DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 1. 引言 具有动中成像能力的光学遥感卫星成为了新一代敏捷遥感卫星的发展方向 [ 1 ] 。其不仅具备传统卫星成像前后快速姿态机动的能力，而且可以在成像过程中实现边姿态机动边成像的能力 [ 2 ] 。近年来，我国航天事业得到了飞速的发展，相继发射了“高分”、“高景”等一系列高分辨率敏捷遥感卫星，很大程度上提高了我国对地观测的能力，为实现空间监测、国土资源观测、等任务提供了技术的支撑。 敏捷遥感卫星在执行对地观测任务时，有多种观测模式可选择，如被动推扫模式、主动扫描成像模式，同轨多点目标成像模式、同轨多条带成像模式、同轨多角度成像模式等。同时，卫星在轨工作时有大量的工作参数，如卫星的在轨运行姿态参数、卫星轨道参数、观测点经纬度、扫描地速、成像时长、太阳帆板工作参数、数据存储与传输参数等。此外，对于不同的观测模式，敏捷卫星成像的效能，如辐射质量、空间效能、几何质量、目标获取应用能力、任务响应时效、资源利用能力等，也不尽相同。因为工作参数与效能指标的多元性与复杂性，效能指标难以得到准确的评估值。 仿真模拟法是评估遥感卫星效能的常用方法之一 [ 3 ] 。该方法以计算机模拟为基础，通过设定卫星成像的约束条件参数，如轨道六要素、姿态角、姿态角速度、姿态角加速度、地面站参数，任务参数等，通过仿真实验，由实验结果或者经过计算后得到效能指标的估计值。 卫星在轨应用策略仿真软件是使用仿真模拟法评估卫星在轨观测效能的软件，利用该仿真软件可对卫星在轨对地成像过程在多种模式下进行模拟仿真，得到一系列仿真数据，仿真界面如图1所示。敏捷卫星在轨成像主动推扫与被动推扫的观测模式 [ 4 ] 。该软件可仿真的工作模式有匀角速度主动推扫模式、匀地速主动推扫模式、匀积分时间主动推扫模式、单点/单条带目标模式、同轨多点目标模式、同轨多条带拼接模式、同轨多角度模式。 图1. 卫星在轨应用策略软件仿真界面图。(a) 卫星参数设置界面；(b) 目标设置界面；(c) 地面站参数配置界面图；(d) 任务参数设置界面；(e) 订单配置界面 卫星在轨应用策略仿真软件所仿真数据中，约束条件与效能指标这两类数据之间包含有一定的隐藏关系，但敏捷卫星的各约束条件对于各效能评估指标的影响程度不相同。因此，对于敏捷遥感卫星的而言，挖掘各效能指标的关键影响因素，为今后有针对性的提出减少和消除使用约束，提升敏捷遥感卫星使用的好用性与易用性有着重要的作用与意义。
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user: 2. 重点目标精细观测参数选择 重点目标精细观测主要是针对重要地物及其周边物理属性进行的高精度、多手段、多方向的综合观测，目的是为了获取目标全方位、深层次、细节化的精细特征。该观测任务主要针对空间分布面积和范围不大，但对目标结构、纹理、光谱、形态等辐射、几何特性探测精细程度具有较高要求的目标。 针对重点目标精细观测任务的特点，其主要的效能指标为辐射质量，几何质量 [ 5 ] 。利用卫星在轨应用策略仿真软件，设置模拟目标，在匀积分时间主动推扫成像模式、同轨多条带成像模式、同轨立体成像模式三种模式下，进行仿真，得到数据挖掘的原始数据。在效能指标中选择GSD [ 6 ] 、积分时间 [ 7 ] 、成像幅宽 [ 8 ] 、成像条带长度、成像条带数作为挖掘的对象。
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user: 3. 灰色关联分析法 关联规则又称相关性分析，其目的是揭示数据之间的没有直接表示出来的关系 [ 9 ] 。卫星在轨观测时具有大量的约束条件，对于不同的效能指标，各约束条件的影响程度不同，分析各效能指标的关键影响因素，即挖掘出与各效能指标关联度最强的约束条件。 关联规则挖掘所挖掘的数据有着不同的数据类型，可分为布尔型数据与数值型数据 [ 10 ] [ 11 ] 。布尔型数据多为离散的、种类化的，显示了这些变量之间的相互关系，多对应于描述事件的发生与否，而数值型数据则包含了一些连续的数据，一般对应参数优化配置或最优方案的选择 [ 12 ] 。 通过卫星在轨观测仿真所得到约束参数与效能指标数据均为数值型数据，因此选择数值型数据关联规则算法进行挖掘。对于数值型数据，最常用的关联规则算法是灰色关联分析法 [ 13 ] 。灰色关联分析法，由邓聚龙教授于1982年提出，是将因素之间发展趋势的相似或相异的程度，亦即“灰色关联度”，作为衡量因素间关联程度的一种方法 [ 14 ] 。 以下是灰色关联法的算法步骤 [ 15 ] ，如图2。 图2. 灰色关联法算法流程 1) 确定系统的参考数列和比较数列：参考数列是反映系统行为特征的数列，比较数列是影响系统行为的因素组成的数列。在本文中，将卫星在轨成像效能指标作为参考数列，各在轨约束参数作为比较数列。 2) 对参考数列和比较数列进行无量纲化处理：由于系统中各数据所表示的物理意义不同，导致数据的量纲也不相同，不便于进行比较，或在比较时不易得到正确的结论。因此在进行灰色关联度计算分析时，都要事先进行数据的无量纲化处理。 3) 求参考数列与比较数列的灰色关联系数 ξ ( X i ) ：所谓关联程度，实质上是曲线间几何形状的差别程度。因此曲线间差值大小，可作为关联程度的衡量尺度。对于一个参考数列 X 0 有若干个比较数列 X 1 ， X 2 ， ⋯ ， X n ，各比较数列与参考数列在各个时刻(即曲线中的各点)的关联系数 ξ ( X i ) 可由公式(1)算出： ξ o i = Δ ( min ) + ρ Δ ( max ) Δ o i ( k ) + ρ Δ ( max ) (1) 式中ρ为分辨系数，一般在0~1之间，通常取0.5，其值越小，分辨力越强，当其不大于0.5463时，分辨力最好。第二级最小差记为Δ(min)。两级最大差记为Δ(max)。各比较数列 X i 曲线上的每一个点与参考数列 X 0 曲线上的每一个点的绝对差值记为 Δ o i ( k ) 。 4) 灰色关联度的计算：因为关联系数是参考数列与参比较数列在各个时刻(即曲线中的各点)的关联程度值，所以它的数值不止有一个，而信息过于分散不利于对数据进行整体性的比较。因此有必要将各个时刻(即曲线中的各点)的灰色关联系数集成为一个值，即取其平均值，作为比较数列与参考数列间关联程度的数量表示，即灰色关联度 ，如公式(2)： r i = 1 N ∑ k = 1 N ξ i ( k ) (2) r i 是比较数列 x i 对参考数列 x 0 的灰关联度，也被称为序列关联度、平均关联度、线关联度。 r i 值越接近1，说明相关性越好，反之，相关性越差。 5) 关联度排序：因素间的关联程度，主要是用关联度的大小次序描述，而不仅是关联度的大小。将m个子序列对同一母序列的关联度按大小顺序排列起来，便组成了关联序，记为{x}，它反映了对于母序列来说各子序列的“优劣”关系。若 r o i > r o j ，则称 { x i } 对于同一母序列 { x o } 优于 ，记为 ； r o i 表示第i个子序列对母数列特征值。由此可得到各效能指标数列的关键约束排序。
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user: 4. 卫星在轨关键约束影响分析结果 本文设定一系列虚拟目标，利用卫星在轨应用策略仿真软件对卫星在轨观测进行了仿真。，通过灰色关联法的分析，求得各约束与效能指标之间的灰色关联度如表1所示。 Table 1 Gray correlation table of various performance indicators and on-orbit parameter 约束因素 积分时间 GSD 成像幅宽 条带长度 条带数目 半长轴 0.702493 0.698339 0.670854 0.698134 0.657273 偏心率 0.576747 0.674191 0.740099 0.598 0.551954 轨道倾角 0.514303 0.604912 0.66136 0.538379 0.499153 升交点赤径 0.534926 0.636888 0.696123 0.54381 0.500942 近地点幅角 0.698196 0.687324 0.659467 0.686199 0.648052 真近点角 0.756477 0.741708 0.655932 0.801078 0.776039 平近点角 0.759013 0.738254 0.650648 0.802049 0.778146 俯仰角 0.570311 0.618723 0.670813 0.618734 0.598443 滚动角 0.545808 0.63239 0.684431 0.579383 0.544638 偏航角 0.579362 0.651443 0.700409 0.608837 0.564528 合成角 0.660858 0.773867 0.76513 0.635675 0.594678 俯仰角速度 0.541061 0.635654 0.69218 0.547688 0.506386 滚动角速度 0.616587 0.727744 0.798297 0.66612 0.640337 偏航角速度 0.718814 0.909964 0.877682 0.730485 0.652859 合成角速度 0.651351 0.767499 0.832287 0.676874 0.624758 俯仰角加速度 0.608358 0.701024 0.76609 0.654519 0.613871 滚动角加速度 0.517469 0.584566 0.623417 0.511527 0.475995 偏航角加速度 0.650546 0.746044 0.790693 0.670721 0.624136 斜距 0.674705 0.852573 1 0.689238 0.626333 扫描地速 0.662247 0.826071 0.953863 0.678715 0.618425 摄影点经度 0.752789 0.737008 0.685618 0.769624 0.721818 摄影点纬度 0.773999 0.705987 0.649744 0.774319 0.740173 卫星高度 0.554495 0.652486 0.719879 0.59173 0.546884 星下点经度 0.6908 0.739426 0.733671 0.696305 0.649951 星下点纬度 0.770949 0.713225 0.657133 0.775668 0.735703 条带编号 0.592714 0.690056 0.728103 0.617692 0.554302 每一条带成像时长 0.66511 0.722436 0.718881 0.728701 0.584628 太阳帆板转角 0.652449 0.746817 0.800457 0.713908 0.673775 太阳天顶角 0.502381 0.588662 0.638522 0.509367 0.47463 太阳高度角 0.6603 0.737106 0.776111 0.714132 0.663667 每1/8 s的数据量 0.48592 0.537799 0.571907 0.515611 0.480247 表1. 各效能指标与在轨参数的灰色关联度表 由表1可知，对于上述五种效能指标而言，其关键影响约束不同，现总结如下： 1) 影响积分时间的关键影响约束为：摄影点经纬度、星下点经纬度、轨道平近点角、真近点角。 其中，摄影点经纬度决定了卫星在观测摄影时刻的姿态，星下点经纬度决定了卫星在观测摄影时刻的在轨道中的位置，轨道平近点角与真近点角影响摄影时刻轨道的参数，这些参数进而影响到了观测成像的积分时间。 2) 影响GSD的关键影响约束为：卫星偏航角速度、扫描地速、斜距。 其中，卫星偏航角速度影响了CCD成像的像元尺寸，由此修正了成像的质量，借此影响到GSD的大小；扫描地速主要影响了CCD像元在y轴方向的大小；TDI-CCD相机单行像元数目固定，斜距通过影响相机与成像目标之间的距离来影响GSD的数值。 3) 影响成像幅宽的关键影响约束为：斜距、扫描地速、卫星偏航角速度、太阳帆板转角。 其中，与GSD类似，斜距通过直接影响GSD，进而影响到成像的幅宽；扫描地速主要影响了CCD像元在y轴方向的大小；卫星偏航角速度影响了CCD成像的像元尺寸，以此影响成像的幅宽。 4) 影响成像条带长度的关键影响约束为：真近点角、平近点角、星下点纬度、摄影点纬度；影响成像条带数的关键影响约束为：真近点角、平近点角、摄影点纬度、星下点纬度。 成像条带长度、成像条带数可表示卫星在轨观测的范围，可知影响卫星在轨观测范围的主要影响因素为真近点角、平近点角、星下点纬度、摄影点纬度。其中，真近点角、平近点角通过影响轨道的形状来影响成像条带的长度，星下点纬度与摄影点纬度决定了卫星在观测摄影时刻在轨道中的位置与姿态，而由于遥感卫星多为太阳同步轨道，轨道倾角接近90˚，接近于极轨大椭圆轨道，经度的对轨道高度的影响很小，而纬度对轨道高度的影响较大。
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user: 5. 总结与展望 本文利用卫星在轨应用策略软件，对重点目标精细观测场景在多种模式下进行仿真，得到仿真数据后，使用灰色关联法，对GSD、积分时间、成像条带长度、成像幅宽、成像条带数这五项成像效能指标进行数据相关性分析，挖掘出了影响对应成像效能指标的主要影响因素。 利用本文所挖掘的结果，在今后的研究及卫星在轨应用策略仿真过程中，可只利用关联程度最大的约束条件作为输入，减少或消除对成像效能指标影响较小的约束条件，简化卫星在轨应用仿真的复杂性，同时也能够保证仿真数据的准确性，以此做到提高卫星的易用性与好用性。也为今后使用回归拟合模型代替卫星在轨应用仿真系统并简化数据挖掘模型奠定了基础。
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user: 摘 要 关注女性公平就业，维护女性劳动者就业权利，消除劳动力市场中的性别歧视，是实现社会稳定与和谐发展的基本要求。本文通过宏观数据分析不同行业男女就业的情况，结合实地调查与访谈资料基于微观实证运用二元Logistic去验证性别歧视的存在性，研究发现：无论是就业率、收入水平还是职业结构都存在明显的性别差异；某些行业以及招聘单位在用人方面观念淡薄、劳动力市场供需不平衡使得性别歧视问题依然突出；深度贫困区少数民族妇女就业观念相对落后、就业技能严重缺乏、职业素养要求与自身散漫习惯不匹配等问题造成的就业率低、社会地位不高以及阻断代际贫困传递的障碍显著现象值得关注；用人单位提高整体社会责任感、促进劳动力市场健康发展、强化维权意识以及将职业技能培训贯穿职业生涯全过程是缓解矛盾、提高就业水平和能力的有力保障。 关键词 :劳动力市场，性别歧视，就业观念，职业技能 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 改革开放以来，女性经济独立和自我权利意识的增强，逐渐弱化了男女在社会和家庭中的定性分工形式，但在招聘要求、工资待遇与职位配置各方面依然存在明显的性别歧视。从外部环境而言，用人单位是自主经营自负盈亏的经济实体，每个企业追求的目标是最小成本下的经济利益最大化，在用人方面女性进入市场前的门槛就会越来越高，特别是当劳动力市场出现供过于求时，首先受到冲击的就是女姓劳动者。根据新疆女性劳动者的就业情况，充分考察存在性别歧视存在的主客观、内外部原因，有利于制定相应的劳动力政策，提高女性就业率、提升就业质量，对于激发女性内生动力、阻断代际贫困传统都具有极其重大的意义，也为实现新疆社会的和谐与稳定、提高不同行业就业与富余劳动力转移、缓解潜在就业矛盾提供研究基础。 西方资本主义市场经济发展较早，大多学者从就业的经济学和人力资本的角度对劳动力市场的性别歧视进行研究分析。Becker、Mincer结合人力资本理论，认为拥有相同教育、能力、经验的劳动者，会因为非经济原因而产生在就业、择业、升职等方面的不平等现象 [ 1 ] 。福西特对女性劳动者生产效率低的观点提出疑问，主要是要求男女就业者拥有均等的就业机会，提出“同工同酬”的同时，主张保护女性与男性就业上公平的竞争 [ 2 ] 。Howell (2011)结合2008年乌鲁木齐的劳动力就业数据进行分析，认为劳动力市场存在明显的就业分层，其中女性和少数民族主要从事底层工作 [ 3 ] 。目前有关劳动力就业问题的研究大多建立在就业性别歧视的原因、程度、结果和对策建议等方面。如，涂伟，丁红艳(2014)认为新疆汉族与维吾尔族劳动力之间存在很大的就业差异，维吾尔族就业者的失业率高、薪酬水平低、流动意愿不强 [ 4 ] 。吴晓刚和宋曦(2014)指出，维吾尔族与汉族劳动者在就业职位的划分上也存在明显的差异，有两股不同的力量试图扭转这种局面，市场力量倾向于扩大民族不平等而政府力量通过政策方针倾向于促进民族平等 [ 5 ] 。李洪霞等(2016)指出劳动力市场性别歧视现象普遍存在，劳动者的社会就业和分层差距明显，针对就业机会不均等、同工不同酬等问题从女性自身、企业等角度提出具体对策和建议 [ 6 ] 。刘敏等(2016)认为女性收入平均数只有男性收入平均数的90.2%，人力资本变量、家庭禀赋变量对性别收入差距有一定的解释能力，强调劳动力市场中的性别歧视是收入差距的重要原因 [ 7 ] 。卿石松(2013)在分析职位分离在性别收入差距的作用时，采用收入差距分解的方法，结论是，女性工人大多集中在“金字塔”的底层，约41%的性别收入差距是由于职位隔离造成的，还建议通过平等的晋升机会缩小性别收入差距 [ 8 ] 。 综上所述，劳动力市场性别歧视问题的研究已经引起众多学者的关注，众多学者多以就业歧视的理论、测度方法以及影响因素等方面为主。本文以新疆劳动力市场就业情况为研究对象，聚焦南疆少数民族妇女的就业理念、就业的差异现状及制约因素等问题，分析了性别等与收入的关系及相互作用机理，解析南疆深度贫困地区女性就业性别歧视的深层原因，它不仅可以为区域就业理论在我国的应用、扩展和修正奠定基础，并且对促进南疆少数民族劳动力就业收入具有重要的理论和现实意义。
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user: 2. 新疆劳动力市场性别差异现状 2.1. 女性就业率明显低于男性就业率 根据新疆2010年第六次人口普查的数据，如下表1，15~64岁的劳动力资源总量为1593.9万人，在性别结构中，男性人口1127.01万人，女性人口1054.57万人，男性与女性的劳动力所占比为51.66%与48.34%，男性比例高于女性比例3个百分点，在族别结构中，汉族与少数民族的劳动力所占比40.47%与59.52%，族别差距很大。与第五次全国人口普查相比，第六次人口普查数据现实，汉族人口与少数民族人口分别增加了134万人与201.63万人，增长比例为16.77%与19.12%；男性劳动力人数与就业人数分别为65.04与63.54万人，男性就业率为97.7%，女性劳动力人数与就业人数分别为51.34与49.75万人，女性就业率为96.9%，截止2017年新疆总人口为2444.67万人，劳动力总人口为1321.35万人，就业人员为1307.56万人，男性就业率与女性就业率之比为56.7%与43.3%，女性就业率明显低于男性的就业率。 Table 1 Xinjiang’s fifth and sixth population census and the number of women and men employed in 2010~2017 (10，000 年份 总人口 男性 女性 就业人员 汉族 少数民族 2000 1849.41 957.07 892.34 672.5 725.08 1124.32 2005 2010.35 1029.70 980.65 791.62 795.66 1211.69 2010 2181.58 1127.01 1054.57 894.65 832.29 1332.15 2015 2359.73 1199.47 1160.26 1195.06 861.1 1460.63 2016 2398.08 1225.37 1172.71 1263.11 826.95 1475.37 2017 2444.67 1236.27 1208.4 1307.56 790.18 1496.54 表1. 新疆第五、第六人口普查及2010~2017年女性与男性就业人数(万人) 数据来源：《2018年新疆维吾尔自治区统计年鉴》。 值得注意的是，新疆部分少数民族聚居地区(和田地区、喀什地区)人口增长速度较快，经济发展水平相对落后，很多当地的企业规模较小，发展速度缓慢，不能提供更多的就业岗位，吸纳高素质劳动力的能力较弱，存在大量的农村剩余劳动力。数据显示，2018年新疆少数民族女性就业比率为32.1%，远低于汉族劳动者的就业水平，它不利于提高新疆少数民族女性劳动者经济水平和社会稳定发展。 2.2. 劳动力产业间与行业间分布的性别差异 新疆是我国重要的农业大省，从图1的劳动力产业间分布状况来看，劳动者从事第一产业(农林牧渔业)与第三产业(公共管理、社会组织)的人口比重最大，就业人数均高达45万人以上。从劳动力行业间分布状况来看，十九大行业中，劳动者主要从事的职业为农业、制造业、教育、公共管理等行业，其中金融业、教育、卫生社会保障等行业的女性就业率高于男性就业者，而卫生、社会保障与社会福利等行业女性从业人员多与男性，批发零售、住宿餐饮等行业男性与女性就业者基本持平，其它行业如采矿业、电力燃气业、建筑业等就业性别差异悬殊，行业分布十分不均衡。 图1. 新疆城镇劳动力产业间与行业间分布的性别差异 2.3. 工资收入的性别差异 性别收入差距的理论认为，男性与女性人力资本之间的差异是性别收入差距的主要原因，女性因照顾家庭而主动选择工资较低的职业，客观地形成了低工资职业以女性就业者为主 [ 9 ] 。从图2中可以看出很多行业的女性就业收入普遍低于男性就业收入，女性的就业工资大多低于男性的平均工资，特别是在金融行业，社会公认的女性行业中，女性就业者虽多于男性就业者人数，但其平均工资却低于男性平均工资，收入差距很大，这不得不说男女就业者存在同工不同酬的现象。在水利行业中，女性的就业平均工资多于男性就业平均工资并且高于平均社会报酬，可能的解释是从事水利行业的女性人数与男性人数相差很大，为了吸引女性就业者从事该行业，才会出现这样的情况。通过全表的数据可以看出，同样的工作难度和工作性质，出现男性与女性不同的就业薪酬，这很可能说明劳动力市场中存在性别歧视现象。 值得注意的是，新疆少数民族女性劳动者的教育水平普遍偏低，特别是汉语水平阻碍了其进入高收入职业的机会，就业者不懂国语外出务工无法与其它民族人员交流，在就业的过程中会产生无形的困难。加之部分少数民族女性从有限的土地里释放出来，由于自身就业能力不足，就业技能缺乏，严格的工作制度，致使部分少数民族女性无法接受强有力的工作制度，早早的回家务农，加之维权意识的薄弱、离婚率较高均增加了妇女的就业心理负担，影响其自立自强的动力，可见新疆少数民族女性对自身的定位出错，无奈、被动等传统观念较为严重 [ 10 ] 。 图2. 2017年新疆城镇分行业工资收入的性别差异
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user: 4. 新疆劳动力市场性别歧视的表现形式与原因 4.1. 劳动力市场上性别歧视的表现 4.1.1. 就业机会不均等 在劳动力市场中，性别歧视成为女性劳动者在就业过程中的第一绊脚石。通过问卷整理，在招聘材料(如招聘广告、限男性或女性)中遇到性别歧视的人数有585人其中女性占56.8%，在面试阶段遇到性别歧视的人数有563人其中女性占54.7%，在工资待遇方面遭遇到性别歧视的人数有547人其中女性占53.1%，特别是在招聘阶段雇主往往倾向于男性求职者，不论该岗位的工作内容与工作形式，企业都会认为男性求职者比女性求职者的工作效率更高，在就业初期就无形的把女性求职者划分在外，减少了女性劳动者的就业机会 [ 11 ] 。 4.1.2. 男女受教育程度不均等 在劳动者的受教育等方面也存在着许多隐蔽的性别歧视，很多人会把这种现象归咎于女性的教育背景、学历的差异。其中未上过学的男性与女性人数比为0.9与1.2，小学阶段男性与女性的人数比为22.2与24.5特别是在研究生及以上阶段男性与女性的人数比为0.41与0.31。可以看出，小学文化水平的女性占比均大于男性，这导致了女性劳动者工资水平明显低于男性劳动者。 4.1.3. 行业分布不均衡 劳动力市场存在明显的高层管理阶段女性人数少于男性人数，在问卷中的行政部门、事业单位稳定行业的总人数为399其中女性人数占38.8%，建筑业总人数为294其中女性人数占28.5%，比例较小，金融行业女性的特殊行业总人数为564其中女性人数占54.8%，其他服务行业总人数为483其中女性人数占46.9%。可以看出女性劳动者与男性劳动者相比，女性劳动者会有很大的难度超过同等的男同事，这就会使得女性劳动的职位与行业空间缩小。 4.2. 劳动市场上性别歧视产生的原因 4.2.1. 招聘单位的用人观念淡薄 从经济学角度看，市场中的企业追求利润最大化是性别歧视产生的经济原因。统计性就业歧视理论指出劳动力市场中就业信息的不对称，企业在招聘面试阶段，无法短时间内全面深入了解应聘者的个人信息，为了节约成本，招聘者倾向将一个群体的典型特征当作是全部群体中每个个体的特征，这一群体很容易遭受统计性就业歧视，虽然我国少数民族的汉语水平和专业知识素养在不断提高，但仍需经过漫长的过程来消除传统观念对少数民族就业的歧视，长期以来，少数民族就业市场也存在统计性歧视现象，李璐、王莫男、罗娟等均指出企业存在严重的雇佣歧视和薪酬性别歧视，认为男性劳动者创造的收益高于女性，这表明招聘单位的观念淡薄是造成性别歧视的重要原因之一 [ 12 ] 。 4.2.2. 劳动力市场供需不平衡 劳动力市场供给矛盾的加剧是女性就业困难的主要原因。当劳动力供给超过劳动力市场需求时，供求的失衡加剧了性别歧视在内的各种歧视产生。李进、张车伟等(2012)认为，劳动力供需结构性矛盾反映在市场总供给量大于劳动力需求量，为了实现充分就业需改善就业质量，由此论证了劳动力市场供需不平衡是造成性别歧视的重要原因之一 [ 13 ] [ 14 ] 。 4.2.3. 传统文化根深蒂固 传统文化的影响是性别歧视存在的根本原因。此次调研的过程中了解到多数少数民族女性就业歧视现象不仅仅来自于企业及社会等方面，更在于其女性自身及家庭的方方面面，南疆深度贫困地区少数民族的离婚率较高，女性自身的就业能力不足，缺乏良好的就业技能，无法适应科技含量高的高新技术产业，只能从事一些低端的手工业(纺织、袜业、服装)，厂中高强度的工作制度，一时无法适应，许多少数民族女性早早辍工回家继续耕种，这降低了妇女在就业市场中的整体竞争力。 4.2.4. 维权意识薄弱 当女性劳动者在遭遇就业歧视后找不到专门的组织和机构，过半的人数在遭遇就业歧视后的选择是无奈接受，不能得到有效的救助，女性的就业平等权遭到严重破坏。黄兆信(2009)重点从劳动者就业中依法享受的权利和利益的角度出发，指出当合法权益遭受到侵害时，不懂得运用法律来维护自己的权益，由此论证了维权意识的薄弱是造成性别歧视的重要原因之一 [ 15 ] 。
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user: 5. 结论与讨论 5.1. 结论 结合实地调查与访谈资料，运用宏观数据分析新疆不同行业男女就业的情况，微观实证的方法验证新疆劳动力市场中性别、年龄、工作性质等于收入之间的影响关系。得出主要结论如下： 1) 新疆劳动力市场中存在明显的性别差异。女性劳动者的就业率、工资收入均低于男性劳动者，且女性主要集中于第二类行业，如从事卫生及社会福利等行业女性就业人数略大于男性，就业者比例达70.1%，男性劳动者则主要分布在第一产业、第三产业的金融行业、教育事业男性劳动者要多余女性，表明当前劳动力市场上存在行业隔离，不同行业对不同性别的劳动者有不同的进入壁垒。 2) 就业者的性别、年龄、族别、工作性质等对就业收入存在显著性影响。同等条件下，在面对各种有利于职位晋升的资源(人力资源、社会资源等)时，女性处于不利地位，传统的性别认知倾向于将群体的典型特征视为群体中每个个体的特征，就会使女性遭受统计性就业歧视，限制着女性的发展，说明了劳动力市场中新版歧视的存在。 3) 影响少数民族女性就业的制约因素，主要体现在主观和客观两方面。女性自身的就业能力不足，受教育水平低，维权意识薄弱，妇女的离婚率较高都增加妇女的就业心理负担，影响其自立自强的动力。客观上，雇主优先考虑男性，这大大增加了女性的就业压力。 5.2. 讨论 1) 新疆少数民族女性的就业观念落后、普遍认为女性的责任就是生儿育女、主持家务、但通过近几年的调查，农民夜校的大力宣传，妇女的就业现象有所转变，自立自强就业意识有所提升，妇女走出去就业的意愿逐渐增强。 2) 不论是女性的就业观念落后、就业技能严重缺乏、职业素养要求与自身散漫习惯不匹配等问题造成的职业性别隔离，都与社会制度的不完善、传统观念的影响有密切的关系。所以需进行制度改革，加强政府职能，确保男女平等的接受教育和同工同酬，消除各单位对男女在晋升职位过程中的歧视性规定，是有效缓解矛盾减少因性别带来的收入差异的重要手段。
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user: 摘 要 目的：分析妊娠期肝内胆汁淤积症应用预见性护理的效果及对妊娠结局、TBIL水平的影响。方法：选择我院2016年2月~2018年2月诊治的72例妊娠期肝内胆汁淤积症患者，随机分成研究组(36例)和对照组(36例)。对照组接受常规护理，研究组进行预见性护理，比较两组护理效果。结果：研究组护理后TBIL (13.74 ± 3.26) μmol/L、TBA (10.25 ± 2.43) μmol/L、AST (54.32 ± 11.74) U/L、ALT (40.56 ± 8.67) U/L优于对照组的(17.37 ± 5.70) μmol/L、(49.47 ± 10.81) U/L、(13.58 ± 3.78) μmol/L和(71.84 ± 11.97) U/L，比较差异具有统计学意义(P < 0.05)；研究组SDS (37.56 ± 8.73)分、SAS (36.81 ± 7.23)分，低于对照组，比较差异具有统计学意义(P < 0.05)；研究组早产8.33%、胎儿宫内窘迫2.78%、剖宫产30.56%等妊娠结局均优于对照组，比较差异具有统计学意义(P < 0.05)；研究组满意度97.22%高于对照组的77.78%，比较差异具有统计学意义(P < 0.05)。结论：预见性护理在妊娠期肝内胆汁淤积症护理中的应用效果显著，可明显降低TBIL水平，改善患者的心理状态，改善妊娠结局，且患者满意度高。 关键词 :预见性护理，妊娠期，胆汁淤积症，妊娠结局，TBIL水平，满意度 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 妊娠期肝内胆汁淤积症是临床常见的一种妇科疾病，患者产后发生大出血的风险较大，对胎儿的安全造成严重威胁，增加胎儿宫内窘迫、早产、新生儿窒息等不良妊娠结局的发生概率，严重时还会致使围产儿死亡 [ 1 ] 。临床针对该病的发病原因尚未有统一定论，有研究报道 [ 2 ] ，主要和患者遗传及自身激素水平因素有关。当前主要采用药物疗法进行治疗，可对患者的体征与临床症状进行缓解，控制疾病的发展，但是由于患者及家属对疾病相关知识的认知度不高，不了解相关注意事项、治疗方法等，致使疗效未能达到预期效果。有研究表明 [ 3 ] ，为患者提供积极有效的护理服务，可提升临床疗效，改善妊娠结局，确保围产儿的生命安全，对减少发生并发症的概率，提高围产儿生存概率有十分重要的作用。本文选择2016年2月~2018年2月诊治的72例妊娠期肝内胆汁淤积症患者为研究对象，旨在分析预见性护理对妊娠期肝内胆汁淤积症患者的护理效果，报告如下：
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user: 2. 资料与方法 2.1. 一般资料 选取2016年2月至2018年2月我院接收的妊娠期肝内胆汁淤积症患者72例，纳入标准：均符合妊娠期肝内胆汁淤积症诊断标准；无严重肾、肝、心等疾病；无意识障碍、精神疾病；无恶性肿瘤、感染、传染性疾病；无过敏史。随机分为对照组及研究组，每组各为36例，其中对照组年龄22~39岁，平均(28.76 ± 4.63)岁，孕周31~42周，平均(36.42 ± 3.14)周，经产妇13例，初产妇23例；研究组年龄24~38岁，平均(28.74 ± 4.62)岁，孕周30~41周，平均(36.40 ± 3.12)周，12例经产妇，24例初产妇；排除标准：合并妊娠期肾病、高血压、糖尿病、肝炎等；由于其他皮肤病造成皮肤瘙痒；资料不全者。两组基线资料(P > 0.05)，有可比性。 2.2. 方法 对照组采用常规护理，为患者提供日常饮食、疾病知识、病情预后、生活护理等方面的指导，叮嘱其定期进行胎心监测并按时用药，对其病情进行严密监控，出现异常需及时进行处理；研究组予以预见性护理，主要内容包括：①依照患者的实际情况，为其制定科学合理的饮食计划，叮嘱其多食用新鲜果蔬，以补充微量元素、维生素等，严禁食用辛辣刺激、高蛋白食物，同时对患者的病情进行综合评估，为其选取适宜的运动训练，以提升免疫功能；②针对妊娠32周后出现黄疸者，给予吸氧治疗，每日3次，每次30 min~1 h，对胎压、胎心等进行监测，定期检查血压、尿常规、血常规等，如出现异常及时告知医生并进行对应的处理措施，同时嘱咐患者多休息，体位选取左侧卧位，以改善胎盘循环；③针对患者可能发生的情况，需确保病房洁净、干燥，温湿度调整至合理范围，减轻皮肤的刺激，嘱咐患者勤换洗衣物，定期对床上用品进行清洗，并嘱咐患者瘙痒时勿用手抓挠，可用拍、按、压等方式缓解瘙痒，也可涂抹炉甘石于瘙痒位置；④由于患者担忧腹内胎儿的健康安全，极易出现烦躁、焦虑等不良情绪，护理人员需主动与患者取得联系，为其解答内心顾虑，进行针对性的心理疏导，给予其足够的鼓励与支持，并为其介绍治疗成功的病例，以提升治疗自信心，提升其配合度。 2.3. 观察指标和评定标准 [ 4 ] 记录并比较两组护理后AST (谷草转氨酶)、TBIL (血清总胆红素)、ALT (血清谷丙转氨酶)与TBA (总胆汁酸)水平；记录两组心理状态，采用SDS量表评定抑郁情况，应用SAS量表评估焦虑情况；同时记录两组妊娠结局与满意度，其中妊娠结局包括剖宫产、早产、羊水污染、产后出血、胎儿宫内窘迫、新生儿窒息，满意度应用自制调查表评定，包括十分满意、满意、不满意3项，满意度 = 十分满意率 + 满意率。 2.4. 统计学处理 数据均采用SPSS 20.0软件包进行处理，计量单位以“ x ¯ ± s ”表示，组间比较采用t检验；例数(n)表示计数，计数资料组间率(%)比较采用x 2 检验，P < 0.05表示差异有统计意义。
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user: 3. 结果 3.1. 两组TBA、ALT、TBIL与AST水平比较 护理后，研究组TBIL、ALT、TBA及AST水平均明显优于对照组(P < 0.05)，见表1。 Table 1 Comparison of TBA， ALT， TBIL and AST levels between the two groups ( x ¯ ± s 组别 TBIL (μmol/L) ALT (U/L) TBA (μmol/L) AST (U/L) 研究组(n = 36) 13.74 ± 3.26 a 40.56 ± 8.67 a 10.25 ± 2.43 a 54.32 ± 11.74 a 对照组(n = 36) 17.37 ± 5.70 49.47 ± 10.81 13.58 ± 3.78 71.84 ± 11.97 t 3.3169 3.8579 4.4462 8.5231 P <0.05 <0.05 <0.05 <0.05 表1. 两组TBA、ALT、TBIL与AST水平对比( x ¯ ± s ) 注：与对照组对比， a P < 0.05。 3.2. 两组心理状态比较 研究组SDS、SAS评分低于对照组(P < 0.05)，见表2。 Table 2 Comparison of psychological status between the two groups ( x ¯ ± s ， Point 组别 SAS SDS 研究组(n = 36) 36.81 ± 7.23 a 37.56 ± 8.73 a 对照组(n = 36) 52.13 ± 8.42 53.41 ± 9.23 t 8.2824 7.4855 P <0.05 <0.05 表2. 两组心理状态对比( x ¯ ± s ，分) 注：与对照组对比， a P < 0.05。 3.3. 两组妊娠结局比较 研究组各项不良妊娠结局发生率均低于对照组(P < 0.05)，见表3。 Table 3 Comparison of two groups of pregnancy outcomes [n(%) 组别 产后出血 早产 新生儿窒息 剖宫产 胎儿宫内窘迫 研究组(n = 36) 2(5.56) a 3(8.33) a 1(2.78) a 11(30.56) a 1(2.78) a 对照组(n = 36) 10(27.78) 15(41.67) 8(22.22) 26(72.22) 9(25.00) x 2 6.4000 10.6667 4.5714 12.5097 7.4323 P <0.05 <0.05 <0.05 <0.05 <0.05 表3. 两组妊娠结局对比[n(%)] 注：与对照组对比， a P < 0.05。 3.4. 两组满意度比较 研究组满意度显著高于对照组(P < 0.05)，见表4。 Table 4 Comparison of two groups of satisfaction [n(%) 组别 十分满意 满意 不满意 总满意度 研究组(n = 36) 19(52.78) a 16(44.44) 1(2.78) a 35(97.22) a 对照组(n = 36) 13(36.11) 15(41.67) 8(22.22) 28(77.78) x 2 2.9250 0.0566 4.5714 4.5714 P >0.05 >0.05 <0.05 <0.05 表4. 两组满意度对比[n(%)] 注：与对照组对比， a P < 0.05。
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user: 4. 讨论 妊娠期肝内胆汁淤积症为妊娠中晚期孕妇特有的一种疾病，主要临床表现有皮肤瘙痒、黄疸、胆汁酸升高等 [ 5 ] 。有研究表明 [ 6 ] ，该病的复发概率较高，对胎儿及孕妇本身均有严重影响，表现为新生儿窒息、早产、肝细胞损伤等不良情况，同时可能发生难以预测的突发性胎儿死亡，致使围产儿死亡概率上升。疾病的发生不单会降低患者的睡眠质量，使其处于焦虑、疲劳等状态，加上其对胎儿的担忧，极易存在抑郁、焦虑等负性心理，不利于胎儿的生长发育 [ 7 ] 。因此，需给予患者科学有效的护理干预，以改善妊娠结局，减少死亡率。 本次研究结果显示，研究组ALT、TBIL、TBA、AST水平显著优于对照，且SDS及SAS评分明显低于对照组，表明妊娠期肝内胆汁淤积症实施预见性护理的效果优越，可有效减轻患者的TBIL水平，解除其负性心理。常规的护理方法仅根据医嘱对患者进行干预，常规给予健康宣教、体征监测、饮食干预等手段，虽然有一定的护理效果，但未针对患者的具体情况进行针对性的护理，效果欠佳 [ 8 ] 。预见性护理注重护理思维的激发性，对护理问题的预见性进行有效加强，及时发觉患者潜在的生理、心理问题，并及时采取解决措施，提升护理人员建立良好的生理、心理、社会文化、精神层面等全方位的护理意识，关注患者的行为与心理 [ 9 ] 。护理过程中给予患者疾病知识的健康教育，可有效提升其对自身疾病的认知度，对饮食、生活作息等方面进行有效指导，可促使其养成良好的生活习惯，提升治疗与护理的依从性 [ 10 ] 。同时依照实际心理情况，进行个性化的心理干预，消除心理不利的因素，帮助其树立治疗的信心，以愉悦积极的心态接受治疗 [ 11 ] 。此外，为患者制定合适的运动计划，可有效提升其机体免疫力，使其更好地接受治疗和护理，身体保持在一个较为舒适的状态，促使病情尽快康复，同时对胎儿的发育有促进作用 [ 12 ] 。 同时，本研究结果发现，研究组妊娠结局明显优于对照组，且该组护理满意度高于对照组，提示预见性护理应用于妊娠期肝内胆汁淤积症患者中后，可有效改善妊娠结局，提升护理满意度。预见性护理过程中护理人员对患者的各项体征情况进行严密监测，正确指导患者进行自我监测胎动，可及时发现异常，尽早采取针对性的处理措施，减少胎儿宫内窘迫、早产等不良妊娠结局的概率，并从环境、饮食等方面给予护理服务，可有效降低各种风险的发生率，促进妊娠结局 [ 13 ] [ 14 ] 。同时通过物理按摩与缩宫素手段，可对患者的子宫收缩起到明显的促进作用，减少其发生产后出血的几率 [ 15 ] 。此外，护理人员与患者进行充分的沟通交流，及时掌握其各项动态，发现问题给予及时纠正，有效疏解其内心情绪，提升患者对护理人员的信赖度，对护理质量的提升有明显促进作用，护理人员为患者提供细致化、全方位的服务，使其感受到无微不至的照料，有效提升其对护理的满意度 [ 16 ] [ 17 ] [ 18 ] 。受时间与样本量等因素制约，关于两种护理方案对患者生活质量、护理依从度等方面的影响，需要临床进一步研究。 综上所述，预见性护理在妊娠期肝内胆汁淤积症患者中的应用后，可促使TBIL水平有效降低，缓解患者的负性心理，改善妊娠结局，提高满意度，具有实际应用价值。
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user: 摘 要 游憩服务是城市绿色生态系统的重要功能。基于条件价值评估法(CVM)，本文采用Spearman相关系数、二元Logistic和有序Ordinal模型，对武汉市江汉区绿色生态系统游憩服务支付意愿及价值进行了研究。结果表明：1) 73.45%的受访居民有支付意愿，居民不愿支付的主要原因是“应由政府出资”，其次是距离较远，可达性较差，从而影响人们的支付意愿；2) 居民支付意愿不仅仅是收入水平的体现，还与年龄、受教育程度等非经济因素相关，江汉区居民支付意愿与再次游憩显著正相关，与年龄、满意度显著负相关，居民的满意度对支付金额有负影响；3) 受访居民支付意愿164.92~224.54元∙年 −1 ∙人 −1 ，江汉区城市生态系统游憩价值17.76~24.17亿元。 关键词 :游憩服务，支付意愿，价值 Copyright © 2019 by author(s) and Hans Publishers Inc. This work is licensed under the Creative Commons Attribution International License (CC BY). http://creativecommons.org/licenses/by/4.0/
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user: 1. 引言 城市绿色生态系统是指城市内部及周边为人们提供服务的绿色基础设施，包括森林、河流、湖泊、公园等。在改善城市生态环境的同时，也为城市居民提供休闲游憩服务 [ 1 ] 。《2016年中国国土绿化状况公报》显示，我国城市建成区绿地率36.4%，低于国际标准的50%以上，这与居民追求幸福生活的期望有一定差距 [ 2 ] 。因此，对城市绿色生态系统游憩服务价值进行研究，旨在提高人们对城市绿色生态系统的认识，更好地发挥城市生态系统的服务功能。 游憩服务是城市生态系统的重要功能，对其价值进行科学研究，有利于城市生态系统的可持续发展。在进行环境资源非使用价值评估时，条件价值评估法是一种比较常用的调查方法。Davis在1963年首次用于森林娱乐价值的评价之中，随后得到广泛应用 [ 3 ] 。利用效用最大化原理，在假想市场情况下，调查人们为使用或保护某种生态系统服务的最高支付意愿(Willingness To Pay， WTP)，用人们的WTP来估计环境资源的经济价值 [ 4 ] [ 5 ] [ 6 ] [ 7 ] 。尽管CVM在国内外学术界仍存在一些争议，但CVM方法被认为是近10余年来国外生态与环境经济学中最重要和应用最广泛的公共物品价值评估方法 [ 8 ] 。一些学者利用CVM方法，基于居民支付意愿，就稻田 [ 9 ] 、湿地 [ 10 ] 、公园 [ 11 ] 、湖泊 [ 12 ] 等生态系统的休闲娱乐服务价值进行了评估。早期的研究主要利用社会经济因素来解释受访者的支付意愿，然而，非经济因素对于受访者的支付意愿和支付金额亦相当重要 [ 13 ] 。越来越多的学者将偏好、距离等非经济因素引入支付意愿方程中，与社会经济因素一起研究 [ 14 ] [ 15 ] [ 16 ] 。 本文通过实地调查获取数据，采用Spearman相关系数、二元Logistic模型和有序Ordinal模型，研究居民对江汉区城市绿色生态系统游憩服务的支付意愿和支付金额的影响因素，并运用条件价值评估法(Contingent Valuation Method， CVM)，对其游憩服务进行货币化评价。旨在正确认识城市绿色生态系统的游憩服务价值，为城市可持续发展提供科学依据。
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user: 2. 区域概况与研究方法 2.1. 区域概况 江汉区(30˚34'~30˚39'E， 114˚13'~114˚18'N)位于武汉市汉口地区中部，是武汉市7个中心城区之一。地形南高北低，平坦开阔，无山丘，多湖塘，属于长江、汉江冲积的高河漫滩阶地。海拔在23~26 m，低于长江洪水位，属亚热带季风气候，雨量充沛，光照充足，年平均气温在16℃左右，年降雨量1300 mm左右。江汉区有中山公园、小南湖公园、常青公园、菱角湖公园、后襄河公园、北湖、机器荡子等城市绿色生态系统。 2.2. 问卷设计与调查 本次调研采用支付卡式问卷，基于典型的CVM调查的样本数100~3000个 [ 17 ] ，发放问卷120份，有效问卷113份，比例达94.2%。 调查问卷的内容主要包括四个方面：第一部分引言，主要介绍城市绿色生态系统定义、江汉区城市绿色生态系统的概况以及其所提供的休闲娱乐功能。第二部为受访者性别、年龄、居住地、受教育程度、月均收入等社会经济信息。第三部分是受访居民对江汉区城市绿色生态系统休闲娱乐服务的了解程度、满意程度等的主观评价以及再次游憩的意愿。第四部分为问卷的核心部分，首先询问受访者是否愿意为江汉区城市绿色生态系统休闲娱乐服务的建设发展支付一定费用，如果愿意，进一步询问其最高支付金额。其核心问题为： 1) 如果到江汉区的绿道、公园、景区等城市生态系统游玩一次，不限时间、地点，需要您支付一定费用(如基础设施建设)，您是否愿意？1、愿意；2、不愿意。 若不愿意，则询问不愿意支付的原因； 2) 如果您愿意支付，您个人每年(或年票)最高意愿支付多少？根据预调查的结果，同时借鉴前人研究，本问卷最终设置29个支付金额选项，具体见表1。 Table 1 Questionnaire payment car (1) 1元 (2) 2元 (3) 3元 (4) 4元 (5) 5元 (6) 6元 (7) 7元 (8) 8元 (9) 9元 (10) 10元 (11) 20元 (12) 30元 (13) 40元 (14) 50元 (15) 60元 (16) 70元 (17) 80元 (18) 90元 (19) 100元 (20) 200元 (21) 300元 (22) 400元 (23) 500元 (24) 600元 (25) 700元 (26) 800元 (27) 900元 (28) 1000元 (29) 大于1000元 表1. 调查问卷支付卡 数据来源：根据调查数据整理。 CVM调查存在假象偏差、支付偏差、策略性偏差、抵制性偏差等，这些偏差会影响调查结果的精准度。因此，在设计问卷时，对调查者进行培训，使其能够向受访者解释清楚城市绿色生态系统的重要性，减少偏差。问卷的设计力求简洁，重点突出，尽量控制在3分钟内完成，避免出现时间过长，受访者感到厌烦。 2.3. 研究方法 运用IBM SPSS 22软件，建立二元Logistic模型，分析影响受访者支付意愿的关键性因素。被调查者的支付意愿是一个典型的二分变量，0表示拒绝支付，1表示愿意支付。二元Logistic模型的基本表达式为： p ( y = 1 ) = exp ( β 0 + β 1 x 1 + ⋯ + β n x n ) 1 + exp ( β 0 + β 1 x 1 + ⋯ + β n x n ) (1) 式中， p ( y = 1 ) 表示被调查者意愿支付的概率； β 0 表示回归方程的截距； X 1 ， X 2 ， ⋯ ， X n 表示各个解释变量，即被调查者的特征信息； β 1 ， β 2 ， ⋯ ， β n 表示回归系数， exp ( β i ) 表示支付意愿的概率。 同时，运用有序Ordinal模型，分析影响受访者支付金额的关键性因素。假设支付金额有 k + 1 个级别，则对应有k个公式： L i = I n [ ∑ j = 1 i P ( Y = j | X ) / ∑ j = i + 1 k + 1 P ( Y = j | X ) ] = α i + β i X ，     i = 1 ， 2 ， ⋯ ， k (2) 式中，L i 表示第i个有序Ordinal模型；i表示响应变量的水平即支付金额的级别；Y表示响应变量；X表示自变量向量；α i 表示第i个模型的截距参数；β i 表示斜率向量； P ( Y = j | X ) 表示被调查者的支付金额所属级别概率。 根据何可 [ 18 ] 等的已有研究，将支付金额的算术平均数作为平均支付意愿的上限，并用Spike公式计算得到下限，表示为公式(3)，考虑到江汉区绿色生态系统服务于武汉市居民，因此，其游憩服务总价值见公式(4)。 { E ( W T P ) 上 限 = ∑ i = 1 n A i P i             i = 1 ， 2 ， 3 ， ⋯ ， n E ( W T P ) 下 限 = E ( W T P ) 上 限 × 意 愿 支 付 的 比 例 (3) { Q 上 限 = E ( W T P ) 上 限 ⋅ α Q 下 限 = E ( W T P ) 下 限 ⋅ α (4) 式中， E ( W T P ) 为受访居民年平均支付金额的算术平均值(元/人)；A i 为支付金额；P i 为有支付意愿的样本选择该金额的概率；n为有支付意愿的样本量；Q为2017年江汉区城市绿色生态系统游憩服务总价值(亿元)； 为2017年武汉市常住居民数量。
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user: 3. 结果与分析 3.1. 受访者的基本情况 表2看出，调查样本总体呈正态分布，符合抽样统计原理，具有代表性。受访者主要以中青年为主，占总体的86.7%，男性54.9%，女性45.1%，性别比例符合实际情况。受访者受教育程度较高，基本处于高中、中专及以上学历水平，月均收入集中在8000元及以下。 Table 2 Statistical description of the respondent’s social attribute variable 变量 类别 频数 频率/% 累计比例/% 性别 男 62 54.9 54.9 女 51 45.1 100.0 年龄 20岁以下 20 17.7 17.7 21~30岁 49 43.4 61.1 31~40岁 24 21.2 82.3 41~50岁 5 4.4 86.7 51~60岁 10 8.8 95.6 60岁以上 5 4.4 100.0 受教育程度 小学及以下 2 1.8 1.8 初中 7 6.2 8.0 高中、中专 29 25.7 33.6 大学(本科、大专) 70 61.9 95.6 研究生及以上 5 4.4 100.0 月均收入 2000元及以下 30 26.5 26.5 2001~4000元 26 23.0 49.6 4001~6000元 30 26.5 76.1 6001~8000元 18 15.9 92.0 8001~10，000元 4 3.5 95.6 10，000元以上 5 4.4 100.0 表2. 受访者社会属性变量的统计描述 数据来源：根据调查数据整理。 83位受访者具有正支付意愿，占比73.5%。受访者投标额意愿集中分布在100~500元，投标频率最高意愿值100元，占比25.3%，其次是200元和500元，分别占14.5%和13.3% (图1)。 图1. 江汉区受访者投标额分布频率图 调查中，30位受访者不愿意支付，占26.6%。究其原因分析如下：“应由政府出资”，占40.9%，“距离较远，不太方便前往”，占15.9%，“暂未考虑支付”，占13.6%，“有点担心费用不能真正用于环境保护”，占11.4%，“收入有限，暂时无力支付”，占11.4%，“倾向于支付其他用途”，占6.8%。 3.2. 支付意愿的Spearman秩相关分析 影响受访居民支付意愿与数量的变量进行Spearman秩相关分析，见表3。受访者对江汉区绿色生态系统的满意程度与其支付意愿和金额显著负相关，再次游憩与居民支付意愿显著正相关。 Table 3 Spearman correlation analysis of respondents’ WTP and its influencing factor 变量 支付意愿 支付金额 相关系数 显著性 相关系数 显著性 性别 −0.022 0.819 −0.162 0.143 年龄 −0.145 0.126 0.147 0.184 受教育程度 −0.041 0.670 0.079 0.477 常住地(距离远近) −0.121 0.202 −0.120 0.280 月平均收入 0.150 0.113 0.203* 0.066 对江汉区绿色生态系统的了解程度 0.040 0.672 0.056 0.612 对江汉区绿色生态系统的满意程度 −0.241*** 0.010 −0.329*** 0.002 是否会再次游憩 0.319*** 0.001 — — 样本量 113 83 表3. 受访者支付意愿及其影响因素的Spearman相关分析 数据来源：根据调查数据整理“*”、“**”、“***”分别代表0.1、0.05、0.01的显著性水平。 3.3. 支付意愿的回归分析 影响受访居民支付意愿与数量的变量分别做二元Logistic和有序Ordinal回归分析，见表4。其中，二元Logistic回归分析的Hosmer-Lemeshow拟合优度检验的P值为0.175，说明回归模型能够接受调查数据，预测准确率76.1%，可靠性较高。有序Ordinal回归分析中，平行线检验P值为0.493，表明其参数估计值准确可靠。模型整体拟合较好，结果可信度高。 Table 4 Regression analysis of respondents’ WTP and its influencing factor 变量 二元logistic回归 有序Ordinal回归 系数 标准误 系数 标准误 性别 — — −0.829* 0.481 年龄 −0.437*** 0.174 — — 受教育程度 — — −0.290 0.315 常住地(距离远近) — — −0.967* 0.512 月平均收入 0.396* 0.203 0.404** 0.180 对江汉区绿色生态系统的满意程度 −1.005*** 0.335 −1.349*** 0.422 常量 3.900*** 1.161 — — 阈值1 — — −3.608** 1.647 阈值2 — — −2.488 1.620 样本量 113 83 表4. 受访者支付意愿及其影响因素的回归分析 数据来源：根据调查数据整理。 受访者年龄对支付意愿有显著负影响，通过了1%水平检验。随着年龄的增大，可能由于其消费增加或生活压力所致，其支付意愿降低。 受访者的月收入对支付意愿和支付金额有显著正影响，受访者月收入越高，其支付意愿越强烈。 受访者对绿色生态系统的满意度对其支付意愿和支付金额有显著负影响，均通过了1%显著水平检验。居民对城市绿色生态系统的休闲娱乐服务越满意，其支付意愿越不强烈，说明居民对城市生态系统休闲娱乐服务的认知与支付意愿及行为存在偏差。 3.4. 江汉区绿色生态系统游憩服务价值评估 在分析受访者支付意愿与影响因素的基础上，对江汉区城市生态系统游憩服务价值进行经济评估。计算得出江汉区绿色生态系统E (WTP)上限 = 224.54元，E (WTP)下限 = 164.92元，即受访者平均支付意愿为164.92~224.54元∙年 −1 ∙人 −1 。根据《2017年武汉统计年鉴》，武汉市人口1076.62万人，计算得出江汉区绿色生态系统游憩服务价值17.76~24.17亿元。