必不可少。但是，当前大学生除了浏览创业网站的比例较高以外，搜集创业者经历、主动结交社会人士和主动参加创业培训或讲座的比例都较低，不足两成。
第三，大学生各项创业素质中，社交能力表现最好，有近八成的大学生社交能力较强。其他创业素质表现较差。领导能力和开拓能力较高的大学生不多，仅两成左右。同时，大学生的创新能力和自制能力较低，此两项能力较高的大学生比例不足3%，严重影响创业意愿的形成。
第四，各项创业素质对创业意愿形成都有存在较大促进作用，作用强度依次为自制能力、创新能力、领导能力、开拓能力和社交能力。同时，自制能力、创新能力、领导能力、开拓能力对创业意愿的形成存在统计学上的显著意义，但社交能力对创业意愿的形成不存在显著影响。
很大程度上，高校的创业教育体系影响着大学生创业素质的高低。因此根据以上结论，本文着重从高校的角度提出以下建议：第一，校园创业实践活动多样化、社会化，激发创业兴趣。地方高校可以有目的、有计划地开展诸如 “创业模拟大赛”、“创业技能竞赛”等类型的各种创业比赛，引导、鼓励学生参加校内外的各种创业实践活动，激发学生参与创业的兴趣。第二，推进创业教育模式改革，培养创业素质。高校应根据不同专业的特点和社会需求，以创新创业素质培养为目标，有针对性地设置创新创业教育理论课程和实践课程体系，并让“创新创业”的思想在教学中得以体现。第三，注重大学生自制力和创新力的培养。地方高校可借助创业实践活动和社团活动注重培养学生的领导能力、自制能力等创业素质。最后，构建校园创业实践平台，提升创业素质。地方高校可以充分利用校内资源建立创业实训基地，也可以构建“互联网+”背景下的创业实训平台，借助实训基地或实训平台培养大学生的创业素质和商业技能。
主要参考文献
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第9篇：人口统计学变量分析范文
[关键词]少数民族地区；农业旅游；居民感知；广西
[作者]黄燕玲，南京师范大学05级人文地理学博士生。江苏南京，210097；罗盛锋，广西桂林工学院旅游学院讲师。广西桂林，541004
[中图分类号]F859.764 [文献标识码]A [文章编号]1004-454X(2008)02-0197-009
一、引言
旅游地居民对旅游感知及态度研究是近年来国内外旅游社会学、旅游地理学研究的主要内容之一。国外学者对这一领域的研究始于20世纪70年代末，并取得众多成果。早期主要关注居民对旅游的经济影响的感知(Getz，1986)，现今则越来越多地关注了文化(Besculides et al，2002)、社会和环境影响(Brunt&Courtney，1999)的居民感知。Mathieson与Wall(1982)指出旅游业发展所带来的经济影响总的来说是有益的，社会影响与环境影响则是“双刃剑”，与旅游发展阶段相关联；Ap与Crompton(1998)较为全面地综述了关于居民感知旅游影响及居民态度的文献，指出人们关于经济及环境影响的正面或负面态度往往易于达成共识，而关于居民对社会及文化影响的态度却有时相去甚远。Alan(2002)将旅游目的地居民的态度与旅游者的感受做定性与定量的相关分析，从而使研究达到一定深度。总体而言，国外在实证与理论方面进行较为全面的研究。
我国则在20世纪90年代中后期逐步关注这一问题，陆林(1996)、宣国富(2002)、黄洁(2003)，苏勤(2004)、陈金华(2007)等人对目的地居民的旅游感知与态度做了实证研究与理论探讨。综观我国相关文献，研究以城镇居民、沿海发达地区为主，定性分析多、定量分析少，理论分析多、数据分析少，研究方法和手段较为简单。到目前为止，国内旅游目的地居民的感知研究较少涉及少数民族地区居民感知及态度分析，本文的研究将有助于完善这一领域的研究。深入研究居民对旅游影响的感知及对旅游业的态度，对于实现少数民族地区旅游业的和谐发展及新农村建设具有重要的现实指导意义。
二、研究区域背景、研究方法及调研数据检验
(一)研究区域背景
广西桂林恭城瑶族自治县红岩新村位于恭城县南面，距县城14.7公里，距桂林市中心122.7公里，总面积8平方公里，地形主要以丘陵和峰林为主，土壤呈弱酸性，适宜种植柑桔、月柿等果树，人均果园面积2亩，村里建有全县最大的莲塘岭无公害月柿标准化栽培示范基地。红岩新村山青水秀，果海连绵，文化底蕴深厚，民族风情浓郁。恭城县2004年至2006年连续在红岩新村举办月柿节，共接待游客61.9万人次。2006年末，红岩新村共有农户102户，人口390余人，其中85％以上的居民为瑶族，其余为壮族和汉族。从2003年开始，红岩新村共建起51栋别墅，每家别墅6间客房，目前共拥有客房300多间，餐馆40多家，全村一次性可接待游客500多人。同时，建起了瑶寨风雨桥、滚水坝、旅游登山小道、大小型停车场以及环形村道等公共设施。全村有150余人直接从事旅游服务业。近年来通过大力发展生态休闲农业和乡村旅游，红岩新村生态、经济、社会效益显著，2005年11月荣获“全国农业旅游示范点”称号。
(二)研究方法
居民感知、态度与旅游影响研究属于社会学、人类学研究范畴，注重田野调查法，强调对任一社会现象的判断都必须建立在踏实的调查研究基础之上。本文旨在了解旅游对少数民族地区居民的影响，所以主要采用现场深度访谈与问卷调查的方式收集原始资料的实证研究方法。
本研究采用统计分析软件SPSS11.5对所得数据进行统计分析，然后得出结论。调查时间为2006年11月，以及2007年5月；调查对象是广西桂林恭城瑶族自治县红岩新村居民；问卷发放采取随机上门调查的方法，问卷发放后，调查者帮助被调查者理解问卷并当场收回，以保证问卷质量及回收率；正式开展调查之前进行了20份的试调查，以保证调查结构的严谨性和完备性。问卷共分发并回收140份，有效问卷129份，有效率92.1％。问卷包括两大部分内容，共69个问题：第一部分是被访者的人口统计特征以及社会属性。第二部分就居民参与旅游基本情况、居民对本地区旅游的感知、旅游影响及发展建议进行评估。问卷第二部分采用李克特七级量表(按满意程度或赞同程度由低至高分别赋1--7分)请被访者对调研列出的问题进行评价。
(三)问卷基本信息及信度检验
本次成功调查的样本中，男性占53.49％，女性占46.51％，瑶族居民占79.75％，以25-44岁年龄段为主，文化程度主要集中在中学和中专水平，家庭收入两万元以上居多，收入来源以务农与旅游经营两项为主等。根据对红岩新村委会的干部访谈得知，调查样本的结构特征与该村居民总体特征基本一致，可以认为本次调查样本具有代表性。
对问卷进行信度检验，研究采用克伦巴赫Alpha(a)信度系数法，利用SPSS统计软件对收集的数据进行计算。Lee等人(2004)在进行因子分析时认为Alpha(a)值大于0.6，表明数据可靠性可以接受。各因素层潜变量的Alpha(a)系数均高于0.6，且总量表Alpha(a)系数达到0.8993，说明本次调查问卷数据具有较高的内在信度。进行方差分析，F=99.1470，P=0.0000
三、研究发现
(一)居民对农业旅游现状评价
运用统计软件对调查数据进行整理，对于异常数据进行了必要的校正和剔除，对缺省的数据采用样本均值替代法进行处理，经过计算得到调查样本的目标层“居民对农业旅游现状评价”中各项指标因子平均值、满意度等。结果显示，村民对红岩新村的总体评价较高，也较为一致(均值较高，标准差较小)。对“乡村风貌”村民非常自信与热爱，没有被访者选择4分以下的选项，在所有指标因子中均值最高。“活动种类”因子在所有因子中均值最低。
选用多元回归中的Stepwise法分步骤将15个变量要素引入，建立由单变量到多变量的回归方程，经计算，最终通过回归系数假设检验的有4个变量：政府开发管理旅游水平、乡村卫生状况、布局、风光。情况说明，“政府开发管理旅游水平”在红岩新村的发展中起着至关重要的作用。
恭城县把社会主义新农村建设规划纳入到县域城市总体规划以及各乡镇小城镇建设总体规划，对示范点新房建设和山、水、田、林、路等实行统一规划、设计。政府积极倡导发展生态旅游、休闲农业旅游，亦农亦旅、亦果亦商的生产方式的确为村民带来实惠。并且有效改变农业基础设施脆弱、农村社会事业发展滞后、农民收入低下的面貌。优美的自然风光与良好的乡村生存环境、合理的规划布局促生了村民对自身所处环境及开展休闲农业旅游的自豪与普遍认可。休闲农业旅游的日益发展也促进了“生产发展、生活宽裕、乡风文明、村容整洁、管理民主”的社会主义新农村建设。
不足之处在于，由于村民对自身素质、能力的疑虑以及旅游者需求的不断变化使得村民认为政府应提供更为全面有效的旅游知识与服务技能的培训，这应当引起重视；公共基础设施供给数量与质量有待提高；此外，由于地域条件、资源类型等限制，旅游项目设置、旅游景观规模与品质尚难达到村民的期望值。
(二)居民对农业旅游影响的评估
村民对旅游现状满意与否直接影响他们是否支持并积极参与旅游经营活动，统计结果表明两个评价因子密切相关，Pearson相关系数=0.264(**)，双侧检验=O.002。
1、居民对经济影响的评估
红岩新村几乎所有家庭都从事旅游经营活动，93.02％的被访者中回答“家庭从事旅游经营”，主要涉及的旅游经营活动主要有：住宿(83.72％)、餐饮(65.12％)、旅游商品买卖(含农产品)(39.53％)、娱乐(6.98％)等。因此对于旅游的经济影响感受深刻。
统计表明，村民对旅游经济影响感知较为积极，正面感知强烈，对发展旅游多持赞成态度。85％以上的村民对“J1”、“J2"、“J4"、“J5”、“J6”五项正面指标因子持赞成意见，评价值均超过“5”分，标准差分值较小，见表3；同时，村民也认为农业旅游季节性明显，务农仍相当重要。与村干部的访谈中也发现，他们对发展旅游是完全支持的，但同时提到本村变迁的基础在于发展农村经济，把种植月柿作为支柱产业来抓是成功关键。对于经济不发达的地区，能否让百姓增收是他们首要关心的问题，亦农亦旅的生产方式促进村民更快走上富裕之路。统计结果还显示，旅游也带来一些负面经济影响。如近七成的村民认为“农业肥料等生产资料价格上涨”了，对于“J9”、“J10”两项负面指标因子持赞成意见的达到40％，这与红岩新村尚有部分农户仍未搬迁住进新居有关。但可喜的是，发展旅游仍使大多数村民受益。
2、居民对社会影响的评估
与旅游的经济影响相似，村民对旅游的正面社会影响感知强烈，对负面影响感知较弱。正面社会影响指标因子“S1”、“S2”、“S3”均值在“5”分以上，赞成率高。村民不认为旅游会使自己的传统民族文化消失，对于“S4”负面指标因子多数被访者持反对意见或中立。但从实地调研看，村中瑶家风情、传统服饰文化已比较淡漠，传统的饮食文化、节庆文化相对保存较好。如何在新农村建设中摆脱单纯城镇化模式，在提升居住品质的同时，保持农村特色文化、保留民族特色值得思考。对于其它负面社会影响指标因子，如“S5”、“S6”、“S7”、“S8”都有超过70％的村民持反对意见。这与红岩新村建立健全村民自治组织，实行村民自我管理、自我教育、自我服务、自我监督不无关系。
3、居民对环境影响的评估
旅游的环境影响包括自然的也有社会的。总体上，被访者感知也比较积极。如“H1”、“H2”、“H3”、“H4”等正面指标因子赞成者居多，比例高于85％，而且结果差异较小。实地考察也证实旅游对环境带来的负面影响较小，红岩新村的自然环境优良，山清水秀，村民对生态环境现状评价较高，虽然超过七成的被访者对“H5”负面指标因子持反对意见，仍有25.58％的村民认为旅游打破了这个瑶族小山村的宁静氛围，改变了他们的生活节奏。
4、居民对农业旅游支持条件的评估
红岩新村村民对于政府给予的扶持评价较高。政府对农民开展旅游经营无论是政策、资金还是技术、利益分配上都给予大幅度倾斜，各指标因子均值在5分以上。2001年，恭城县政府按照“富裕、生态、民主、文明、和谐”的要求，实施“富裕生态家园”建设。红岩村作为建设示范点获益匪浅。例如，村干部介绍说，上世纪80年代后，政府引导农民种植经济效益较高的果业，并给予农民一定的果苗补助。农业产业的调整给农民带来很大效益。由政府的支持的“月柿节”，为红岩作了很好的宣传，并打响了品牌。同时，引导老百姓发展生态休闲农业旅游，增加农民收入。还规划出了自己的“新农村”。
从调查看，只是在房屋搬迁补偿问题上，村民有不同看法。此外，尽管政府大力支持是红岩新村发展的关键推动因素，但对于旅游开发应当政府主导还是市场主导这一问题上，被访者对此判断趋于中立，均值为仅为4.7907。
(三)不同人口统计学特征居民的感知及态度差异分析
主要采用两种方法进行不同特征居民的感知差异分析：一是独立样本T检验；二是单因素方差分析，用以测试某一个控制变量的不同水平是否给观察变量造成显著差异和变动。
1、与旅游业关系密切程度分析
根据社会交换理论，与旅游业关系密切的村民因在旅游业的发展过程中所得到的利益超过了所承担的社会文化和环境成本，对旅游正面影响的感知较强，对旅游负面影响的感知较弱。总体上对旅游业发展的态度较为积极，而与旅游业关系不密切的居民的情况则比较淡漠。对居民进行独立样本T检验发现，从事旅游经营的被访者与非旅游经营者感知确有差异，但只是部分证明社会交换理论。多数负面感知因子与已有理论相吻合，即不参与旅游经营的居民感受更为强烈，反映经济影响与旅游支持条件的因子也能与现有理论相呼应，但反映社会与环境影响的因子则不然，如提高地方形象、自然环境得到有效开发和保护、投资环境得以改善、居民环保意识增强、环境卫生状况令人满意等反而是不参与旅游经营的居民感知更好。可能的解释是，由于少数民族地区居民教育程度、经济收入相对较低，因为发展旅游而富裕起来的村民由于参与更多的培训、更多地接触到新思想、观念更新更快，相应要求也不断提高，因此对于诸如反映社会、环境的一些问题认识更加深刻。
2、基于性别差异的分析
对居民进行分类后的独立样本T检验发现，性别对感知差异有影响。女性对经济影响的正面影响因子感知更为强烈，对经济影响负面因子感知较为薄弱；性别对社会影响、环境影响诸因子没有产生较大影响，除了两个因子“提高了地方形象”、“促进了居民思想观念的更新和开放”女性的评价值显著高于男性，感知更为良好，以及男性在“居民环保意识增强”感知上强于女性；旅游支持条件上，“政府、集体、旅游公司、居民利益分配合理”因子，女性较男性感知更弱，而旅游开发应以政府主导还是市场主导问题上，女性趋于中立，男性则更倾向政府主导。
在传统农业活动中，妇女由于身体等条件限制，在农村社会经济中大多处于从属地位。随着旅
游的开发，在旅游行业，妇女与男子在体力上的差别变得不那么重要，相反，妇女与生俱有的善于与人沟通、细心周到的天性在旅游服务行业有了用武之地。妇女成为推动旅游发展的重要力量。这不仅提高了她们的经济收入和社会地位，而且通过职业培训及与外界的交往机会的增加，提高了妇女受教育的程度，扩大了她们的视野。因此，与生俱来的偏于感性认识的妇女在促进自身发展以及改善自己生活水平质量的各因子明显高于男性。
3、其它因素
单因素方差分析中采用Homogeneity of Variances方法检验各项指标在年龄、居住年限、民族及受教育程度等不同分类的组间方差是否存在差异。数据显示：年龄组出现差异的主要是青少年组(15―24岁)、中青年组(25―44岁)及中老年组(45―64岁)三个年龄组，在总体上年龄越大，感受越好；而中青年组在负面指标“S8”感知上更为敏感；经历岁月磨砺的中老年人则对负面指标“S6”持强烈反对意见。
居住年限不同也对村民的感知产生影响。有显著差异指标因子是“J10”、“J9”、“S4”、“H3”、“Z2”。前三项负面指标中，感知规律曲线大致呈倒“U”形，即居住时间在十至三十年的村民更为敏感，居住时间较短与最长的村民则意见趋于中立；而后两项正面指标，居住年限越长，评价分植越高。
不同民族对旅游感知有明显差异的指标共四项“总体感受”“J10”“J3”“S4”。少数民族村民较汉族村民对旅游的正面评价更高。瑶族、壮族比汉族居民对旅游的总体感受评价均值高一个量级。
此外，受教育程度对居民感知也产生不同影响。较高文化层次(高中及以上)的居民对“J4”、“J6”、“S2”等旅游正面影响的感知比低文化层次(初中及以下)的居民感知强烈。文化程度在高中及以上的居民对于旅游造成“S5”、“H4”等旅游负面社会文化影响的感知较其他文化层次居民强烈。可以看出居民的文化程度越高对于旅游发展的影响越敏感。
四、结论与探讨
1、少数民族地区发展旅游对当地经济、社会、文化和环境产生重要影响。研究发现，红岩新村村民对旅游发展持肯定态度，但不同类型居民存在一定差异。旅游发展所带来的经济影响总体而言是有益的，而社会文化影响与环境影响则是“双刃剑”，与旅游发展阶段相关联，红岩新村作为新兴的农业旅游目的地，目前尚处于参与期(involvement stage)与发展期(development stage)，因此，尽管其居民对社会文化、环境影响的正面感知较强，也应当未雨绸缪，加强民族文化、自然资源的保护以确保和谐发展、永续利用。
2、在少数民族地区发展旅游，政府支持非常关键。调研中，村民对政府工作给予高度肯定。恭城瑶族自治县政府从战略上实施农旅结合的农村扶贫工程，从政策上扶持、资金上支持农业旅游发展，引导其逐步走向规范化、规模化。旅游业发展伊始，聘请相关专家进行总体规划，引导各有关单位出资出力，进行基础设施建设。同时，制定相应的旅游扶持政策，搭建干部和村民“结对子”服务平台，给红岩新村旅游经营者指导和帮助。此外，推出多项惠民措施，扶持和引导农民走出一条有地域特色的新农村建设道路。虽然调研结果显示部分公共设施还未达到村民期望，但总体满意度仍较高。
3、发展旅游使农村面貌日新月异。主要体现在：第一，使农村村民精神面貌发生了很大变化。旅游业是以红岩新村社区的旅游服务为载体，对外展示民族精神和民族面貌。发展旅游业有助于良好社会风气的形成。调研结果显示村民对发展旅游的正面社会影响评价均值较高；第二，旅游业的发展使红岩新村面貌发生巨变，为促进红岩新村旅游业的发展，红岩新村在交通、住宿、餐饮、通讯、手工艺品生产、景区(点)建设等方面都进行了大量的建设与完善，使昔日贫穷落后的农村面貌发生了根本性的变化。
