時間：2023-01-28 13:45:37
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創(chuàng)造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇因子分析論文，希望這些內容能成為您創(chuàng)作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
內容摘要：文章抽取出影響制造業(yè)經(jīng)濟效益的利潤創(chuàng)造因子和“流動性”因子，并根據(jù)綜合因子得分進行排序和分析評價，對武漢制造業(yè)發(fā)展提出了一些有價值的政策建議。本文采用因子分析法，對武漢市34個制造行業(yè)的經(jīng)濟效益進行了定量評估和比較分析。
本文將武漢主要制造業(yè)的經(jīng)濟效益作為研究對象，對武漢市實施“工業(yè)強市”戰(zhàn)略、抓住工業(yè)發(fā)展的第三個最好歷史機遇、推進武漢制造產業(yè)升級、振興老工業(yè)基地無疑將有重大意義。制造業(yè)代表著一個國家的國際地位與經(jīng)濟實力，是所有與制造有關的企業(yè)機構的總體，是國民經(jīng)濟的支柱產業(yè)。
因子分析法原理
本文的主要目的是從多因素出發(fā)，運用因子分析法對初選因子進行篩選和綜合，找出影響武漢市34個制造業(yè)經(jīng)濟效益的主導因子，即公因子，然后進行評價分析。評價采用SPSS16.0統(tǒng)計軟件對數(shù)據(jù)進行處理，得出武漢市制造業(yè)34個行業(yè)的經(jīng)濟效益得分與排名。
因子分析法基本思想是根據(jù)相關性大小對變量進行分組，使得同組內的變量之間相關性較高，不同組的變量相關性較低。每組變量代表一個基本結構，因子分析中將之稱為公共因子。通過統(tǒng)計軟件計算出每個研究對象的各個因子的得分，然后計算出因子綜合得分。
武漢制造業(yè)經(jīng)濟效益因子評價
（一）數(shù)據(jù)選取及處理
本文選取了7個與制造業(yè)產業(yè)經(jīng)濟效益緊密相關的統(tǒng)計指標進行綜合評價：工業(yè)增加值率（V1）、總資產貢獻率（V2）、資產負債率（V3）、流動資產周轉次數(shù)（V4）、工業(yè)成本費用利潤率（V5）、全員勞動生產率（V6）和產品銷售率（V7）。
本文選取武漢市2005-2007年34個制造業(yè)上述7項指標的具體數(shù)據(jù)，計算每個制造業(yè)指標3年的算術平均值作為綜合評價的原始數(shù)據(jù)。為了消除由于評價指標的量綱不同而帶來的影響，本文采用Z-SCORE方法對原始數(shù)據(jù)的34個制造業(yè)、7個定量指標數(shù)據(jù)進行標準化無綱處理，將指標實際值轉化為可比較的評價值，得到表1。
Z-SCORE方法一般也認為是標準化轉換，具體求法為，先求出每個指標的樣本均值x和標準差S，然后從指標實際值中減去該指標的均值，再除以標準差S，就得到標準化的評價值Yi，公式為：
（二）武漢制造業(yè)經(jīng)濟效益因子分析
按照因子分析的步驟，本文利用SPSS16.0統(tǒng)計分析軟件進行計算，利用標準化的數(shù)據(jù)表1中的34個樣本、7個變量，求出7個指標（變量）的相關系數(shù)矩陣R的特征根及相應的特征向量。
確定取幾個因子作為主因子的判定方法有兩種：一是取所有特征值大于1的因子作為主因子；二是根據(jù)累計貢獻率達到的百分比值確定。本文采用第一種方法，由表2可知，將選取特征值大于1的兩個因子作為主因子。
由表3和表4可知，第一主因子與工業(yè)增加值率、總資產貢獻率、成本費用利潤率、全員勞動生產率上的載荷因子較大，因此該因子集中反映了制造業(yè)利潤創(chuàng)造能力，定義為利潤創(chuàng)造因子。第二主因子在流動資產周轉率和產品銷售率上的載荷因子較大，流動資產周轉率和產品銷售率均反映“流動性”，就將該因子定義為流動能力因子。
根據(jù)計算因子值的系數(shù)矩陣，可進一步得出因子計算等式：
F1=0.199V1+0.290V2-0.169V3-0.039V4+
0.287V5+0.267V6+
0.097V7
F2=-0.349V1+0.209V2+
0.046V3+0.552V4-
0.073V5+0.126V6+
0.491V7
利用兩個因子的方差貢獻率進行線性加權求和，便可以得到經(jīng)濟效益的綜合評價模型：F=0.699F1+0.301F2
依據(jù)上述三個等式，計算得出2005－2007年武漢市34個制造業(yè)在2個因子上的得分和行業(yè)經(jīng)濟效益評價總得分，結果如表5所示。
結果顯示，煙草制品業(yè)的經(jīng)濟效益最佳，其次是非金屬礦采選業(yè)，飲料制造業(yè)排第三位，居制造業(yè)前10位的依次還有家具制造業(yè)、文教體育用品制造業(yè)、廢棄資源和廢舊材料回收加工業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、儀器儀表及文化、辦公用機械制造業(yè)、造紙及紙制品業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)。居制造業(yè)末位的5個行業(yè)是有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、皮革、毛皮、羽絨及其制品業(yè)、通用設備制造業(yè)、紡織業(yè)和黑色金屬礦采選業(yè)。
政策建議
資金技術密集型制造業(yè)在武漢制造業(yè)中所占比重很大，而且是未來制造業(yè)發(fā)展的方向，但是武漢市資金技術密集型制造業(yè)的經(jīng)濟效益差，鑒于資金技術密集型制造業(yè)自身具有風險大、周期長、高投入的特點，其發(fā)展必須要依賴政府財政資金和稅收優(yōu)惠政策的大力支持。建議由政府牽頭聯(lián)合制造業(yè)企業(yè)設立資金技術密集型制造業(yè)產業(yè)投資基金，大力發(fā)展制造業(yè)。
充分利用武漢勞動力成本低的比較優(yōu)勢，大力發(fā)展煙草加工業(yè)、飲料制造業(yè)等經(jīng)濟效益高的勞動密集型產業(yè)。立足武漢勞動密集型產業(yè)的現(xiàn)有比較優(yōu)勢，有效利用武漢豐富的勞動力資源優(yōu)勢，加快這些產業(yè)的設備更新與技術進步，盡快提高勞動密集型產品的質量和檔次，實現(xiàn)勞動密集型產業(yè)與產品的升級，提高勞動密集型產品附加值。
加速用信息技術改造、提高傳統(tǒng)產業(yè)。通過促進信息產品與傳統(tǒng)產品的融合，以及信息技術在新產品的廣泛應用，增加產品的信息技術附加值。加速傳統(tǒng)企業(yè)信息化進程，把推廣應用信息技術作為改進企業(yè)管理、推進傳統(tǒng)企業(yè)技術改造、節(jié)約能源、實現(xiàn)由數(shù)量型向質量型和效益型轉變并提高競爭力的重要手段；同時，按照國家的產業(yè)政策堅決淘汰一批企業(yè)。大力引進高新實用技術、先進設備改造傳統(tǒng)產業(yè)，提高產品科技含量和企業(yè)生產效率。
參考文獻：
1.薛薇.基于SPSS的數(shù)據(jù)分析[M].中國人民大學出版社，2006
論文關鍵詞：信用風險，KMV模型，Logistic回歸模型，因子分析，信用評級
一、引 言
隨著金融全球化趨勢的加快和金融市場的波動性加劇，企業(yè)破產和重組事件的發(fā)生頻率也越來越高，各國金融行業(yè)受到了前所未有的信用風險的挑戰(zhàn)。而上市公司是中國證券市場的基礎，公司質量的高低、行為的規(guī)范與否及其財務狀況的好壞將直接影響到中國證券市場的發(fā)展和投資者的利益，影響市場的興衰。
二、數(shù)據(jù)來源
本文選取上市公司中的績差股與績優(yōu)股為研究樣本，績差股選取截止2005年12月31日滬深兩市被ST的上市公司中的30家為樣本和績優(yōu)股選取大盤藍籌股中的30家上市公司作為配對樣本，共60家上市公司，這60家上市公司全部為A股（研究的股票交易數(shù)據(jù)和年報財務數(shù)據(jù)以及相關的其他信息來自大智慧和中國金融wind數(shù)據(jù)庫）。
三、模型的構建及結論分析
針對Logistic回歸模型和KMV模型存在的問題，在本文中也做了部分的改進，進而對中國上市公司進行信用風險度量，以期待能找到適合中國實際情況的信用風險度量模型。
3.1、Logistic回歸模型
對Logistic回歸模型的構建，首先要慎重選擇參數(shù)。誤選參數(shù)會導致模型的誤判。
3.1.1 、Logistic回歸模型的參數(shù)選擇
本文選擇了能反映上市公司的贏利性，償債能力，營運能力、現(xiàn)金流量等方面特性的21個財務指標。我們利用SPSS13.0統(tǒng)計軟件作為因子分析的工具金融論文，其具體步驟如下：
（1）提取60家樣本公司2005會計年度報告的指標數(shù)據(jù)，利用SPSS13.0現(xiàn)將21個指標進行無量綱標準化；
（2）利用因子分析計算相關系數(shù)矩陣的KMO值及Barlett檢驗值，分析顯示KMO值及Barlett檢驗值符合檢驗要求；
（3）計算特征值、貢獻率、共同度，提取特征值大于0.8的9個因子為主要因子，累計貢獻率達到81.687%[2]。其中第一個主因子的方差貢獻率為26.992%，第二個主因子的方差貢獻率為14.646%，第三個主因子的方差貢獻率為8.298%，后邊的幾個主因子的貢獻率依次降低。
（4）建立因子載荷矩陣、因子得分系數(shù)矩陣，求得9個主因子的因子得分。
在運用SPSS13.0對財務指標進行因子分析時，我們采用的是主成分分析方法，求旋轉后的因子載荷矩陣選擇最大方差旋轉法。結果分析如下：
（a）KMO和球形Bartlett檢驗
經(jīng)KMO和Bartlett檢驗表明：Bartlett球度檢驗的值為838.034，概率，即假設被拒絕，也就是說，可以認為相關系數(shù)矩陣與單位矩陣有顯著差異。同時KMO值為0.636，根據(jù)KMO度量標準[3]可知，原變量適合進行因子分析。
（b）因子分析的總方差解釋
因子分析總方差列表中顯示前9個主成分的特征值大于0.8，但他們的累積貢獻率達到了81.687%，在特征根大于1的情況下，有7個主要因子，他們的累積貢獻率達到了73.64%，模型的解釋力度相對較低。并由各個成分特征值的碎石圖可知，保留前7個主要因子就可以概括絕大部分的信息，但這7個累積貢獻率低于80%。
（c）因子分析的共同度
從因子分析的共同度表中的第二列顯示初始共同度，全部為1；第三列是提取特征根的共同度，本文中是在指定特征根大于0.8的條件下的共同度，可以看到，總資產同比增長率和銷售凈利率的共同度較低（低于80%）金融論文，這幾個變量的信息丟失較為嚴重。 但大部分的共同度都在0.7以上，且大部分大于0.8，說明這9個公因子能夠較好地反映原各指標變量的大部分信息。
3.1.2、Logistic回歸模型的構建
我們把這9個主因子都引入到Logistic回歸模型中，進行多元回歸分析。利用SPSS13.0統(tǒng)計分析軟件的BinaryLogistic回歸程序包進行回歸，得到的結果如表4-7，4-8所示論文格式范文。
從回歸的第一步Cox & Snell 為0.639，Nagelkerke為0.851，大于0.8，說明該模型的擬合效果較好[4]。從表4-7可以得到，模型的整體準確判別率為93.3%，模型對上市公司的違約判別率還是較好的。從表4-8可以看出，9個主因子的顯著性水平都較高，第9個主因子的顯著性最大，為0.755，相對來說第2、4及5個主因子顯著性水平較低。
表4-7 輸出結果
表4-8 模型的回歸系數(shù)
Variablesin the Equation
B
S.E.
Wald
df
Sig.
Exp(B)
Step 1(a)
FAC1_1
.934
1.133
.679
1
.410
2.544
FAC2_1 3.143
1.270
6.130
1
.013
23.180
FAC3_1 2.648
1.498
3.124
1
.077
14.126
FAC4_1 5.401
2.207
5.990
1
.014
221.581
FAC5_1 6.244
2.681
5.422
1
.020
514.663
FAC6_1 -.491
.615
.636
1
.425
.612
FAC7_1 1.775
1.065
2.777
1
.096
5.900
FAC8_1 .686
1.574
.190
1
.663
1.987
FAC9_1 .872
2.795
.097
1
.755
2.393
Constant .480
1.185
.164
1
摘 要：運用因子分析法，對寧夏中小企業(yè)公共技術服務體系運行情況進行分析，調查研究了技術研發(fā)、技術市場、技術創(chuàng)新、技術服務這4個方面，研究得出了中小企業(yè)公共技術服務體系的研發(fā)人員少、項目科技含量不高、地區(qū)對科研的重視程度不夠、政府對科研經(jīng)費支持比例低、企業(yè)自身投入的研發(fā)經(jīng)費不高等問題，提出了中小企業(yè)公共技術服務體系運行的合理化建議。
關鍵詞：因子分析法 中小企業(yè) 公共技術服務體系
中圖分類號：G301 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3791（2014）09（c）-0234-01
該論文圍繞中小企業(yè)公共技術服務體系，調查研究了技術研發(fā)、技術市場、技術創(chuàng)新、技術服務這四個方面，它們之間存在著不同強弱的相關性。如果單獨分析某個指標，無法能夠分析中小企業(yè)公共技術服務體系結構的特點。因此，本論文采用因子分析法，將四個指標綜合為少數(shù)幾個因子，通過對原始數(shù)據(jù)進行同方向性處理，運用KMO檢驗模型與Bartlett球體檢驗對數(shù)據(jù)進行檢驗。KMO的值是0.623，適合因子分析；采用Bartlett球體檢驗進行顯著性檢驗，顯著性概率為0.000，小于1%，說明數(shù)據(jù)具有相關性，適宜做因子分析。（見表1）
計算因子載荷，用主成分法提取公共因子，求出最大方差正交旋轉矩陣、特征值、累計貢獻。從因子方差解釋可以看出來，總的方差解釋是66.601%，總共存在三個公因子，說明如果將來不用四個因子，而改用這3個因子可以說明原來四個變量的66.601%的變差。（見表2）
通過因子分析法的分析，我們可以得出以下結論。
（1）中小企業(yè)公共技術服務體系的研發(fā)人員少，吸引科研人員來寧的優(yōu)惠政策少、項目科技含量不高、地區(qū)對科研的重視程度不夠。
（2）政府對科研經(jīng)費支持比例低、企業(yè)自身投入的研發(fā)經(jīng)費不高、銀行對企業(yè)在科技發(fā)展方面的貸款支持率較低導致整體研發(fā)經(jīng)費投入較少。
因此，通過創(chuàng)新中小企業(yè)公共技術服務體系，從技術供需本身調節(jié)和完善各子系統(tǒng)內部的關系，整合優(yōu)化技術研發(fā)、成果轉化、技術資源共享、技術服務之間的關系，形成相互作用，相互促進的良性循環(huán)系統(tǒng)，從政策、經(jīng)濟、文化、人才等四方面共同促進技術本身的發(fā)展。
關鍵詞：大學教師；溝通滿意度；因子結構；實證研究
中圖分類號： 文獻標識碼：A
引言
現(xiàn)代組織中，溝通是管理活動和管理行為中重要的組成部分，它滲透到我們所做的一切事情中，也是維持人際關系的一種基本手段。現(xiàn)代大學作為知識創(chuàng)造和傳遞的一個重要平臺，其成員之間的溝通狀況如何，直接影響著知識和信息的傳遞及分享效果，溝通是學校組織管理的一個基本內容，而溝通的效果如何反過來則直接說明了組織的管理效果情況，溝通滿意度（Communication Satisfaction， CS）就是專門用來衡量組織溝通效果的一個指標，也是衡量組織溝通質量的重要指標。
CS的概念于二十世紀五六十年代被提出以后，國外許多學者對其進行了眾多細致深入的研究。與之相比較，除港澳臺的一些學者對CS有所關注和研究之外，國內對此問題的研究還非常缺乏，尤其是對學校組織中CS問題的研究更為少見。現(xiàn)代大學作為一類特殊的組織形式，其成效完全取決于教師成員的工作效果和工作滿意狀況，而研究又表明，教師的工作滿意狀況與其所在學校的溝通狀況有明顯相關[1] 。教師溝通具有傳遞信息、調節(jié)人際關系、激勵、協(xié)調、心理保健和改變人的態(tài)度與行為等多方面的功能。
基于此，本文將在對組織CS概念及其測量維度等問題進行回顧分析的基礎上，利用來自河南省五所高校教師的抽樣調查數(shù)據(jù)，分析大學教師CS的因子結構，以期從中發(fā)現(xiàn)中國文化情境下的影響教師CS的關鍵因子，從而幫助教育主管部門或學校管理者采取有針對性的管理措施，提高教師溝通滿意和工作績效。
1、文獻綜述
1.1 溝通滿意度
現(xiàn)有研究一致認為，CS的概念最初是由美國普度大學的Dale Level于1959年在他的博士論文中提出的[2] 。Level將CS定義為：成員對自己在溝通環(huán)境中所知覺到的滿意程度。此后，學術界開展了許多與CS有關的研究，并產生了眾多不同的定義（如表1所示）。
雖然各研究者對CS的界定有所不同，但一般都認為CS是組織成員對組織中存在的溝通現(xiàn)狀所知覺到的心理上的滿意程度。而這些定義中，又尤以Downs & Hazen（1977）的定義簡潔明了，最具代表性，且被學者們廣泛接受，即認為CS是組織中的個體對其組織溝通各個方面的滿意程度，它涉及到溝通主體、溝通內容、溝通渠道、溝通反饋、溝通氛圍等多個方面的內容[5] 。
1.2 溝通滿意度的測量
在CS的概念剛被提出的二十世紀六十至七十年代，學者們對CS的定義是單維的，認為CS僅是指個人在自己所在的溝通環(huán)境中，對自身所處的溝通狀況的一種簡單感覺。但這種整體單一的概念，在后來受到廣泛的質疑，隨著研究的不斷深入，對CS的研究逐漸從單一維度擴展到了多維度。
Downs（1973）運用來自多個行業(yè)的130名管理層人員的問卷調查數(shù)據(jù)，對CS進行了研究，結果表明CS是一個多維度的變量，而且其中的溝通氛圍以及與上級主管的溝通兩個因子對工作人員而言是最為重要的滿意度影響因素[9] 。O’Willo（1976）對芬蘭22家政府組織機構的調查結果表明，CS是包括“工作滿足、信息內容、溝通改進和渠道效率”等4個因子的多維度變量[10] 。
Downs and Hazen（1977）的研究開發(fā)了一個包含信息類型、過程要素、溝通關系及總體項目4個維度、88個題目的原始測量問卷，并利用該問卷對六種不同組織的管理者及專業(yè)人員進行測試分析后得到8個維度、40個題目的CS問卷；這8個維度分別為：組織展望、個人反饋、組織整合、與主管溝通、溝通氛圍、水平與非正式溝通、媒介質量、與下級溝通。后來該量表被證明有較高信度和效度，至今仍被廣泛應用于工廠、學校、咨詢機構、銀行、醫(yī)院等組織的CS測量。[5]
Federino（1996）在研究CS和組織承諾的關系時，在Downs & Hazen（1977）CS問卷8個維度的基礎上增加了高管之間的溝通和部門之間的溝通兩個維度，其結果與Downs and Hazen（1977）等人的研究稍有不同。Deconinck， Johnson， Busbin， and Lockwood（2008）則運用來自一家零售商店企業(yè)的問卷調查數(shù)據(jù)，考察了Downs & Hazen（1977）發(fā)展的CS問卷量表的有效性，但結果不支持原始量表的聚合效度與區(qū)分效度，而且問卷中的一部分題項可刪除，溝通氛圍、媒介質量和同事間的溝通可以合并為一個因子[11] 。Mount & Back（1999）運用酒店業(yè)的問卷調查數(shù)據(jù)，考察了Downs & Hazen（1977）的CS問卷量表的結構，結果發(fā)現(xiàn)該變量可由溝通氣氛、與下級溝通、與同事溝通、公司信息、個人反饋、下行溝通和垂直溝通等七個因子構成[12] 。
此后，又經(jīng)過一系列的后續(xù)研究（Downs，1990，1991）[13] [14] ，溝通滿意度問卷（Commnication Statisfaction Questionnaire， CSQ）最終發(fā)展成為一個包含43個項目的問卷量表，其中3個項目用來測量對組織的整體滿意程度的判斷，其他40個項目用來測量CSQ的8個因子。自該量表被開發(fā)出來，許多研究都用其作為各種組織的CS評價工具（如Clampitt and Downs，1993[15] ；Varona，1996[16] ；Gray and Laidlaw，2002 [17] [18] ）。
20世紀90年代以后，我國學者也開始關注CS及其相關問題的研究。李元墩和蔡文淵（1998）[19] 等利用臺灣的數(shù)據(jù)，對Downs & Hazen（1977）等人提出發(fā)展的CS的問卷量表進行了本土化修正，發(fā)展出了包括與高層主管的溝通、溝通氣氛、與下屬的溝通、與直接主管的溝通、組織整體運作、平行與斜行的溝通、非正式溝通等7個因子構成的CSQ。
嚴文華（2001）在對國外組織溝通文獻進行梳理后，將組織CS的測量維度分為上司溝通的主動性、信息的接收和發(fā)出、上司的不良溝通傾向、與上司和同事的關系、信息分享、溝通開放性等六個因子[7] 。張莉（2008）以Downs & Hazen（1977）的CS測量模型為基礎，基于中國企業(yè)背景的實證研究發(fā)現(xiàn)，CS可由組織展望、媒介品質、溝通氛圍、水平溝通、主管溝通、個人反饋等六個維度構成[20] 。
錢小軍和詹曉麗（2005）[8] 以Downs & Hazen（1977）的研究為基礎，設計的員工CSQ，分別對不同行業(yè)的三個企業(yè)中的管理者及一般員工進行了調查，并根據(jù)問卷數(shù)據(jù)對中國大陸企業(yè)組織的員工CS做了實證研究，因子分析和相關分析結果表明，我國企業(yè)組織中員工的CS維度與Downs & Hazen（1977）等人的研究結論基本吻合，但在中國文化背景下，上級對下級溝通、溝通介質質量和溝通氛圍是最穩(wěn)定的CS因子。
對CS多維度概念的界定，使其變得具體，大大增強了其應用的可操作性，也為原本比較抽象的CS研究的定量化提供了必要條件。
2、研究設計
2.1 問卷設計
目前的研究中，盡管有很多CSQ，但尤以Downs & Hazen等人（1977）開發(fā)出來的CSQ最具代表性，該問卷具有良好的信度和效度，國外許多學者的研究也都證明了該CSQ的實用性與有效性。李元墩和蔡文淵（1998）也指出，目前的CS研究大多采用該CSQ作為測量工具[19] 。本研究在對Downs & Hazen（1977，1991，1993，1994）、李元墩和蔡文淵（1998）等人應用發(fā)展的CSQ進行綜合修正的基礎上，采用包括30個題項的問卷作為測量大學教師CS的量表工具，深入考察我國大學教師溝通滿意度的因子結構。
2.2 數(shù)據(jù)收集
本研究主要是探討我國大學教師的CS因子結構問題，考慮到問卷調查的方便性和數(shù)據(jù)的易得性，在問卷量表的發(fā)放上，選取了河南5所高等院校的大學教師作為樣本，通過對這些學校教師CS調查數(shù)據(jù)的統(tǒng)計分析，幫助了解大學教師的CS構成因子。在問卷發(fā)放與回收中，讓10名本科生分成5組分赴5所高校，隨機抽取教師代表填寫，共發(fā)放200份問卷，回收173份問卷，剔除掉無效問卷（填寫不全及填寫明顯不認真的問卷）后，共獲得142份有效問卷，有效回收率為71%。
3、數(shù)據(jù)統(tǒng)計分析
3.1 描述性統(tǒng)計分析
問卷調查數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析結果如表2所示。
3.2 驗證性因子分析
在編制CSQ的過程中，雖然盡量采用已有的量表，但在進行較大樣本的調查過程中，問卷量表是否仍然與變量的因子結構相符合？在進一步深入討論中國文化背景下的問卷結構之前，仍需要對其進行驗證性的因子結構分析。
在因子分析中，KMO及Bartlerr檢驗是判斷能否進因子分析的基本依據(jù)。如果KMO的值小于0.5時，較不易進行因子分析[21] ，此處的KMO為0.690，表明適合進行因子分析。此外，Bartlett球形檢驗的X2值為971.474（自由度為435）達顯著，適合進行因子分析（如表3所示）。
利用SPPSS 16.0軟件，采用主成分法和正交旋轉的方法進行因子抽取發(fā)現(xiàn)（表4），5個因子可以解釋總體變異的74.215%。
由表5也可看出，經(jīng)過轉軸后，30個項目可抽取5個因子。同時還發(fā)現(xiàn)，項目V01、V03、V22、V25、V30在每一因子上的載荷都小于0.5，且彼此之間差異不明顯，因此可以刪除。另外，第5個因子各只包含兩個項目（V02、V04），這意味著該因子所涵蓋的項目內容太少，將之刪除較為合適（吳明隆，2005）。項目刪除后的因子結構也會改變，因而必須再進行一次因子分析，以驗證量表的結構效度。
第二次因子分析所包含的項目為23個，Bartlett球形檢驗的χ2值為1.632E3（自由度為253）達顯著（如表6所示）。
利用SPPSS 16.0軟件，采用主成分法和正交旋轉的方法進行因子抽取，結果（表7，表8）發(fā)現(xiàn)4個因子可以解釋總體變異的58.441%。4個因子可分別作如下命名：
（1）領導溝通，包括“職工和領導之間的溝通很頻繁”、“領導會主動向同事們詢問工作意見及建議，并認真對待”、“領導遇到部門間溝通沖突時，會進行協(xié)調”、“領導能為職工解決問題提供有效的指導”、“領導對職工的工作監(jiān)督適量”、“領導不會用高人一等的口氣和職工說話”、“領導不會在其他人面前批評職工”等7個項目。
（2）個人反饋，包括“職工的工作安排有變化時，領導會告知原因”、“職工很清楚單位是怎樣對自己進行評價的”、“職工能得到領導對自己工作情況的反饋信息”、“職工了解領導是如何處理自己工作中的問題的”、“職工很清楚自己所在教研室及單位的工作效果”、“通過內部互聯(lián)網(wǎng)收發(fā)信息”、“單位內部溝通活動有趣”等7個項目。
（3）溝通氛圍，包括“職工在單位可以自由地表達自己的意見”、“單位的溝通措施能激勵職工去實現(xiàn)目標”、“單位的溝通使職工覺得自己是單位的重要分子”、“通過適當?shù)臏贤ǎ瑳_突通常都能被解決”、“單位內的溝通措施能因情況而調整”等5個項目。
（4）同事溝通，包括“除工作關系外，職工與同事保持良好的私人關系”、“同事之間能經(jīng)常分享資源與傳達正確信息、“互聯(lián)網(wǎng)使同事之間的溝通更便捷”、“單位內職工之間的溝通方式靈活多樣”等4個項目。
3.3 信度與效度檢定
在效度方面，除了盡可能采用已有問卷，并與專業(yè)人員研討和根據(jù)訪談制定問卷保證內容效度外，一般還可用因子分析法檢驗問卷的結構效度，如果因子載荷大于0.4通常認為是有效的。表9所示的因子分析數(shù)據(jù)表明，從結構效度上來講，問卷量表是可以接受的。
此外，通常以Cronbach’s α系數(shù)作為衡量問卷量表信度的方式。一般情況下，當α>0.7時，表示量表信度較好，α>0.5時，表示可以接受。本文修訂的問卷量表的各因子及總量表的Cronbach’s α系數(shù)如表10所示。
可以發(fā)現(xiàn)，各因子的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.809、0.853、0.843、0.759，而總量表的系數(shù)達0.915，這說明本研究提煉的大學教師CSQ具有較好的信度。
4、結果與討論
論文在對CS及其測量問題進行回顧分析的基礎上，對Downs & Hazen（1977，1991，1993，1994）和李元墩和蔡文淵（1998）等人的CSQ進行了整合修正，開發(fā)出了用來測量我國大學教師CSQ，并運用來自河南5所高校大學教師的問卷調查數(shù)據(jù)的實證分析結果發(fā)現(xiàn)，我國大學CS包括“領導溝通”、“個人反饋”、“溝通氛圍”、“同事溝通”四個因子，這與Downs & Hazen等人的研究結論有明顯的不同，說明我國高等學校組織中CS有其獨特的內容和特點。
基于此，我國高等學校可通過加強教職工與管理者之間的溝通、主動了解并認真對待教職工的工作意見及建議、幫助協(xié)調溝通內部沖突、平等待人、采取教學團隊建設、加強非教學活動溝通、及時解決教師科研與教學遇到的各種問題等措施，增強大學教師與管理者之間的溝通，使得個人能夠獲得及時準確的個人評價和反饋信息等來提高教師的溝通滿意度，從而幫助大學教師能夠以更佳有效的方式高效率地工作。
參考文獻：
[1]周海濤，朱桂蘭，周奔波.大學教師組織溝通滿意度的相關性分析[J].高等教育研究，2011，32（3）：51-58.
[2]Clampitt， P. and Downs， C. Communication satisfaction： A review of the literature. [Z]. Unpublished Paper， University of Kansas， 1987.
[3]Thayer， L. Communication and Communication System [M]. Homewood， R. D. Irwin.1968.
[4]Redding， W. C. Communication within the Organization [M]. N.Y.：Industrial Communication Council. 1972.
[5]Downs， C. and Hazen， M. A factor analytic study of communication satisfaction [J]. Journal of Business Communication， 1977， 14 （3）： 63-73.
[6]Crino， M. and White， M. Satisfaction in communication： An examination of the Downs-Hazen measure [J]. Psychological Reports， 1981，49： 831-838.
[7] 嚴文華.現(xiàn)代企業(yè)組織溝通研究：組織溝通、溝通滿意感及其影響因素的實證研究 [D].華東師范大學博士學位論文， 2001.
[8] 錢小軍，詹曉麗.關于溝通滿意度以及影響的因子分析和實證研究[J].管理評論，2005（06）： 30-34+63-64.
[9] Downs， C. W.， Hazen， M. D.， & Quiggins， J. An Empirical and Theoretical Investigation of Communication Satisfaction. Paper presented at the Annual Meeting of the Speech Communication Assn [Z]， New York City， 1973.
[10] Wiio， O. A. Organizational communication： Interfacing systems [M]. Finnish Journal of Business Economics， 1977， （2）： 259-285.
[11] DeConinck， J.， Johnson， J.， Busbin， J.， and Lockwood， F. An examiniation of the validity of the Downs and Hazen communication satisfaction questionnaire [M]. Marketing Management Journal， 2008， 18（2）： 145-153.
[12] Mount， D. and Back， K. A factor-analytic study of communication satisfaction in the lodging industry [M]. Journal of Hospitality & Tourism Research， 1999， 23（4）： 401-416.
[13] Downs， T. Predictors of communication satisfaction during performance appraisal interviews [M]. Management Communication Quarterly， 1990， 3（3）： 334.
[14] Downs， A. A case study of the relationship between communication satisfaction and organizational commitment in two Australian organizations [Z]. Unpublished master's thesis， University of Kansas， Lawrence， KS. 1991.
[15] Clampitt， P. and C. Downs. Employee perceptions of the relationship between communication and productivity： A field study [J]. Journal of Business Communication， 1993， 30（1）： 5.
[16] Varona， F. Relationship between communication satisfaction and organizational commitment in three Guatemalan organizations [J]. Journal of Business Communication， 1996， 33（2）： 111-140.
[17] Gray， J. and H. Laidlaw. Insider perspectives on communication satisfaction [J]. Australian Journal of Communication，2002， 29（3）： 111-124.
[18] Gray， J. and H. Laidlaw. Part-time employment and communication satisfaction in an Australian retail organization [J]. Employee Relations， 2002， 24（2）： 211-228.
[19] 李元墩，蔡文淵.臺灣企業(yè)員工溝通滿足量表構建之研究[J].臺灣成功大學學報（人文社會篇），1998，（33）： 257-283.
【關鍵詞】 社會醫(yī)學；生存質量；心理測量學研究；量表；乙型肝炎
中圖分類號：R395.1、B841.7 文獻標識碼：A 文章編號：1000-6729(2007)07-00452-04
The Development and Assessment of the Quality of Life Instrument for Hepatitis B Patients
LI Yue-Ping, HUANG Zi-Jie, CHEN Cong.
The Department of Health Care Management and Social Medicine in Public Health School, Fujian Medical University, Fuzhou350004
【Abstract】 Objective: To develop a quality of life instrument for hepatitis B patients(QOL-HBV) and examine it's reliability and validity.Methods:The item analysis, construct validity, content validity, criteria validity, reliability and discriminate were assessed by a survey on 134 HBV patients with QOL-HBV.Results:Item analysis showed that QOL-HBV had satisfactory item discrimination. Eight common factors were extracted by exploratory factor analysis and they can be reduced to three domains. The χ2/DF was 1.310, GFI was 0.972 and AGFI was 0.967 by the confirmatory factor analysis. The coefficients of Cronbach's α of the instrument and all domains were above 0.80. In comparison with SF-36, there was good correlation among corresponding domains.Conclusion:QOL-HBV is a good scale in testing the quality of life, which has good reliability and validity.
【Key words】social medicine；quality of life;psychometric study;instrument; Hepatitis B
慢性乙型肝炎是我國最嚴重的公共衛(wèi)生問題之一［1］，2005年我國乙型肝炎發(fā)病率居全國法定報告?zhèn)魅静〉氖孜弧Ｓ捎谝倚透窝椎闹斡蕵O低，且具有一定的傳染性，因此長期治療的經(jīng)濟負擔、治療藥物的毒副作用、社會對乙型肝炎的接受度低下所導致的精神壓力，都將造成患者生存質量的下降。
盡管我國是乙型肝炎的高發(fā)區(qū)，但在乙型肝炎患者生存質量評價方面的研究比較緩慢，目前的研究多采用健康調查表（The MOS 36-item Short Form Health Survey,SF-36）量表及其他心理健康測量量表來測量患者的生存質量，尚沒有專門針對乙型肝炎患者生存質量測量的特異性量表。在新編Well-being 生存質量量表（New Well-being Scales，NWS）的基礎上［2］，結合乙型肝炎患者特殊的生理、心理和社會功能狀態(tài)，并吸收世界衛(wèi)生組織生存質量測定量表（WHOQOL量表）的思想，編制成乙型肝炎患者生存質量測定量表（QOL-HBV）。本文就QOL-HBV量表的信效度進行初步考核。
1 對象與方法
1.1 對象
2002年2月至2003年3月在福州市傳染病醫(yī)院、泉州市第一醫(yī)院肝科、廈門市中醫(yī)院傳染科收集患者150人資料。發(fā)放問卷150份，回收140份，回收有效問卷134份，回收率93.33%，有效率89.33%。調查對象的年齡為35±12歲，其中男性105例，女性29例（有調查表明，乙型肝炎患者男女的性別比例是2.45∶1［3］，住院病人男性占84.1%［4］），門診患者34例（全部是輕度患者），住院患者100例（全部為中、重度患者）。所有病例均符合：（1）第三次中華醫(yī)學會傳染病與寄生蟲會全國會議制定的慢性乙型肝炎診斷標準，并由副主任以上的醫(yī)師確診；（2）門診或住院首次治療者；（3）血清學檢查無急性甲型、丙型及戊型肝炎；（4）年齡>16歲，無惡性腫瘤、糖尿病病史，有閱讀能力；（5）排除精神障礙。
1.2 量表條目的形成
將NWS量表的26個條目做了適當?shù)恼{整，保留其中的18個條目，從另外30個條目池中（參考WHOQOL量表、SCL-90量表的條目，由心理學專業(yè)的教師和肝科醫(yī)生確立的備選條目）選擇12個條目，形成一個具有30個條目的量表。保留的條目是和乙型肝炎患者的生存質量密切有關的條目，包括社會、心理和軀體方面的內容，增加的12個條目主要是基于以下四個方面考慮：（1）患病后的情緒反應和認知功能的改變，因為情緒反應是生存質量測量中最敏感的部分，認知功能的改變是生存質量測定中不可缺少的部分［5］；（2）患病后的社會功能狀態(tài)的改變，因為乙型肝炎畢竟是一個傳染性疾病，具有一定的傳染性，患者患病后可能在社會交往過程中出現(xiàn)各種各樣不同程度的社會功能缺失現(xiàn)象；（3）乙型肝炎患者可能出現(xiàn)的軀體問題；（4）臨床醫(yī)學、心理學、統(tǒng)計學和社會醫(yī)學四個方面的專家一致認同的條目。最后量表的30個條目，也分屬于生理功能、心理功能和社會功能三個方面，與WHO1946年提出的新的健康觀（從生物、心理和社會三個維度界定健康）相吻合。每個條目的回答選項分為經(jīng)常、較常、偶爾和沒有四個等級，分別記1-4分，得分越高，生存質量狀況越好。
1.3 統(tǒng)計方法 進行驗證性因子分析、t檢驗、相關分析。
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2 結果
2.1 QOL-HBV量表的項目分析
對30個項目的CR值（Critical Ratio）進行t檢驗［6］，t值范圍為2.628~10.237，P值均小于0.01，表明量表的30個條目均具有鑒別度，因此認為該量表的30個條目都應該保留。30個條目與總得分之間的相關系數(shù)除條目5（0.314）外均在0.416～0.685之間，P值均小于0.05。
2.2 QOL-HBV量表的效度分析
2.2.1 QOL-HBV量表的結構效度
采用探索性因子分析（主成分分析、方差極大旋轉法），可以將量表的30個條目歸為8個因子，分別命名為社會適應因子、生理因子1、生理因子2、生理因子3、生理因子4、心理因子1、心理因子2、心理因子3。（KMO值為0.883，解釋的總方差為69.15%），見表1。
進一步分析量表的結構可以看出，量表的8個因子可以歸成3個維度，分別是社會適應維度、心理維度和生理維度。社會適應維度（SF）能比較全面反映被測對象的社會融合、社會接觸和親密關系；生理維度（PF）反映的是患病后的生理狀態(tài)、活動受限等；心理維度（MF）能反映被測對象的情緒反應和認知功能，如對疾病的恐懼、憂慮等。利用AMOS5.0對上述的結果進行驗證性因子分析，得到一個二階七因子模型（見圖1），該模型的χ2/DF為1.310，擬合優(yōu)度指數(shù)（GFI）為0.972，調整擬合優(yōu)度指數(shù)（AGFI）為0.967。該模型將生存質量看成是由社會適應因子、心理因子和生理因子三個部分組成的，即和最初關于生存質量組成的構想是一致的，而且與探索性因子分析的結果也一致。
2.2.2 QOL-HBV量表效標效度
以SF-36量表為標準，分析QOL-HBV量表與SF-36量表之間的相關性，結果見表2。
表2顯示除SF-36的VT、MH維度與QOL-HBV量表的各維度均不相關或弱相關，其余均具有較好的相關性。
2.2.3 門診與住院患者生存質量量表各維度得分比較 表3顯示門診患者各維度評分及總分均高于住院患者。
表4顯示QOL-HBV量表各維度得分與總量表得分均呈正相關（r=0.798～0.896），各分量表得分間亦呈正相關，且相關系數(shù)略低于與總得分之間的相關系數(shù)。
2.4 QOL-HBV量表的信度分析
QOL-HBV量表、SF、MF、PF維度的Cronbach α系數(shù)分別為0.935、0.863、0.868、0.835。
3 討論
利用中國期刊全文數(shù)據(jù)庫、中國優(yōu)秀博碩士學位論文全文數(shù)據(jù)庫和萬方數(shù)據(jù)庫查詢，截止2006年8月7日，共獲得涉及乙型肝炎患者生存質量評價的期刊論文35篇、碩士學位論文3篇，其中有24篇期刊論文及3篇碩士學位論文涉及用SF-36量表，其余的用世界衛(wèi)生組織WHOQOL-BREF量表及一些SCL-90等心理健康問卷；而SF-36量表是一份普適性量表，盡管其信度和效度得到普遍的認可，但前期的研究已經(jīng)證明其在乙型肝炎患者的生存質量測量中存在一些不足，因此編制一份乙型肝炎患者的生存質量特異性量表對于提高我國乙型肝炎患者生存質量研究具有重要的意義。而NWS量表是經(jīng)過標準化后符合我國國情的普適性量表，具有較好的信度和效度［2,7-9］，本文基于NWS量表來研制適合于我國國情的乙型肝炎患者生存質量測定量表，具有快捷、便于比較等優(yōu)點。而且這種方法對于其他疾病的生存質量測定量表的研制同樣具有借鑒作用。
本研究用探索性因子分析提取的8個公因子，解釋總方差的69.15%，而且能夠歸為3個維度，與量表的構建設想一致，且經(jīng)過驗證性因子分析，得到的二階七因子模型，χ2/DF為1.310，GFI為0.972，AGFI為0.967，提示模型的擬合效果比較理想［10］。在效標效度的考核中，由于沒有乙型肝炎患者生存質量測量的“金標準”，鑒于現(xiàn)有的研究大多采用SF-36量表來測量乙型肝炎患者的生存質量，所以以之為效標來考察QOL-HBV的標準效度，通過分析，QOL-HBV量表的各維度與SF-36量表對應的維度大多呈正相關，且相關系數(shù)大多大于0.4，提示QOL-HBV具有較好的效標關聯(lián)效度［11］。各維度之間的相關系數(shù)低于各維度與總量表之間的相關，說明量表各維度之間具有較好的獨立性。在量表的信度考核中，量表及各維度的Cronbachα系數(shù)均大于0.80，且能判別出門診患者和住院患者之間的差別。因此從總體上來說，量表具有較好的信度和效度，符合量表編制的要求。
SF-36量表的VT、MH維度與QOL-HBV量表的各維度均不相關或低相關，這兩個維度在不同的研究中，結果不盡相同：李雯雯等［12］的研究發(fā)現(xiàn)MH維度不能反映患者與健康人之間的差別，易露茜等［13］的研究發(fā)現(xiàn)患者在治療前后MH、VT兩維度差別沒有顯著性。在前期的研究中我們發(fā)現(xiàn)VT、MH沒有達到應有的信度和效度標準，這也表明QOL-HBV恰好能夠彌補SF-36量表的不足。
本研究的不足是：我國幅員遼闊，不同地域的人群之間可能存在差異，本次的調查對象僅僅選擇福建的三個地方，且樣本量比較小，有必要在不同地方擴大樣本量進行有針對性的修訂和再驗證；在選擇對象時由于考慮調查的方便性和避免過多的影響因素，僅僅選擇首次接受治療的患者，但患者治療與否、治療的次數(shù)以及病程的遷延都會影響患者的生存質量，有必要在今后進行深入的研究并驗證量表的適用性；由于是選擇首次接受治療的患者，無法進行重測信度的評價，因為在短時間內重新測量，調查對象有“記憶效應”，而時間過長，則治療本身會對患者的生存質量產生影響，因此還有必要通過其他的研究來評價重測信度；量表是從NWS量表的基礎上編制的，盡管加上一些疾病的特異性條目，但不等于量表具有對乙肝患者的特異性，還需要進行進一步的驗證，同時量表的結構如記分方式、認知功能的條目等都需要通過再驗證加以完善。
參考文獻
1 陳紫榕.病毒性肝炎.北京:人民衛(wèi)生出版社,2002.117.
2 黃子杰,林碧. Well-being生存質量量表實證效度的考核.美國中華心身醫(yī)學雜志, 1997,1(1):19-21.
3 鄭能雄,林云欽,鄭高.1994～2003年福州市乙型肝炎發(fā)病趨勢分析.中國公共衛(wèi)生管理, 2005, 21(4): 311-314.
4 張晨光.乙型肝炎與性別、年齡的關系.醫(yī)學理論與實踐,1997,18(8):339.
5 李魯.社會醫(yī)學.第2版.北京:人民衛(wèi)生出版社,2003.94.
6 吳明隆.SPSS統(tǒng)計應用實務.北京:中國鐵道出版社,2000.14-27.
7 黃子杰,曾武.生存質量量表在白血病患者療效評價中的應用.中國臨床心理學雜志,2000, 8(2): 118-119.
8 李躍平,黃子杰.用因子分析技術評價中老年心腦血管疾病患者的生存質量.中國公共衛(wèi)生,2000,16(8):729-730.
9 李躍平,黃子杰,李雄琨,等.NWS生存質量量表與SF-36量表的相關性研究.中國公共衛(wèi)生,2003,19(3):379-381.
10 王保勇.探索性及驗證性因素分析在地下空間環(huán)境研究中的應用.地下空間,2000,20(1):14-22.
11 方積乾.醫(yī)學統(tǒng)計學與電腦實驗.第2版.上海:上海科學技術出版社,2001.249-250.
12 李雯雯,李強,王晶波,等.乙肝肝硬化患者生活質量相關因素分析.山東大學學報(醫(yī)學版),2006,44(9):885-888.
13 易露茜,楊旭,王小萬.治療前后慢性乙型肝炎患者生活質量變化及影響因素分析.中國臨床心理學雜志,2005,13(4):472-475.
關鍵詞： 國際供應鏈；風險因素；評價指標；貿易式進入模式
中圖分類號： F251 文獻標識碼： A
一、供應鏈運作參考模型
供應鏈運作參考模型(簡稱SCOR模型)是美國供應鏈協(xié)會(SCO)開發(fā)設計并推行的一種專門用于供應鏈描述與設計的工具，其將具體作業(yè)與性能衡量指標相結合，定量分析整個供應鏈的運作性能，提供了供應鏈評價及快速確定改進機會的工具，最佳表現(xiàn)及其特征描述提供了一系列可供參照的目標，也可作為供應鏈風險識別的工具。
二、基于SCOR模型的供應鏈風險識別
利用SCOR模型把整個供應鏈的結構、組成、地理分布、處理流程清晰地描述出來，供應鏈運行的統(tǒng)計資料和對供應鏈預期達到指標的預測，達不到預定指標的可能性即為風險，影響實現(xiàn)預定指標的因素即為風險因素，指標比較差的環(huán)節(jié)即為風險管理的薄弱環(huán)節(jié)。
三、影響國際供應鏈運作的重要因素
1．因子分析概念
因子分析的主要目的是為了識別隱藏在大量可觀測變量中的少數(shù)幾個潛在的、觀測不到的因子，探求觀測數(shù)據(jù)中的基本結構，并用少數(shù)幾個潛在變量來表示基本的數(shù)據(jù)結構，這些潛在的綜合變量被稱為因子，能夠反映原來眾多的觀測變量所代表的主要信息，并解釋這些觀測變量之間的相互依存關系。
2．運用因子分析方法對影響國際供應鏈運作重要因素的評價
分析上表，影響國際供應鏈運作包括作業(yè)質量指標、成本指標、可獲得性指標、服務響應能力指標等幾個方面。
四、基于SCOR模型的貿易式模式國際供應鏈風險評價指標研究
SCOR模型將具體作業(yè)與性能衡量指標相結合，定量分析整個供應鏈的運作性能，本文從國際供應鏈運作角度，確定國際供應鏈執(zhí)行過程流程圖，把國際供應鏈標準配置的所有活動標在以地圖為背景的圖上，用于分析不同地區(qū)地理因素、社會因素、經(jīng)濟因素等差異對國際供應鏈風險因素的影響，結合運用因子分析方法對影響國際供應鏈運作重要因素的評價，對貿易式模式國際供應鏈風險評價指標進行分析研究。
借助SCOR模型的貿易式進入模式國際供應鏈風險評價指標分析，在進行國際供應鏈運作時對其相關因素造成的風險進行防范，達到權衡風險與成本、風險與效率的目的。
作者單位：龐燕 中南林業(yè)科技大學交通運輸工程學院
汪洪波 中南林業(yè)科技大學交通運輸工程學院
參考文獻：
[1]張存祿，黃培清．供應鏈風險管理[M]．北京：清華大學出版社．2007．27-36．
[2]蘇琦．國際貿易，市場風險，要素流動與跨國公司[M]．廣州：中山大學出版社．2006．45-55．
[3]許暉．國際企業(yè)風險管理[M]．北京：對外經(jīng)濟貿易大學出版社．2006．39-43．
1研究設計與研究樣本
為了詳盡分析女性創(chuàng)業(yè)意向將來的發(fā)展和研究趨勢，本文通過文獻梳理來分析女性創(chuàng)業(yè)意向的影響因素、關鍵層面、相關研究所用的數(shù)據(jù)資料收集方法和分析技術，并據(jù)此分析女性創(chuàng)業(yè)意向未來可能的研究方向。本文作者在創(chuàng)業(yè)學、組織行為學和管理科學知名期刊上將女性創(chuàng)業(yè)意向作為關鍵詞進行文獻搜集，共得到與女性創(chuàng)業(yè)意向相關的文獻46篇。而這些文章的作者多數(shù)來自美國，這表明在女性創(chuàng)業(yè)意向研究領域，美國的研究相對比較前沿，研究實力相對雄厚，而其他國家或區(qū)域的而研究正處于起步階段，研究前景廣闊。目前國際主流刊物刊發(fā)女性創(chuàng)業(yè)相關研究主要集中在JournalofBusinessVenturing、Entrepre⁃neurshipTheoryandPractice以及ResearchPolicy等三本期刊，而且2000年以來的文獻占據(jù)了75%以上。而這三本刊物中前兩種刊物是創(chuàng)業(yè)學領域的專門期刊，第三種期刊是政策類的主流期刊。這表明國外的研究出了研究影響女性創(chuàng)業(yè)的一般因素外，還主要關注相關政策對女性創(chuàng)業(yè)的影響。這些因素對女性創(chuàng)業(yè)意向均有重要的作用。
2研究結果及分析
本文按照女性創(chuàng)業(yè)意向的影響因素、關鍵層面、數(shù)據(jù)資料搜集方法和統(tǒng)計分析技術四大方面對46篇文獻進行回顧梳理。統(tǒng)計結果表明，對女性創(chuàng)業(yè)意向影響最大的是女性創(chuàng)業(yè)者自身的內部因素，其中尤以女性創(chuàng)業(yè)者的自我效能的影響為最大，而創(chuàng)業(yè)態(tài)度的影響作用相對較小，這在一定程度上表明了創(chuàng)業(yè)者自我效能對其創(chuàng)業(yè)感知和創(chuàng)業(yè)行為的影響，這一因素是女性產生創(chuàng)業(yè)意向的關鍵。其次是外部因素中的創(chuàng)業(yè)網(wǎng)絡對女性創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)意向有重要影響，作為一種社會資本，網(wǎng)絡在創(chuàng)業(yè)中所發(fā)揮的作用以及各被學者們所認可。女性創(chuàng)業(yè)者的人格特質在早期被學者們所關注，但是由于主觀心理因素的不可測性和不可控性，其相關研究在逐漸減少。女性創(chuàng)業(yè)者的技能、知覺行為控制、就業(yè)問題、創(chuàng)業(yè)教育、先驗知識等因素的影響雖在逐漸上升，但仍處于次要地位。因子分析(factoranalysis)是資料簡化的工具之一，通過因子分析所萃取出來的各個因素，可用來代表女性創(chuàng)業(yè)意向影響因素研究的各個次領域，而每一個次領域的知識主題可由負荷于該因素，且具有較高的因子負荷量的作品來加以定義。特定領域的作者在發(fā)展作品時，會去引用具有重要性的文獻，其作品也可能被該領域中的其他作品所共同引用。因此，在進行因子分析時，屬于同一個次領域的論文會負荷于相同的因子之上，而因子負荷量的多寡可用來衡量此一論文是否屬于該因素及其重要的程度。通過分析各個萃取出來的因素中具有高因素負荷量的論文，可以推導出各個因素其背后所代表的理論意義，而對于特定研究領域具有廣泛影響力的作品則會負荷于二個或二個以上的因子之上。因子負荷量大于0.7的因子較具有解釋能力，而本研究依據(jù)McCain的建議，只萃取那些特征值(eigenvalue)大于1的因子，以及列示因子負荷量大于0.5的共同引用文獻。統(tǒng)計結果可以看出，Hisrich（1984、1985、1989）關于女性創(chuàng)業(yè)意向的研究成果成為學者們爭相引用的重要文獻，這三篇文章主要從女性家庭因素、女性的人格特質以及女創(chuàng)業(yè)者與職業(yè)經(jīng)理人的對比分析中解讀了為了女性要創(chuàng)業(yè)、如何能夠成功創(chuàng)業(yè)等影響女性創(chuàng)業(yè)意圖產生的關鍵要素。其次是Brush（1990、2001）的研究，這兩篇文獻分別從家庭因素、女性能力和女性如何獲取創(chuàng)業(yè)資源角度剖析了影響女性創(chuàng)業(yè)意圖的關鍵要素，由此可見，內部因素之特質因子、自我效能因子以及外部因素之創(chuàng)業(yè)網(wǎng)絡因子對女性產生創(chuàng)業(yè)意向具有明顯的影響，而這些也是學者們重點關注的對象，尤其是上述要素的交互作用對女性創(chuàng)業(yè)意向的影響，這表明將來的研究焦點應該放在內外部因素的交互作用以及家庭沖突/溝通對女性創(chuàng)業(yè)意向的影響方面（Hisrich等，2001）。此外，Scott（1986）和Olson（2002）認為，女性創(chuàng)業(yè)者的先驗知識與創(chuàng)業(yè)教育層次也是女性創(chuàng)業(yè)意向中需要認真對待的研究焦點之一。尤其是先驗知識對女性創(chuàng)業(yè)者創(chuàng)業(yè)職業(yè)選擇的影響也將會成為未來研究的熱點，而這也是影響女性產生創(chuàng)業(yè)意向的重要因素。而在女性創(chuàng)業(yè)意向中就業(yè)問題以及天花板效應（Brush，2001；Langowits，2007）兩大層面是學者們所忽略的。因為根據(jù)對文獻的回顧與分析，就業(yè)問題將決定女性創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)傾向和未來創(chuàng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展方向，這對于處于動態(tài)過程中的女性創(chuàng)業(yè)行為具有戰(zhàn)略性指導作用，因此將來應該關注就業(yè)問題以及女性創(chuàng)業(yè)前的天花板效應對女性創(chuàng)業(yè)意向的影響。。雖然目前學者們對主管規(guī)范和知覺行為，在女性創(chuàng)業(yè)意向的相關研究主題中，學者們普遍使用的方法主要有定性分析、因子分析和回歸分析三大類。但是，一些簡單的非數(shù)學方法也是分析女性創(chuàng)業(yè)意向的重要方法，如方差分析和判別分析等。而作為主要的統(tǒng)計分析技術，這三大類方法仍將是這一領域的主要研究方法。作為新興的統(tǒng)計技術，結構方程模型的重要性雖未在統(tǒng)計數(shù)據(jù)中體現(xiàn)，但是其作為新一代統(tǒng)計技術的重要性也逐漸突出，將來應重點關注多元方法的結合，以構建完善的女性創(chuàng)業(yè)意向研究框架。統(tǒng)計結果表明，學者們在研究女性創(chuàng)業(yè)意向相關主題時，主要采用了案例研究的方法，即從典型案例中提煉研究點和研究變量，以案例來證明自己所提出的研究命題，這種研究方法應該在將來予以提倡，因為案例研究所需的案例容易獲取，其調研成本相對較低，分析方便（Schwarz，1994）。其次，學者們也多用面對面發(fā)放問卷的形式來獲取數(shù)據(jù)，這種方式雖然難度較大，但是可以獲取寶貴的第一手資料，而且面對面也確保了問卷的信度與效度，確保了數(shù)據(jù)的質量。這對于研究結果的解釋能夠令人信服。在所有的方法中，學者們普遍不用的方法主要是實驗研究。因為這種研究方法的前期控制程序較多，研究結果的可信度總是受到質疑，而且實驗研究需要大量的設備投入和實驗人員搜尋，這就導致實驗研究的總體成本很高。
3結語
本文對女性創(chuàng)業(yè)意向的影響因素、關鍵研究層面、相關研究的資料搜集方法以及統(tǒng)計技術進行了分析，可以看出女性創(chuàng)業(yè)意向將來的研究方向，在影響因素層面，重點研究創(chuàng)業(yè)網(wǎng)絡層面、自我效能層面以及先驗知識對女性創(chuàng)業(yè)意向的影響，在女性創(chuàng)業(yè)意向的關鍵研究層面，主要關注個人特性與自我效能的影響，而就相關研究主題的統(tǒng)計分析技術而言，定性分析、回歸分析和因子分析仍將是未來主要使用的方法，但是結構方程模型的引入將會為這一領域的研究開創(chuàng)新的研究方法。而案例研究和面對面問卷調研的結合將會進一步充實這一研究領域，通過面對面的問卷搜集與分析將會增加案例研究的解釋力。因此，未來相關研究的趨勢是，將各個關鍵變量融入到一體化框架下，通過多種途徑搜集資料并利用多元統(tǒng)計分析方法來研究女性創(chuàng)業(yè)意向影響因素與關鍵層面的關系及其演化規(guī)律，從而揭示女性創(chuàng)業(yè)意向的內部機理，延伸女性創(chuàng)業(yè)意向的內涵，促進這一研究領域的繁榮。（本文來自于《情報科學》雜志。《情報科學》雜志簡介詳見.）
作者：葛寶山蔣海燕單位：吉林大學管理學院
關鍵詞：上海世博會 廣東 旅游購買行為
1 研究背景
隨著現(xiàn)代旅游業(yè)的發(fā)展，越來越多的旅游者對參與性、新奇性的旅游產品，尤其是對如旅游主題公園等類型的旅游產品產生了較強的吸引力。上海2010年世博會，是中國舉辦的首屆世界博覽會，自2010年5月1日開始，到10月31日結束，吸引了眾多的旅游者參觀，帶動了區(qū)域的旅游發(fā)展。傳統(tǒng)觀念上理解，旅游購買行為是在旅游者購買心理的支配下產生的，受到多種環(huán)境因素的影響。國外學者Gilhert（1997）[1]從個人決定因素和外部決定因素兩個方面進行分析，個人因素包括個體性別、年齡特征、個性特征、對旅游的態(tài)度、受教育水平、所處的家庭階段以及相關群體、旅游者的職業(yè)特征、旅游動機、旅游知覺、信仰等能直接影響旅游者產生旅游購買行為以及能夠采取旅游消費行動的源自旅游者自身的因素；外部因素包括外部刺激因素，旅游者所處的社會群體、文化類型、旅游企業(yè)的宣傳促銷、旅游的社會影響力等間接對旅游購買行為產生影響的各種因素；對這兩項因素歸結為文化因素、身體因素、情感因素、個人發(fā)展因素、社會角色與地位因素五個方面的細分因素加以總結。Gary Armstrong和Philip Kotler 在《營銷學導論》（Marketing：An Introduction）[2]一書中將影響旅游購買行為的因素分為文化因素、社會因素、個體因素、心理因素。國內很多學者也從不同的角度對影響旅游購買行為的要素進行了方方面面的研究，保繼剛（1987）[3]基于北京市居民的旅游動機、旅游決策以及旅游地類型偏好等方面進行了實證研究；苗長虹（2006）[4]通過采用問卷調研，根據(jù)所得數(shù)據(jù)，運用因子分析、聚類分析等方法，分析了城市居民出游動機。本文借鑒已有的研究成果，對廣東省旅游者在上海世博會期間以及到現(xiàn)在的旅游購買行為開展研究。
2 研究方法
本文采用問卷隨機抽樣的方法獲得原始數(shù)據(jù)，調研時間分別為2010年5月到8月，2011年2月到7月以及2012年5月，調研地域區(qū)域中心城市，分別為廣州市、深圳市、汕頭市、珠海市，每次共計發(fā)放調研問卷330份，第一次得到有效調研問卷294份，第二次得到有效調研問卷273份，第三次得到有效調研問卷267份，總有效率分別為89.09%、82.7%、80.9%。
2.1 分析方法 本文采用因子分析法，結合運用SPSS19.0軟件進行數(shù)據(jù)分析。因子分析法作為統(tǒng)計分析的一種有效方法，廣泛應用于社會學、統(tǒng)計學的各個領域。因子分析法的主要目的是運用幾個潛在、隨機變量去描述多個變量。運用因子分析法來研究上海世博會對廣東省旅游者購買行為的影響，就是要從影響旅游購買行為的多個變量中，找出公共因子，加以命名，計算因子得分進行分析。
2.2 影響要素分析 本文在總結學者實證研究的基礎上，對采用的測量指標進行歸納，結合旅游購買行為的特點，整理總結出了測量旅游購買行為影響所需的測量指標。從個體的角度看，文化與亞文化、角色與家庭、個性特征、參照個體構成了影響旅游購買行為的個體要素；從群體的角度看，文化與亞文化、參照群體、社會階層構成了群體影響旅游購買行為的群體要素。參照菲利普·科特勒的研究，文化與亞文化、角色與家庭以及參照群體等對旅游購買行為的影響顯著，據(jù)此，結合部分專家的觀點，得到旅游購買行為影響因素的要素。分別為：X1文化差異，X2文化內涵，X3家庭生命周期，X4個體生活方式，X5過去購買經(jīng)驗， X6總預算，X7他人購買行為，X8時間距離，X9交通便利性，X10口碑宣傳，X11天氣氣候，X12社會地位。
2.3 計算分析 通過調研問卷所得的原始數(shù)據(jù)，運用SPSS19.0軟件，進行KMD和Bartlett（巴特萊特）檢驗，得到KMD抽樣適度檢驗值0.863>0.8，表明各要素間信息重疊度較大，適合做因子分析，在巴特萊特檢驗中，卡方統(tǒng)計值為176.376，單位根檢驗為62，相伴概率為0，適合對原始數(shù)據(jù)進行因子分析。根據(jù)SPSS19.0，得到相關矩陣前三個特征值分別為λ1=8.17，λ2=4.36，相應的貢獻率分別為72.62%，21.37%，累計貢獻率為93.99%。旋轉后的因子載荷矩陣見表1。
通過表1的計算結果來看，X10口碑宣傳，X11天氣氣候，X1文化差異，X4個體生活方式，X6總預算，X8時間距離，X9交通便利性在第一個因子上載荷較大，這些要素反映了影響旅游者購買行為的個體因素和對旅游購買的態(tài)度，因此，將F1命名為個體與時空要素；X3家庭生命周期，X7他人購買行為，X12社會地位，X2文化內涵在第二個因子上載荷較大，這些要素反映了旅游者在社會中的角色、地位以及社會反映，因此，將F2命名為群體要素。
3 比較分析
根據(jù)上述計算過程，采用回歸計算公式，F(xiàn)（旅游購買行為影響要素）=（W1F1+W2F2+…+WmFm）/（W1+W2+…+Wm ），Wi（i=1，2，…，m）為旋轉前或旋轉后因子的方差貢獻率，計算上海世博會對廣東省各個城市旅游者購買行為的影響大小，分值越大，表明上海世博會對該城市旅游者的旅游購買行為的影響越大。計算結果見表2。
4 結論與啟示
4.1 結論
4.1.1 上海世博會對廣東省旅游者購買行為的影響較大。通過城市之間的排序可以看出，上海世博會作為一項在中國境內舉辦的規(guī)模較大的活動，受到了廣東省旅游者的較大的關注，并引發(fā)了較大規(guī)模的集體旅游購買行為。旅游者在花費總預算、時間距離、天氣氣候等指標上都表現(xiàn)出了較大的積極性，充分表明了上海世博會的吸引力。旅游者通過口碑傳播，使得參加旅游的人數(shù)在2010年達到最大值。
4.1.2 廣東省旅游者購買行為受到區(qū)域城市發(fā)展影響較大。通過表2可以看出，上海世博會對廣州市的旅游者的購買行為產生了最大的影響，表明廣州市的旅游者選擇赴上海參觀旅游的人數(shù)量和人次均比廣東省的其他城市的旅游者多，而排在前6位的城市均為廣東省經(jīng)濟發(fā)展和社會發(fā)展較為有活力的城市，可以看出，旅游購買行為受到經(jīng)濟條件的影響。通過表1可以看出，有部分旅游者想通過集中的展覽，了解異國的風俗文化和有代表性的事件，表現(xiàn)出一定的文化性。因此，區(qū)域城市的發(fā)展程度越好，該區(qū)域的旅游者購買行為所關注的中心就越集中，并能夠更好的表現(xiàn)出該區(qū)域旅游者的群體購買特征。
4.1.3 廣東省旅游者購買行為因上海世博會的落幕呈現(xiàn)出較大的下降趨勢。隨著上海世博會的落幕，廣東省旅游者關注的中心和重點出現(xiàn)了較大的轉移，集中性選擇赴上海的旅游者數(shù)量大減，但上海世博會帶來的社會影響和經(jīng)濟影響仍然存在，尤其是中國館仍對旅游者具有較強的吸引力，呈現(xiàn)出“集中—分散”選擇的趨勢。通過對表2的對比研究發(fā)現(xiàn)，對旅游購買行為的影響較大的城市的旅游者分散選擇旅游購買行為的趨勢比影響較小的城市的旅游者的要大得多。
4.2 啟示
4.2.1 分析旅游購買行為，形成核心旅游競爭力。旅游購買行為的產生，既受到內部因素的影響，也受到外部刺激因素的影響。上海世博會作為一個重要的大型事件，對旅游者的購買行為產生了重要的影響。從基于旅游供給者的“賣方”看，應該著力研究兩個方面的事項，一是進行旅游購買行為分析，重點分析哪些因素能夠刺激旅游購買行為的產生，并對這些因素進行詳細的細分和分類，在此基礎上，生產受旅游者歡迎的旅游產品，再次是有針對性的選擇旅游客源，并對旅游客源進行有效的市場細分，以便能夠運用有效的旅游營銷手段作用于特定旅游市場，達到旅游效益的最大化。二是對提供的旅游供給產品進行系統(tǒng)規(guī)劃、系統(tǒng)開發(fā)和系統(tǒng)營銷，以便形成系統(tǒng)的旅游吸引物，提升旅游目的地以及城市的形象，并對影響旅游目的地形象的事件進行評估、控制、管理，逐步形成良性循環(huán)，以便能夠獲得堅實的旅游競爭力。世博會首次在中國上海舉辦，引起了全世界的關注，也引發(fā)了眾多媒體的宣傳和報道，傳播了上海城市形象、市民精神風貌，為上海這座城市贏得了巨大的轟動效應，使未到過上海的旅游者了解了上海世博會的影響力，使到過的旅游者強化了對上海的旅游形象認知，為旅游者購買行為的產生提供了有效的外部刺激因素。
4.2.2 重視區(qū)域旅游購買力研究，構造區(qū)域化發(fā)展模式。上海世博會對區(qū)域旅游經(jīng)濟的影響比較大，能夠帶動區(qū)域旅游業(yè)的發(fā)展，帶動區(qū)域旅游基礎設施的發(fā)展，能夠提升區(qū)域旅游經(jīng)濟圈的競爭能力。區(qū)域旅游經(jīng)濟發(fā)展應重視區(qū)域旅游購買力研究，也即將區(qū)域旅游者作為形成區(qū)域旅游購買力的研究重點，研究除了像上海世博會這樣重大的旅游活動事項外的區(qū)域旅游購買力，探討其形成的方式方法，以便能夠形成旅游購買力的區(qū)域化發(fā)展，上海世博會帶動了長三角區(qū)域的資金、技術、物流等等相關產業(yè)的發(fā)展，使得該區(qū)域的旅游購買力得到了較大的提升。因此，形成區(qū)域化的旅游購買力，能夠從很大程度上減少旅游業(yè)自身由于“平季、淡季”而形成的旅游購買真空，對區(qū)域的旅游經(jīng)濟發(fā)展起到較大的促進作用。為此，構造良好的區(qū)域旅游環(huán)境、開發(fā)和管理區(qū)域的旅游項目，形成有效的旅游購買力“興奮點”、重視區(qū)域旅游可持續(xù)發(fā)展、形成良好的社會、經(jīng)濟和文化效益，是促進旅游購買力區(qū)域化發(fā)展的有效措施。
參考文獻：
[1]龍鷗.來黔國內游客旅游消費行為研究.貴州大學碩士學位論文，2009.
[2]Gary Armstrong，Philip Kotler著，何志毅改編.Marketing：An
Introduction[M].中國人民大學出版社，2006（1）：105-113.
[3]蔡君林.大陸與港臺游客赴澳門旅游消費行為比較實證研究.廈門大學碩士論文，2009.
[4]楊茜.南京大學生旅游網(wǎng)絡消費行為特征及其影響因素研究.南京師范大學碩士學位論文，2011.
關鍵詞：房屋設備資源；評價指標；因子分析
中圖分類號：G642.0 文獻標識碼：A 文章編號：1674-9324（2012）08-0070-02
一、前言
隨著改革開放的不斷深入，我國高校逐漸由精英教育轉向大眾化教育，全國在校學生人數(shù)從340萬人增至3011萬人，而政府部門也同時加大了對高校的資金投入。但是，一是由政府部門對高校的教育資源投入有限，二是我國高校現(xiàn)有的資產管理體制不健全，缺乏全面有效的考評機制，高校資產管理中普遍存在重錢輕物，重買輕用，重用輕管，重投資輕效益。因此在這一進程中，高等院校的資源需求與供給的矛盾十分突出，而其中需求矛盾表現(xiàn)最為突出的是校舍、儀器設備資源。部分高校存在著某些學科類校舍、儀器設備利用率不高等資源浪費的問題，而有些學科類又因為校舍緊張、儀器設備落后等原因而無法正常開展教學科研工作。這些問題如果沒有得到較好的解決，將會造成學校各項事業(yè)發(fā)展的結構失衡，嚴重制約了學校的發(fā)展。本文主要是通過問卷調查，利用SPSS軟件對所獲取的數(shù)據(jù)進行因子分析，研究出高校房屋設備資源產出指標體系，為該校進行教育資源配置效率評價提供相應的理論依據(jù)和建議，以期進一步提高該校資源的利用效率，提高學校的競爭力。
二、高校房屋設備資源產出評價指標的建立
1.評價指標的初選。2010年9月，筆者在參考相關文獻的基礎上，研究了不同的資源利用效率評價方法，以及對高校職能的梳理與分類，擬從人才培養(yǎng)、教學工作、科研工作、社會服務等四個方面構建高校房屋設備資源產出評價指標。由此初選出四個維度，共28個指標，分別為：在讀學生數(shù)、學生獲得各級競賽獎數(shù)量、學生獲得授權專利數(shù)量、招生專業(yè)數(shù)、英語四級通過率、畢業(yè)生獲得學位率、畢業(yè)生畢業(yè)率、就業(yè)率、用人單位滿意率、教學成果獎、教學名師獎、教材獎、青年老師競賽獎、精品課程數(shù)量、特色專業(yè)數(shù)量、實驗教學示范中心、創(chuàng)新性人才培養(yǎng)基地、國家重點學科數(shù)、重點實驗室數(shù)量、博士、碩士點數(shù)量、學術論文、學術專著數(shù)、獲授權的專利數(shù)量、科技成果獎、科研經(jīng)費、產學研合作企業(yè)（基地）數(shù)量、技術成果轉化數(shù)、技術成果轉化金額。確定初選指標之后，筆者設計了用于實證篩選的問卷。問卷以七級量表作為評分方法分別對每一項用來測量房屋設備資源產出指標的重要程度設定為七個等級，分別為非常不重要（1）、很不重要（2）、不重要（3）、一般（4）、比較重要（5）、很重要（6）、非常重要（7）。在完成了問卷的設計之后，以學校學院、部處具有講師或中級資格以上的老師作為調查對象，共發(fā)放問卷150份，回收問卷146份，其中有效問卷142份，問卷有效率為94.67%。根據(jù)可觀測性原則初步篩選指標，刪除初選指標中數(shù)據(jù)無法獲得的評價指標，使初步篩選后的指標滿足可觀測性，能夠實際應用，因“用人單位滿意率”和“科技成果轉化金額”這兩個指標無法獲得具體數(shù)據(jù)，故在此步驟將其刪除。
2.調查結果的因子分析。首先進行KMO檢驗和巴特利球體檢驗，檢驗問卷結果是否適合進行因子分析。由表1可知，KMO值為0.850，大于0.8，說明各項之間具有很高的相關性，巴特利球體檢驗的概率P為0.000，小于0.01，認為相關系數(shù)矩陣與單位陣有顯著差異，可知原有變量適合作因子分析。
表1KMO and Bartlett’s Test
其次采用SPSS軟件進行以下分析：（1）求出相關性系數(shù)矩陣，判斷投入產出因素數(shù)據(jù)的相關性，決定提取特征根大于1的原則，本項目保證所選的因子的特征根至少解釋了總體方差的73%。（2）求出刻畫因子全體對變量信息解釋程度的變量共同度，一般而言，當共同度高于0.5時，說明提取出的公共因子已經(jīng)基本反映了該變量50%以上的信息，公因子能較好地解釋該變量，因子分析效果較好。（3）本項目選定方差最大法進行因子旋轉，收斂旋轉的最大迭代次數(shù)采用系統(tǒng)默認值25（4）計算因子值系數(shù)矩陣及因子負載值。通過因子分析我們發(fā)現(xiàn)，指標“英語四六級通過率”共同度為0.481，小于0.5，表明這一項指標對于測量結果沒有太大的影響，同時也說明了英語四六級實行這么多年來，大部分學生還只是停留在考試上，就算通過了四六級考試，仍不能流利地用英語進行簡單的交流，因此已經(jīng)不能作為衡量一個大學生英語水平的指標，故可以剔除這一項指標。隨后，我們進行因子旋轉，目的是通過改變坐標軸的位置，重新分配各個因子所解釋的方差比例，使因子結構更簡單，更易于理解。因子負載的絕對值越大，在解釋因子時的作用越大，所以，只要在旋轉后的因子負載矩陣中，找出在每個因子上負載較大的變量（一般來說，因子負載大于0.5即可歸為一個因子），便可根據(jù)這些變量的意義給因子命名。這里我們采用方差最大法進行正交旋轉。旋轉之后，依據(jù)指標在所有公因子上的載荷系數(shù)小于0.5指標，或者在兩個或兩個以上公因子的載荷大于0.5的指標，根據(jù)統(tǒng)計學規(guī)則將其刪除。從旋轉后的因子矩陣可以看出，技術成果轉化數(shù)量、教學名師獎、教學成果獎在兩個因子上的載荷大于0.5，故將其刪除。以此類推，對數(shù)據(jù)重新進行因子分析處理，如果之后進行因子分析后仍出現(xiàn)指標在兩個因子上的載荷均大于0.5，或一個因子上只有一個指標，或一個因子上的指標結構不清，則繼續(xù)剔除。因此在分析的過程中我們以相同的方法分析刪除了創(chuàng)新性人才培養(yǎng)基地，博士、碩士點數(shù)量、產學研合作企業(yè)（基地）數(shù)量、學生獲得各級競賽獎數(shù)量、學生獲得授權專利數(shù)量、青年老師競賽獎、青年老師競賽獎、精品課程數(shù)量、特色專業(yè)數(shù)量、實驗教學示范中心、國家重點學科數(shù)和重點實驗室數(shù)量等。此時分析進行KMO檢驗，KMO值為0.778。考慮到重點實驗室是每年學校分配房屋面積的一個重要指標，且經(jīng)過分析，發(fā)現(xiàn)增加重點實驗室指標之后KMO值從0.778增加到0.800，說明增加該指標，能增強各指標間的相關性，故保留該指標。另外，當我們嘗試剔除因子2后進行因子分析，發(fā)現(xiàn)其KMO值仍為0.800，則說明畢業(yè)生獲得學位率、畢業(yè)生畢業(yè)率、就業(yè)率這三個指標為次要因素，剔除這三個指標對總的分析沒有影響，故也將這三個指標剔除。
3.評價指標的確立。通過以上分析，我們對余下的八個因子再次進行因子分析，從旋轉后的因子負載矩陣可以看出，在公共因子Fl上負載較高的指標有6個，分別為重點實驗室數(shù)量、學術論文數(shù)、學術專著數(shù)、獲授權的專利數(shù)量、科技成果獎、科研經(jīng)費，可以命名為“科研產出”；在公共因子F2負載較高的有2個，分別為在讀學生數(shù)、招生專業(yè)數(shù)指學生培養(yǎng)方面的信息，故將其命名為“人才培養(yǎng)產出”。另外，我們對八個指標進行信度分析。信度是指測量數(shù)據(jù)與結論的可靠性程度，即測量工具能否穩(wěn)定地測量到它要測量的事項的程度，本文通過Alpha系數(shù)檢驗對高校房屋設備資源產出指標做信度分析，其結果為0.8526。說明通過分析得出的房屋設備資源產出指標體系的一致性程度高且內部結構良好。
通過問卷調查及因子分析，已將通過初選得來的四個維度二十八個指標綜合為兩個維度八個指標，它們能比較全面而客觀地反映了高校房屋設備資源的產出，對于高校房屋設備資源使用效率的研究是有效的。
參考文獻：
[1]薛薇.SPSS統(tǒng)計分析方法及應用[M].北京：電子工業(yè)出版社，2009.
[2]顧雪松，遲國泰，程鶴.基于聚類—因子分析的科技評價指標體系構建[J].科學學研究，2010，（4）：508-514.
論文關鍵詞：活力,上市公司,因子分析,資源
一上市公司活力的結構
漢語詞典將活力解釋為：旺盛的生命力。活力用英語表示為“vigor”，意為身體或精神上的力量或能量。目前約定俗成的活力涵蓋了以上兩種解釋，包括：個體感到他們擁有的體力、情緒能量和認知靈活性三方面內容。
上市公司的公司活力簡單地說就是上市公司的生命力，其內在意義在于上市公司能夠自覺地、自動地根據(jù)其經(jīng)營環(huán)境的變化和要求及時包括超前的預備，地調整和配備上市公司內外的各種資源以求得上市公司的生存、壯大、成熟。這里的關鍵一是“自覺”、“自動”，也就是主動和能動性的問題。沒有別人和組織要求他那樣行動，他不僅是獨立自主的，而且是積極能動的，是對環(huán)境的反應，是與環(huán)境的一種互動。
上市公司不能只局限于上市公司內部和已有的資源，還要充分考慮外部資源，利用外部資源的方式也是多種多樣了，如聯(lián)合、控股、虛擬等等。四是生存、壯大、成熟。即首先是維持生存，尤其在極不利的環(huán)境條件下，但也只是暫時的，上市公司不會長期聽憑環(huán)境的擺布或制約，他會尋找一切機會或考慮別的辦法，以使上市公司得以發(fā)展壯大，即使不斷壯大也會變得成熟，因為，壯大一般是規(guī)模的擴大，而成熟則是水平的提高，如結構、功能的完善，經(jīng)營效率的提高，穩(wěn)定性的增強等等。如果一個上市公司是依靠習慣運行，那么，這個上市公司就是沒有活力的或嚴重缺乏活力；如果一個上市公司只能依靠慣性運行，說明這個上市公司在過去的時間里是有一定活力的，并且這種活力使他已經(jīng)達到了一定的水平，但這種活力已經(jīng)喪失，所以只能是憑慣性維持，而這種慣性是維持不久的。這就說明為什么有的上市公司在一定的輝煌以后，有一段時間的停滯，然后就開始走下坡路。當然，停滯階段如果能夠休養(yǎng)生息，調整好狀態(tài)，仍然可以獲得新的活力。
要對活力進行清晰的描述是困難的，完全理清其構成因素及相互關系似乎也不大可能。但可以肯定的是，活力有一個結構，構成活力的各因素不是任意堆砌和組合的，各因素的組成和各自的相互聯(lián)系、制約的動態(tài)關系是有其客觀規(guī)律和一定的基本范式的，只是我們還不清楚而已，就如一個“黑箱”一樣。不過在這個“黑箱”里，一定還有一個起關鍵性作用的東西，我們暫且把它稱之為“活力結構”，這種活力結構就如同一個人的能力往往取決于其身體的活力水平一樣。
回到活力最初的定義，“通常意義上說的活力(vigor)一般是對一個生態(tài)系統(tǒng)而言的，一般是指一個生態(tài)系統(tǒng)的能量輸入和營養(yǎng)循環(huán)容量。具體指標是生態(tài)系統(tǒng)的初級生產力和物質循環(huán)等。在一定范圍內，能量輸入越多，物質循環(huán)越快，活力就越高。”我們發(fā)現(xiàn)活力主要是指兩個方面一個是指一個生態(tài)系統(tǒng)輸入能量的多少，另一個是物質循環(huán)的快慢，如果將其推而廣之，那么上市公司活力最本質的兩個方面就是獲取資源與有關能力、以及利用資源有關的能力兩個方面組成的。
由此筆者認為上市公司活力的大小或強弱并不完全在于有關有形和無形資產以及所謂的各種能力，而主要是由來自于構成上市公司的獲取資源與有關能力、以及利用資源有關的能力的因素而形成的“活力結構”決定的。這里只是說來自于兩個方面的因素，但不能簡單地等同于這兩個方面，或它們中的某些因素，這兩個方面本身各自就包含比較復雜因素。如何反應這兩個方面就需要對上市公司的各種指標加以具體分析。
二實證研究
（一）評價指標的選取
因子分析要求進入分析的指標之間的量綱（在這里可以簡化的看成所討論數(shù)據(jù)的計量單位），若原始指標的量綱或經(jīng)濟意義不同，將原始指標直接求得綜合得分，將很難給予一個合理的經(jīng)濟解釋。若原始指標變量數(shù)量級差異較大，則變量值大的對綜合指標.公共因子/的影響也大。同樣是反映生產能力的產值指標，采用以元為單位和采用以萬元為單位，其方差顯然是完全不同的。經(jīng)濟意義不變，但以元為單位的產值指標不僅會增加評價指標體系中變量的總方差，也會增加該指標在總方差運用因子分析法時，通常需要對原始指標進行無量綱化處理。
對原始指標進行無量綱化處理的方法有很多種，如標準化、均值化或極差正規(guī)化。由于標準化處理會保持原始指標數(shù)值的相對穩(wěn)定性，在進行因子運算時會帶來許多便捷，如原始指標經(jīng)過標準化后協(xié)方差陣就是相關系數(shù)矩陣，并且在因子得分和綜合得分上意義明確、容易理解，因此是最普遍做法。
本文首先對上市公司整體進行討論，由于上市公司千差萬別，我們討論起活力只能從其對外部資源的利用的能力和內部運行的秩序性來考察，我們盡量選取比率數(shù)據(jù)，
最后選取的變量為：
x1=銷售凈利率Netprfrt
x2=銷售期間費用率Pdcostrt
x3=凈利潤/營業(yè)總收入NprTOR
x4=營業(yè)利潤率Opeprfrt
x5=每股收益增長率EPSgrrt
x6=稀釋每股收益增長率DilutEPSgrrt
x7=歸屬母公司的凈利潤增長率NPPCgrrt
x8=經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額增長率NOCFgrrt
x9=每股經(jīng)營活動現(xiàn)金流量增長率OpeCPSgrrt
和更新改造項目的凈現(xiàn)金流量。
X10=營業(yè)周期Opecyc
x11=存貨周轉天數(shù)invtrtrday
（二）提取主因子
因子分析方法在多元統(tǒng)計中屬于降維思想中的一種，其目的在于簡化數(shù)據(jù)，通過較少的公共因子反映復雜現(xiàn)象的基本結構。原始評價指標少，意義明確，能較好地反映評價對象，這時，不一定要使用因子分析。如果強行運用，不僅會加大計算量，而且意義不大。此處，使用因子分析法進行綜合評價目的之一是為了避免評價指標之間的相關性所引起權重的偏倚3因此其中一個前提條件是評價指標之間應該有較強的相關關系。如果指標之間的相關程度很小，指標不可能共享公共因子，公共因子對于指標的綜合能力就偏低。一般來說，可以通過對指標的相關矩陣進行檢驗，如果相關矩陣的大部分系數(shù)都小于0.3，則不適合做因子分析。
表4.1.1
Communalities
Initial
Extraction
銷售凈利率()_Netprfrt
1.000
.834
銷售期間費用率()_Pdcostrt
1.000
.739
凈利潤/營業(yè)總收入()_NprTOR
1.000
.834
營業(yè)利潤率()_Opeprfrt
1.000
.626
每股收益增長率()_EPSgrrt
1.000
.998
稀釋每股收益增長率()_DilutEPSgrrt
1.000
.998
歸屬母公司的凈利潤增長率()_NPPCgrrt
1.000
.993
經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額增長率()_NOCFgrrt
1.000
.932
每股經(jīng)營活動現(xiàn)金流量增長率()_OpeCPSgrrt
1.000
.957
營業(yè)周期()_Opecyc
1.000
.924
存貨周轉天數(shù)()_invtrtrday
1.000
關鍵詞：出租車駕駛員；違章行為；四維量表；信度分析；效度分析
中圖分類號：F570 文獻標識碼：A
Abstract： Based on summarization of four types of common violations of taxi drivers， ignoring traffic signs and markings， car-following too closely， over-speeding， and illegal lane change and overtaking， its four dimensional table was complied. Furthermore， item analysis， exploratory factor analysis， and reliability & validity analysis of the table were finished with social statistical method. Finally， relative survey of illegal behavior of taxi drivers in metropolis were carried out with the table above， and from the analysis we can conclude that situation of over-speeding of taxi drivers is very serious， in which phenomena of“driving over-speeding at mid-night”and“accelerating to across the intersection during the yellow signal”are more frequent， the probabilities approach 60.4% and 56.0% respectively. So the operation management of taxi in metropolis should mainly focus on these illegal behaviors of taxi drivers.
Key words： taxi driver； illegal behavior； four dimensional table； reliability analysis； validity analysis
0 引 言
相關研究表明，出租車駕駛員日均工作時間超過15個小時，長時間、高負荷工作極易造成身體和心理疲勞[1]；網(wǎng)絡約租車的出現(xiàn)，更加劇了出租車駕駛員的工作壓力[2]。此外，出租車駕駛員對其駕駛技術自信、開車時需留意潛在客源、滿足乘客隨意上下車需求等特質，也更易誘發(fā)違章駕駛行為。這對城市道路交通流組織，以及城市交通安全造成了極大的負面影響。
出租車駕駛員由于其營運屬性，駕駛目的有別于其他駕駛員，因此其行為表現(xiàn)也不同于一般駕駛員。Hua Cai等基于
11 800輛出租車車輛行駛軌跡的數(shù)據(jù)分析，給出了北京市出租車駕駛員行為的宏觀特點和分布[3]，張梅玲等人通過編制量表對西寧市出租車駕駛員交通安全知識、態(tài)度、行為進行了分析[4]。楊玲玲等則通過調查數(shù)據(jù)、建立模型等手段，認為出租車跟馳間距較小，增加了事故發(fā)生的機率[5]。
此外，出租車駕駛員很多時候表現(xiàn)出的攻擊性駕駛行為、危險性駕駛行為和憤怒駕駛行為等，對城市交通流的安全運行有著極大的危害[6-8]。挪威科技大學Hilde lversen等通過量表調查顯示駕駛員的風險態(tài)度和風險行為對交通安全有很大的影響[9]；張瓊通過量表設計一級指標風險認知、風險態(tài)度和風險行為來檢測駕駛員違規(guī)行為及發(fā)現(xiàn)違規(guī)發(fā)生的原因[10]；李實振等對風險駕駛行為進行了更詳細的分類研究，如危險性違規(guī)、情緒化違規(guī)、經(jīng)驗性違規(guī)和注意力失誤等子行為[11]。駱勇等設計了攻擊性駕駛行為的評測問卷，并找出產生攻擊性駕駛行為的因子[12]。Y Yasak等人通過對土耳其駕駛員的憤怒駕駛行為進行研究，編制了測量憤怒駕駛行為的量表[13]。雷虎等人詳細分析出憤怒情況下，駕駛員具體的行為方式，并研究了憤怒駕駛對交通安全的影響[14]。
通過設計量表能很好分析出駕駛員在駕駛過程中容易出現(xiàn)哪些違規(guī)行為，但這些研究的分析對象一般是普通駕駛員，對于出租車駕駛員，由于出租車駕駛員的行為，特別是違章行為特點有別于普通駕駛員，所以上述編制的量表不能準確分析出租車駕駛員的違章行為。
本研究通過查閱資料和對出租車駕駛員進行訪談的方式，對出租車駕駛員常見的違章行為進行總結，進而根據(jù)出租車駕駛員的違章行為編制出租車駕駛員違章行為量表，并通過調查數(shù)據(jù)檢驗量表的信效度[15]。最后以上海市楊浦區(qū)為例，用驗證后的量表來對出租車駕駛員違章行為進行了分析和研究，具體研究思路如圖1所示。
1 量表設計
為了解出租車駕駛員違章駕駛行為特點，查閱相關資料，對出租車駕駛員進行訪談，將出租車駕駛員違章行為整理成量表項目，在交通工程專業(yè)和心理學專業(yè)教師的共同指導下，對量表項目進行專業(yè)知識和語言表達上的修正，同時請三位駕駛經(jīng)驗豐富的出租車司機對量表進行初步的評定，觀察能否準確理解量表所表達的信息，最終形成初步量表。初步量表包含四個維度，即四類常見違章行為：無視交通標志標線、近距離跟馳、超速行駛和違規(guī)變道超車。每類常見違章行為包含若干子項違章行為。量表共包含15項，每項采用4點積分方式：“從不”為0分，“偶爾”為1分，“經(jīng)常”為2分，“總是”為3分。量表結構如表1所示。
2 量表分析
2.1 目分析
為提高量表的信度和效度，在對量表進行有效性分析之前，應對每個量表進行項目分析。
運用積距相關公式：
γ= （1）
式中：
γ：積距相關系數(shù)；
X：被試在某一測題上的得分；
Y：被試測驗總分；
n：被試的總人數(shù)。
當相關性達到顯著P0.4時，表明項目與總體量表的同質性較高，所要測量的心理特質越接近。
2.2 探索性因子分析
因子分析一般運用主成分分析法來求解。即通過坐標變換的手段，將原有的相關變量進行線性組合，轉換成另一組不相關的變量，這樣便得到量表的各個主成分。
進行探索性因子分析之前需要做巴特利特球度檢驗（Bartlett Test of Sphericity）和KMO檢驗（Kaiser-Meyer-Olkin），即檢驗量表中原有變量之間是否具有較強的相關關系。
巴特利特球度檢驗原假設為：原有變量的相關系數(shù)矩陣是單位陣。其檢驗統(tǒng)計量由相關系數(shù)矩陣行列式計算得到，且近似服從卡方分布。如果該統(tǒng)計量的觀測值比較大，且對應的概率P值小于給定的顯著性水平α，則應拒絕原假設，認為相關系數(shù)矩陣不太可能是單位陣，原有變量適合作因子分析；反之，原有變量不適合作因子分析。
KMO檢驗統(tǒng)計量是比較變量間簡單相關系數(shù)和偏相關系數(shù)的指標，數(shù)學公式為：
KMO= （2）
式中，r 是變量x 和其他變量x 間的簡單相關系數(shù)；p 是變量x 和其他變量x 間在控制了剩余變量下的偏相關系數(shù)。KMO統(tǒng)計量的取值在0-1之間。當所有變量間的簡單相關系數(shù)平方和遠大于偏相關系數(shù)平方和時，KMO值接近1。KMO值越接近1，表示變量間的相關性越強，原有變量越適合作因子分析。KMO值越接近0，意味著變量間的相關性越弱，原有變量越不適合作因子分析。
2.3 效度分析
效度即有效性，指量表所測量到的結果反映所想要研究內容的程度，測量結果與要研究的內容越吻合，則效度越高；反之，則效度越低。效度分為三種類型：內容效度、準則效度和結構效度。
2.4 信度分析
信度是對測量一致性程度的估計，信度系數(shù)越高表示該量表檢測結果越一致、穩(wěn)定與可靠，一般多以內部一致性來加以表示該測驗信度的高低[16]。內部一致性信度分為分半信度和同質性信度。
求解分半信度之前，先將量表的項目按照序號的奇數(shù)和偶數(shù)分成兩半，用皮爾遜積差相關公式計算其相關系數(shù)，當兩部分方差相等，可以用斯皮爾曼―布朗公式加以校正，即：
r=2r /1+r （3）
式中：r 為兩半分數(shù)間的相關系數(shù)，r為整個測驗的信度值。
當兩部分方差齊性檢驗呈不齊性時，采用弗朗那根公式：
r=21-S +S /S （4）
式中：S 和S 分別表示被試兩半測驗上分數(shù)的變異值，S 表示全體被試在整個測驗上總得分的變異數(shù)。
一般用克朗巴哈α系數(shù)計算同質性信度，其計算公式為：
α= （5）
式中：k為評估項目數(shù)； 為k個項目相關系數(shù)的均值。
3 案例實證
首先，對表1的設計量表進行有效性驗證。根據(jù)相關經(jīng)驗，量表的樣本量與量表項目的比例應大于5∶1，且總體樣本量不少于100份[15]。因此，在上海市楊浦區(qū)國順東路26弄、國和路609號兩個出租車集中的地方發(fā)放200份問卷，收回有效問卷187份，回收率為93.5%。被試對象群體為上海市出租車駕駛員，其中男性駕駛員為161名，女性駕駛員為26名；被試對象年齡最低為27歲，最高為59歲；駕駛年齡最低為3年，最高為26年。
利用統(tǒng)計學軟件SPSS22.0對測的數(shù)據(jù)進行項目分析、探索性因子分析、效度分析和信度分析。
首先進行量表的項目分析，表1項目6和項目15相關系數(shù)分別為0.331和0.273，小于0.4，且不顯著，故將其刪除。其他各項目與總分之間顯著性相關（顯著性水平p
再進行探索性因子分析，運用SPSS軟件對13個項目進行主成分因素分析，調查的數(shù)據(jù)KMO=0.87>0.80，表明變量間的相關性較強，原有變量適合作因子分析。
最后進行效度分析，通過對出租車駕駛員違章行為量表的各維度與總分之間進行相關性檢驗，來檢驗項目對測試內容取樣的適當程度。由表2量表各維度與總分之間矩陣可知，四個維度與總分之間的相關性系數(shù)均大于0.75，且p
最后，對量表進行信度分析，計算量表的分半信度和克朗巴哈α系數(shù)，量表整體的分半信度為0.827，克朗巴哈α系數(shù)為0.836，超過了0.8，同時各子量表和各項目剔除后的克朗巴哈α系數(shù)都滿足信度檢驗要求。因此，可以認為量表具有較高的信度。
根據(jù)前述有效性分析修正后的正式量表，對上海市出租車駕駛員進行問卷調查，共發(fā)放問卷387份，收回有效問卷364份，回收率為94.05%；其中男性駕駛員為330名，女性駕駛員為34名；被試年齡最低為26歲，最高為59歲；駕駛年齡最低為3年，最高為31年。
運用SPSS對調查數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析，統(tǒng)計結果見表3。從中可看出在出租車駕駛員違章行為中“超速行駛”維度出現(xiàn)的概率平均達到89.27%，其均值、中位數(shù)和眾數(shù)都較高，表示出租車駕駛員會“偶爾”或“經(jīng)常”出現(xiàn)超速行駛概率較高，其中的第5項目“夜間行人和車都很少，為了工作效率，我會開的較快”和第13項目“在黃燈時間段內，加速通過交叉口”的偏度都小于0，其峰值都偏向較大得分值，且出租車駕駛員選擇“經(jīng)常”出現(xiàn)上述行為都分別占到了60.40%和56.00%，超過了一半。這說明出租車駕駛員在駕駛的過程中，最容易出現(xiàn)“超速行駛”的違章行為，尤其是夜間駕駛速度較快和在黃燈期間加速通過交叉口最為嚴重。另外，在“近距離跟馳”維度中的第7項目“沒法超車時緊跟在前車后面”和“違規(guī)變道超車”維度中的第10項目“對駕駛技術的自信頻繁變換車道”，駕駛員選擇“經(jīng)常”的概率分別為29.70%和27.50%，表示超過四分之一的出租車駕駛員會經(jīng)常出現(xiàn)上述違章行為。不過，通過分析也可以看出，在“無視交通標志標線”維度中的第11項目“在沒監(jiān)控的路口，我會考慮闖紅燈”駕駛員選擇“從不”的概率高達95.60%，表示絕大部分出租車司機不會闖紅燈。
4 Y束語
編制的出租車駕駛員違章行為量表符合心理測量學的標準，可以有效地檢測出租車駕駛員違章行為，對規(guī)范駕駛員行為，保障交通安全具有積極的意義。本研究的實證案例僅局限于上海市出租車駕駛員，對全國城市出租車駕駛員進行適用性檢驗和其普適性有待進一步研究。此外，本研究只是檢測出租車駕駛員的違章行為，并沒用對違章行為出現(xiàn)的內在影響機理進行研究，這需要在后續(xù)的研究中加以綜合考慮。
參考文獻：
[1] 盧國良. 上海市出租車駕駛員交通安全流行病學研究[D]. 上海：復旦大學（碩士學位論文），2006.
[2] Simon Harding， Milind Kandlikar， Sumeet Gulati. Taxi apps， regulation， and the market for taxi journeys[J]. Transportation Research Part A： Policy and Practice， 2016，88：15-25.
[3] Cai H， Zhan X， Zhu J， et al. Understanding taxi travel patterns[J]. Physica A Statistical Mechanics & Its Applications， 2016，457：590-597.
[4] 張梅玲，毛輝青. 西寧市出租車駕駛員交通安全知識、態(tài)度、行為現(xiàn)況調查[J]. 青海醫(yī)藥，2011，41（7）：2-6.
[5] 楊玲玲，楊亦慧，侯曉宇. 城市出租車跟馳行為安全性分析[J]. 交通運輸系統(tǒng)工程與信息，2011，11（S1）：115-119.
[6] 馮忠祥，劉靜，李陽陽，等. 攻擊性駕駛行為選擇模型及影響因素敏感度分析[J]. 中國公路學報，2012，25（2）：106-112.
[7] 王健霖，常若松，孫龍. 危險駕駛行為量表的修訂及信效度檢驗[J]. 人類工效學，2015，21（6）：47-49.
[8] Blankenship K L， Nesbit S M. Driving stimuli increases accessibility of aggression-related concepts in “angry” drivers[J]. Personality & Individual Differences， 2013，55（2）：135-140.
[9] Iversen H. Risk-taking attitudes and risky driving behavior[J]. Transportation Research Part F Traffic Psychology & Behaviour， 2004，7（3）：135-150.
[10] 張瓊. 駕駛人安全意識評估研究[D]. 西安：長安大學（碩士學位論文），2010.
[11] 李實振. 北京市司機風險駕駛行為研究[D]. 北京：北京交通大學（碩士學位論文），2011.
[12] 駱勇. 道路交通中攻擊性駕駛行為分析與研究[D]. 成都：西南交通大學（博士學位論文），2009.
[13] Yasak Y， Esiyok B. Anger amongst Turkish drivers： Driving Anger Scale and its adapted， long and short version[J]. Safety Science， 2009，47（1）：138-144.
[14] 雷虎. 憤怒情緒下的汽車駕駛行為特征及其對交通安全的影響研究[D]. 武漢：武漢理工大學（碩士學位論文），2011.
關鍵詞：科技實力；綜合評價；安徽省
近年來，安徽省在科技資源投入和科技成果產出方面都取得了較大幅度的增長。但是，與中部其他地區(qū)相比，安徽省科技資源在中部六省中尚處于中等偏下水平。為了促進安徽科技的發(fā)展，積極發(fā)揮省內科技進步和自主創(chuàng)新在促進經(jīng)濟發(fā)展方式轉變中的作用，各級政府部門高度重視自主創(chuàng)新工作，并積極出臺相應的政策措施來推動地區(qū)科技進步。然而各行政主管部門在制定科技發(fā)展戰(zhàn)略和政策措施的過程中都面臨著同樣的困惑：本地區(qū)的科技實力究竟如何?哪些方面是科技工作的弱項?制約地區(qū)科技實力提高的根本原因在哪里?本文的研究試圖通過對省內各個地市的科技情況進行綜合評價和研究來回答這些問題，從而為有關部門提供決策依據(jù)。
一、研究方法綜述
在科技實力評價的早期研究中，主要為公式法，例如“國力方程”和“科技知識儲備量”法等，該方法主要是通過構造評價模型，從而選取較少的指標，但是由于公式法的相關局限性使其并不適用于科技綜合實力的評價。因此，在科技綜合實力評價的后期研究中，國內外學者采用較多的是指標體系法，即通過建立與科技實力相關的指標體系，采用多元統(tǒng)計分析方法進行綜合，從而得出評價對象的綜合指數(shù)，以反映子系統(tǒng)的全面狀況。關于科技評價指標體系的研究眾多，但是國內外較為權威的科技評價指標體系往往偏向于宏觀層面科學技術綜合實力的評價，并不適用于在同一國家不同地區(qū)之間的評價。為增強指標體系的科學性和實用性原則，國內學者對此進行了大量的研究，如劉建黨構建了區(qū)域科技實力評估體系，[4]王鳴濤設計了一套可行的河南省地級城市科技實力評價指標體系。趙國杰，邢小強首次運用網(wǎng)絡層次分析法（ANP）對指標進行賦權。
二、指標體系的建立與評價方法分析
（一）指標體系的建立
指標體系是綜合評價問題中的重要內容，科學適用的指標體系是做好評價工作的基礎，這就需要在遵循指標體系構建原則的基礎上構建一套科學完整的綜合評價指標體系。在參考了國內外大量文獻資料的基礎上，根據(jù)《中國科技發(fā)展研究報告》提出的科技實力評價指標，依據(jù)科學性、合理性、可比性和可操作性的原則，并力求較完善、全面、真實地反映各城市的科技綜合實力，兼顧統(tǒng)計年鑒所能提供的統(tǒng)計指標，以安徽省17個地市為樣本，選取了能反映城市科技綜合實力的21項統(tǒng)計指標，建立城市科技綜合實力評價指標體系，具體如表1。
（二）相關指標的解釋
根據(jù)科技實力的涵義及其影響因素，科技實力評價指標體系應包括科技投入、科技成果以及高新技術與經(jīng)濟發(fā)展三方面內容。以這三個方面為一級指標，依據(jù)系統(tǒng)性，規(guī)范性和科學性原則選取了21個具有代表性的二級指標：
科技投入反映出一個國家或地區(qū)知識創(chuàng)造和技術支撐能力。這里的科技投入主要包括人員與經(jīng)費投入，其中科技人員投入主要包括科技活動人員和R&D人員。科技經(jīng)費投入則主要由地方財政撥款和R&D經(jīng)費支出兩部分構成。
科技成果在一定程度上反映出一個國家或地區(qū)的自主創(chuàng)新能力，這種能力主要體現(xiàn)在擁有自主知識產權的工業(yè)品的比重和質量方面。專利是衡量一國或地區(qū)自主創(chuàng)新能力的一項重要指標，可以在一定程度上反映出一個國家或地區(qū)的發(fā)明創(chuàng)造活動及其產出等。此外，科學技術論文的數(shù)量和質量也反映了科技活動的產出狀況，是測度研究與發(fā)展活動成果的依據(jù)之一。
高新技術及經(jīng)濟發(fā)展指標屬于地區(qū)技術績效性指標，它反映了企業(yè)引進和利用技術創(chuàng)新的產出能力和效果，從技術發(fā)展水平來看，高新技術產業(yè)的發(fā)展狀況不僅可以反映出一個地區(qū)科學技術發(fā)展的增長態(tài)勢，還可以反映出當?shù)乜茖W技術轉化為現(xiàn)實生產力的能力；從技術使用的效果看，由于科技實力實際上是一種動態(tài)的經(jīng)濟和社會發(fā)展的推動力，因此地方GDP以及人均GDP指標的選取可以折射出一個地區(qū)科技活動所產生的經(jīng)濟效益程度。
（三）基于因子分析法的科技綜合實力評價模型
基于客觀賦權法確定的權重具有較強的數(shù)學理論依據(jù)，加上在客觀賦權法中較之于主成分分析法，因子分析法因其旋轉使得因子變量更具有可解釋性。因此，在綜合評價模型中因子分析法的精密性以及解釋性更強，基于此，本文選擇運用因子分析法對安徽省各城市科技綜合實力進行評估和排序。具體的，因子分析法的基本步驟包括：
1. 確認待分析的原指標是否適合作因子分析。用于因子分析的變量必須是相關的，如果原始變量都是獨立的，意味著每個變量的作用都是不可替代的，則無法降維。這主要是通過對原指標先進行標準化處理，消除量綱對評價結果的影響，并求出標準化后的指標間的相關系數(shù)矩陣實現(xiàn)的。
2.確定因子數(shù)量，計算相關系數(shù)矩陣的特征值，并根據(jù)特征根大于1的原則，找出主因子及其貢獻率；
3.對因子載荷矩陣進行正交旋轉，使每個原始變量在主因子上載荷向0和1分化，從而可以對每個主因子的實際意義做出明確的解釋；
4.計算因子得分。因子得分是每個因子在每個樣本上的具體取值，此時，在各個指標數(shù)值均進行了標準化處理的前提下，評價對象的平均水平均為零分，因子得分為正說明高出平均水平，反之，則低于平均水平。
5.計算綜合得分：綜合得分由每個主因子的得分加權求和而得，其中權數(shù)由各個主因子的貢獻率在累計貢獻率中所占的比例確定。
雖然因子分析的計算過程比較復雜，但是借助SPSS16.0統(tǒng)計軟件中的因子分析（FACTOR）模塊可以高效快捷的完成上述運算，為實證分析提供了有力的運算支持。
三、安徽省各地市科技實力實證分析
