DreamBlooms/HansPub-15000-to-45000 huggingface dataset:
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user: 6. 讨论 6.1. 对留守儿童与非留守儿童的差异讨论 本研究结果显示，留守儿童与非留守儿童在心理健康和学业问题上并不存在显著差异，因此并非像目前对留守儿童的大多数研究一样，只是更多的关注留守群体的“负面”问题，留守儿童的问题也并不能刻板地将问题归结于留守这一现状。不少研究表明留守儿童存在学习心理问题，学习成绩持续不能上升 [ 10 ] ，但在本次研究中发现，学习成绩的好坏与是否留守间并非存在显著的相关。也可以说，留守儿童并非都是成绩不好，而成绩好的同学也并非全是非留守群体。“穷人的孩子早当家”，留守群体更能体会生活的艰辛，在生活和心理上更独立。通过比较发现，留守儿童在独立起居方面的能力是强于当地非留守儿童 [ 21 ] 。因此留守孩子更能理解父母，激励自己好好学习改变命运。 6.2. 对情感温暖与留守儿童心理健康问题的讨论 本研究的结果验证了父母亲及监护人对儿童的情感温暖与留守儿童出现的心理健康问题的对应关系。其中情感温暖程度越高，留守儿童出现的注意问题和同伴问题情况越少，亲社会行为增多。情感温暖与心理问题中的情绪问题和品行问题并未显著相关。亲社会行为随着情感温暖程度变高而增多比较容易理解，根据班杜拉的社会学习理论可知，父母亲及监护人是儿童成长时的榜样，儿童通过观察模仿榜样的行为而付诸更多类似的行动，因此当儿童被成人更温柔地对待的时候，儿童更倾向于对周围的人做出更多的积极行为，从而促进亲社会行为的增多。佘凌 [ 10 ] 在研究中指出，一些留守儿童因为父母离开，在一个时期(大多数为半个月到一个月的时间)内在学习上变得有些消沉，课堂听课不能集中注意力，从而出现更多的注意问题。当父母亲和监护人的情感温暖给予较少时，儿童不知道该如何合适地与同伴交往，加上初中阶段是青春初期的阶段，青少年自我意识高涨，内心世界越发丰富，个性上出现主观偏执性 [ 22 ] ，他们常常以自我为中心，听不见别人的意见，如果没有父母亲和监护人的很好的指引，会使其产生更多的同伴问题。 6.3. 对情感温暖和留守儿童心理健康问题关系中的中介效应的讨论 此次研究表明，依恋中的依恋疏离维度父亲和依恋沟通维度监护人分别在注意问题和情感温暖以及同伴问题和情感温暖之间存在完全中介的效果。也就是说，情感温暖在留守儿童心理健康问题上并非直接起作用，而是通过依恋不同维度起作用。 青少年大部分行为问题与父母依恋呈显著负相关，女生的退缩和神经质与同伴疏离呈显著负相关 [ 23 ] ，父母与孩子之间形成的依恋状况相较于监护人之间的依恋更能影响孩子的成长情况。Olson的环状模式理论认为，家庭功能是家庭系统中家庭成员之间情感的联系、家庭的规则、家庭沟通以及应对外部事件的有效性。其中家庭亲密度是指家庭成员之间的情感关系，具体包括了家庭成员之间的情感距离、成员共处的时间以及空间、家庭成员在兴趣爱好等方面的一致性以及家庭决策方式等。留守家庭中外出务工的家长与孩子之间的情感沟通相较于非留守儿童家庭来说在时间、空间上会少一些。原生家庭交流的方式与时间也不尽相同，留守儿童与父母的情感联系更多的借助于电话、网络等方式，但父母亲与儿童之间的依恋情感并不随着距离感而减少作用。当依恋无法很好地满足孩子时，更多的不良行为将会出现，若依恋良好，则促进积极行为的发生。 本次研究统计到，儿童生活方面常常是在父母外出后由其他人代为抚养留守儿童，总的来说分为四种，一是由家中老人直接抚养，即隔代教养(grandparents caregiver)，二是亲戚抚养(kinship raiser)，三是寄养(foster care)，四是我国较特殊的是与一同留守的未成年姐姐哥哥等独自生活。相比临代抚养的儿童，隔代抚养下的农村留守儿童在学习心理，情绪情感心理、道德心理以及个性等方面存在明显的缺陷 [ 8 ] 。然而在另一项的研究中得出隔代教养和独立生活的留守儿童安全感明显好于寄宿家庭留守儿童，亲子分离后，亲子相处时间和代替教养方式显著影响着留守儿童安全感的发展。由此得知生活环境是否给予孩子情感温暖和是否与生活监护人形成良好的依恋影响着孩子心理健康问题。
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user: 7. 结论 1) 留守儿童与非留守儿童在依恋、情感温暖以及心理健康和学业方面并不存在显著差异。 2) 情感温暖对留守儿童注意问题和同伴问题具有负向预测作用；情感温暖对留守儿童的亲社会行为具有正向预测作用；情感温暖与情绪问题和品行问题无显著相关。 3) 父亲在依恋疏离维度在情感温暖和留守儿童注意问题间具有完全中介效应；监护人在依恋沟通维度在情感温暖和留守儿童同伴问题间具有完全中介效应。
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user: 8. 局限与展望 8.1. 局限 1) 被试取样 本研究的被试取自于四川省华蓥市两所学校，对全体留守儿童的代表性并非特别全面，可能对结果造成一定的影响。在后续研究中需要扩大被试范围和留守儿童数量，使研究说服性、代表性越强。 2) 研究工具与施测 本次研究所用问卷经过辅导老师的审核和编制，但可能由于个问卷问题过多，初中学生会失去耐心。应该利用小奖励以及班主任的监督使得学生保证质量地填完问卷，从而使结果有效性得到最基本的保证。 3) 研究方法 此次研究方法相对比较单一，主要采取的问卷调查法。在调查之前研究者与当地学校的校长及少数班主任进行了沟通与交流，为此次问卷准备做了一定的情况搜集、了解和准备。但质性资料未能得到很好的利用，交流也并未形成系统性的质性访谈，因此，可以结合更多的方式更巧妙地探讨留守这个大的问题，可以结合教师、家长以及儿童自己本身的问题来进行研究，从而在保证研究的可靠性之外更具有针对性和实用性。 4) 统计方法 本次主要采取回归分析的方法，在后续研究中，应尽可能使用结构方程的方法进行建模与分析，从而能更准确地发现到底哪些因子对因变量起着更大的作用，每个因子的作用有多大，使得研究更准确更有意义。 8.2. 研究展望 留守问题不仅仅在我国，甚至于已经是一个国际均有的问题。在我国快速发展与社会转型的时期，留守问题被一次次放大在媒体和群众眼睛里。那么，在大众为此群体感到同情之际，我们能做的就是分析清楚到底是什么促使留守儿童以更多的负面形象抓住群众眼球。研究不应仅仅停留在留守儿童到底有多少问题上，而是透过现象看到事情的原因，到底是什么引发了这些问题，从而找到最根本的应对措施。目前，多少研究大多只比较是否留守的差异，很是采用回溯或追踪比较 [ 10 ] 。其实很多留守儿童成长后能够凭实力取得很好的社会成就，那么留守经历对他们到底有什么影响，这些都是需要去发掘和研究的。从积极方面去看这个群体，为更多的留守群体提出积极的改善措施，这样才使得研究更具有实践意义。
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user: 摘 要 基本养老保险是我国社会保障制度不可或缺的重要组成部分，其运行效率能直接影响老年群体所受到的福利水平和待遇。本文在回顾相关文献的基础上，通过选取2015年全国31个省、市、自治区的相关数据，建立与基本养老保险运行相关的指标评估体系，运用非期望产出的数据包络分析法(SBM-DEA)对全国基本养老保险的运行效率进行测算，并对影响基本养老保险运行效率的因素进行分析，提出了有针对性的政策建议，以期为相关部门提供有效的参考依据。 关键词 :基本养老保险，运行效率，数据包络分析，非径向 Copyright © 2018 by author 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，我国经济得到了快速的发展，与此同时，人口结构也在发生改变，老龄化程度逐渐加深。根据《中国统计年鉴2016》显示，在1982~2015年间，我国65岁以上人口占总人口的比例由4.9%增加至10.5%，远远超过了联合国规定的标准，已经达到了老年型国家的标准。因此，养老问题的严重性和必要性浮出水面。在刚刚召开的十九大会议中，习近平总书记在所作的报告明确指出，“要实现‘老有所养’”，“完善城镇职工基本养老保险和城乡居民基本养老保险制度，尽快实现养老保险全国统筹”。人力资源社会保障部党组书记、部长尹蔚民表示，中国现在已经进入人口老龄化快速发展的时期，在今后一个时期内，老年人口的比例还会持续上升，速度还在加快，而且持续的高峰时间会比较长，所以大家都会关注老有所养的问题。 基本养老保险是按国家统一政策规定强制实施的为保障广大离退休人员基本生活需要的一种养老保险制度，其与失业保险、基本医疗保险、工伤保险、生育保险等共同构成我国的现代社会保险制度，是我国社会保障体系的重要组成部分，这个制度主要是从两个方面来实现的，分别是资金的征缴和资金的分配。当前，我国如何实现运行效率的高效率，哪些因素制约着我国基本养老保险的运行等相关问题，是值得我们重点研究的课题。对现有的运行状态进行准确评价有助于实现资源的优化配置，有助于更好地促进我国养老事业的发展。在已有的文献中，学者们从不同的角度去分析我国基本养老保险的运行效率，李星、李建华 [ 1 ] (2009)、贾小静 [ 2 ] (2011)、王祥明 [ 3 ] (2013)、魏岩 [ 4 ] (2014)等人，引入数据包络分析模型(DEA)方法，建立相应的基本养老保险绩效评价指标，分别对2009年~2012年全国基本养老保险制度运行效率进行了综合评价，研究结果表明：我国基本养老保险供给基本上能够满足支出需求，但由于筹资负担区域不均衡，导致运行效率偏低；邓沛琦 [ 5 ] (2015)从地区养老保险征缴及分配两个方面分析2013年全国和部分省(区)的基本养老保险制度运行状况，提出了二阶指标体系，以此评价城镇企业职工社会养老保险制度运行效率；马海超、王春朝、李浩民 [ 6 ] (2017)采用Malmquist模型，研究我国31个省级区域在2011年~2015年期间的养老保险效率情况，分析各区域在养老保险效率方面的年际动态变化。研究发现，2011年~2015年期间，我国基本养老保险的综合效率逐年提升，中、西部地区的效率增长相对较快。 尽管学者们进行了大量的研究，但仍然存在着一定的不足。如研究在方法上没有进行改进，仍然沿用传统的数据包络模型。本文以全国31个省、市、自治区为研究对象，利用SBM-DEA模型对我国基本养老保险的效率进行分析，从而提出有利于提高运行效率的政策建议，为政府制定相关政策提供一些可靠地依据。
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user: 2. 模型的介绍以及指标体系的构建 2.1. 模型的介绍 数据包络分析(Data Envelopment Analysis， DEA)是美国著名运筹学家Charnes等提出的一种效率评价方法。它把单输入、单输出的工程效率概念推广到多输入、多输出同类决策单元(Decision Making Unit， DMU)的有效性评价中，极大地丰富了微观经济中的生产函数理论及其应用技术，同时在避免主观因素、简化算法、减少误差等方面有着不可低估的优越性。DEA方法一经出现就以其独有的特点受到了广泛的关注，无论是在理论研究还是实际应用方面都得到了迅猛的发展，并取得了显著的成果 [ 7 ] 。目前，DEA方法的主要评价模型为CCR和BCC模型，但由于传统的CCR和BCC模型是径向的，没有考虑投入产出的松弛性问题，导致测度经济效率的失真。而处理非期望产出的SBM (Slack Based Measure， SBM)模型将松弛变量考虑到目标函数中，一方面解决了传统CCR模型不能解决的投入产出的松弛性问题，另一方面考虑了非期望产出对效率测度的影响。 参考Tone的方法，假设有n个决策单元，其生产可能集就可以定义为 P = { ( X ， Y ) | X ≥ X λ ， Y ≤ Y λ ， λ ≥ 0 } (1) 对于某一特定的DMU，如 ( x 0 ， y 0 ) 可以表示为 x 0 = X λ + S − ， y 0 = Y λ − S + (2) 其中： λ ≥ 0 ， S + ≥ 0 ， S − ≥ 0 ， S + 和 S − 分别表示产出不足和投入过剩的松弛。Tone运用 S + 和 S − 构造了SBM模型为： min ρ ∗ = 1 − 1 m ∑ i = 1 m s i − x i k 1 + 1 q ∑ r = 1 q s r + y r k s . t . { X λ + s − = x k Y λ − s + = y k λ ， s − ， s + ≥ 0 (3) 其中： ρ ∗ 表示 D U M ( x 0 ， y 0 ) 的效率值； s k − 表示第k种投入的冗余； s r + 表示第r种产出的不足；λ是调整矩阵； X λ 表示前沿上的投入量； Y λ 则表示前沿上的产出量，由SBM模型的方程形式可以看出，SBM效率值 ρ ∗ 满足 0 < ρ ∗ ≤ 1 ，且 ρ ∗ 对于 s k − 和 s r + 单调递减，当且仅当 s − = s + = 0 时， ρ ∗ = 1 ，也即 D U M ( x 0 ， y 0 ) 处在效率前沿面上 [ 8 ] 。 2.2. 指标的建立 2.2.1. 投入指标 1) 参保人数：该指标主要包括两个部分，分别为城乡居民参保人数和城镇职工的参保人数，其又可以分为缴纳基本养老保险费用的人数和离退休人员。由于国家在推行基本养老保险这项保障时，相关的缴费基数、缴费比例、开支范围、开支标准是由国家法律、法规、政策等规定的，一般不太会发上变化。因此，覆盖率会对基本养老保险产生直接的影响，恰好该指标能对覆盖率进行测定。 2) 基本养老保险基金收入：根据国家有关规定，基本养老保险基金收入是由纳入基本养老保险范围的缴费单位和个人按国家规定的缴费基数和缴费比例缴纳的养老保险基金，以及通过其他方式取得的形成基金来源的收入。包括单位和职工个人缴纳的基本养老保险费、基本养老保险基金利息收入、上级补助收入、下级上解收入、转移收入、财政补贴和其他收入。该指标是整个基本养老保险运行的基础，是基本养老保险的运行结果的先决条件。 3) 退休人数：该指标作为基本养老保险的服务对象，退休人员数量直接关系到基本养老保险提供的服务数量。离退休人员数量越多，基本养老保险基金的支出也就越高，相应的基本养老保险基金支出压力越大。目前我国的法定退休年龄仍然是“男年满60周岁，女工人年满50周岁，女干部年满55周岁。”因此，退休人数同参保人数直接决定了基本养老保险制度的运行负担，也是基本养老保险存在的前提，因此将该指标作为输入指标。 2.2.2. 产出指标 ① 基本养老保险基金支出：该指标是指用于衡量基本养老保险运行过程中公共服务的数量，是基本养老保险运行的直接表现，其支出的范围主要包括参加基本养老保险的离休、退休和退职人员的离休金、退休金、退职金等养老金，支付参保人员的各种补贴、医疗费、死亡丧葬补助费、抚恤救济费等，因此，其可以作为一项产出指标。 ② 基本养老保险基金累计结余：该指标是指在一定时期内，基本养老保险基金收支相抵后的累计余额，它衡量了我国基本养老保险的续航能力，即其发展的可持续性，因此，它也是能够反映基本养老保险运行状况的一项产出指标。
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user: 3. 基本养老保险运行效率评价 本文以全国31个省份为研究的对象，以参保人数、基金收入、退休人数作为投入指标，以基金支出、基金累计结余作为产出指标，利用SBM-DEA模型对2015年的相关数据进行处理，分别得到各省、市、自治区基本养老保险总体效率值(TE)、规模报酬不变时技术效率值(PTE)、规模效率值(SE)，利用该值对基本养老保险的运行效率进行计算和分析，具体情况如表1所示。 表1主要描述的是2015年全国31个省、市、自治区的基本养老保险运行效率情况。从总体效率值来看，全国范围内的基本养老保险的运行效率达到了0.8286，处于非DEA有效状态，表明在全国范围内基本养老保险的运行效率就当前的指标来说，是非有效的，没有达到最优值，即投入和产出指标之间没有达到合理的比例，在资源上造成了一定的浪费，仍存在较大的改善空间。对于全国各省、市、自治区来说，其综合效率值存在差异，有6个省、市、自治区达到了综合有效状态，占全国各省、市自治区的19.35%，其余25个省、市、自治区均未达到综合有效状态，甚至有48.38%的省、市、自治区低于全国的平均水平。由于我们一般认为总体效率值 = 纯技术效率值 × 规模效率值，所以对于未达到效率最优的省、市、自治区，从纯技术效率与规模效率两个角度进行具体的分析。 首先，从技术角度进行分析，全国31个省、市、自治区中，仅有北京、河北、辽宁、广东、山西、黑龙江、上海、西藏、青海、新疆这10个省(区)的值为1，其余地区均为达到技术有效，说明仅仅改善居民的生活水平和这些地区的经济发展水平并不能提高基本养老保险的运行效率。其次，从规模效率角度进行分析，全国31个省、市、自治区中，仅有上海、广东、山西、黑龙江、西藏、青海的规模效率值为1，表示处于规模效率不变的良好状态，说明这些地区的经济发展已经给予了养老保险良好的经济环境。其余的25个省、市、自治区的规模效率值小于1，说明这些地区经济发展向养老保险转化不足，仍需在参保人数、基金的收入和退休人数的管理等方面进行改进。 在对各省、市、自治区进行分析后，本文结合图1对各个地区的总体效率值进行比较。根据我国的行政区划，除香港、澳门、台湾以外的31个省、市、自治区，可以按照地理分区习惯分为东部、中部、 Table 1 Provinces， municipalities and autonomous regions basic old-age insurance operation efficiency valu 地区 省份 TE PTE SE 东部 北京 0.8431 1.0000 0.8431 天津 0.8302 0.8339 0.9955 河北 0.8615 1.0000 0.8615 辽宁 0.8692 1.0000 0.8692 上海 1.0000 1.0000 1.0000 江苏 0.7696 0.9310 0.8266 浙江 0.7557 0.9299 0.8126 福建 0.7874 0.8090 0.9733 山东 0.8013 0.8879 0.9025 广东 1.0000 1.0000 1.0000 广西 0.7928 0.8118 0.9765 海南 0.7944 0.8030 0.9892 均值 0.8421 0.9172 0.9208 中部 山西 1.0000 1.0000 1.0000 内蒙古 0.8472 0.8794 0.9634 吉林 0.7962 0.8502 0.9365 黑龙江 1.0000 1.0000 1.0000 安徽 0.7162 0.7597 0.9428 江西 0.6728 0.6773 0.9934 河南 0.7359 0.7409 0.9932 湖北 0.7708 0.7986 0.9652 湖南 0.7381 0.7390 0.9987 均值 0.8086 0.8272 0.9770 西部 重庆 0.7135 0.7235 0.9862 四川 0.7668 0.8577 0.8941 贵州 0.7073 0.7564 0.9350 云南 0.8052 0.8534 0.9436 西藏 1.0000 1.0000 1.0000 陕西 0.8194 0.8654 0.9468 甘肃 0.8053 0.9136 0.8815 青海 1.0000 1.0000 1.0000 宁夏 0.8643 0.8648 0.9993 新疆 0.8691 1.0000 0.8691 均值 0.8351 0.8835 0.9456 均值 0.8286 0.8760 0.9478 表1. 各省、市、自治区基本养老保险运行效率值 图1. 各省、市、自治区基本养老保险运行效率变化趋势 西部三个地区。在对各地区进行分析后，可以看出，东部地区总体效率均值最高，达到了0.8421，其次的西部地区，总体效率值均为0.8351，最后是中部地区，总体效率均值为0.8086。明显可以看出，东部地区和西部地区的运行效率优于全国平均水平，从全国总体情况上来讲，不同地区基本养老保险运行效率并未体现出明显的分布规律，但不同地区间存在较大的差异，基本养老保险的运行是不平衡的，因此在今后的发展构成中要注意到这一点。
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user: 4. 结论与建议 4.1. 结论 本文着力于研究我国基本养老保险的运行效率，通过对各省、市、自治区的研究与分析，主要得出以下几个结论。 1) 基本养老保险的运行效率与地区经济水平不协调。针对2015年来说，在基本养老保险运行水平欠佳的25个省、市、自治区中，有北京、上海等经济水平较高的地区，甚至其中浙江、福建等要低于全国平均水平。由此可以说明，在经济发达的地区，基本养老保险这项重要的社会事业，其运行水平与当地的经济发展并不协调，仍需要积极地调整和改进。 2) 基本养老保险的运行在地区间发展不平衡，差距较为明显。从2015年的分析情况来说，东、中、西部的综合效率水平分别为0.8421、0.8351和0.8086。明显可以看出，不同地区间存在差异，基本养老保险的运行是不平衡的。 4.2. 建议 针对以上的结论，在对基本养老保险的运行效率进行改善过程中，需要关注注意以下几点。 1) 关注不同地区基本养老保险的运行状况，缩小地区间的差异 我国幅员辽阔，受资源、环境和政策的影响，各地区在人口、社会、经济和文化各方面存在着很大的差距，基本养老保险的发展情况必然也会出现很大差异。从本文来看，政府要着重提高各地区的技术水平，缩小各地区技术水平之间的差异，这能有效的改善地区之间的不平衡状态。如果地区间基本养老保险征缴状况接近，将能促进我国基本养老保险统筹发展。 2) 要在经济发展中关注基本养老保险的发展 如前文所述，基本养老保险的运行与当地经济发展并不协调。因此，一方面，在发达的地区，要将资源流向基本养老保险这项事业中，实现资源的合理利用，避免资源的浪费，这有助于提高运行效率；另一方面，在欠发达的地区，要着力提高经济水平，提高地区的技术水平，以此来提高运行效率。
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user: 摘 要 现代化大农业是国家现代化农业的典型代表，也是现代农业的重要生产方式。对其发展状况评价，有助于国家建立现代农业和现代化农业发展评价指标体系。为此，采用调研法、文献检索法、逻辑推理法和主因子分析法等，探索归集了影响现代化大农业发展的四大类共20个要素指标，构建出现代化大农业发展水平的评价指标体系；并选取直接相关的10个重要指标，运用SPSS软件进行因子分析，据以对示范区现代化大农业发展要素进行排序：农业科技贡献率和有效灌溉面积是影响现代化化大农业发展的首要因素，农机总动力、农业机械化率和粮食商品化率是重要支撑要素，耕地规模、农民收入、能源和农业服务则是现代化大农业赖以发展基础。 关键词 :现代化大农业，发展评价，主因子分析法 Copyright © 2018 by authors 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 现代化大农业历经多年探索发展，已经成为中国现代农业的重要生产方式。但迄今为止，还没有建立一套权威的完整的评价指标体系，这不利于科学规划全国发展现代化大农业区位和建立现代化大农业标准。为此，探索影响现代化大农业要素并构建现代化大农业评价指标体系，评价现代化大农业生产环境下各主要要素影响水平，成为现代农业经济理论和学术研究迫切需要解决的课题。2010年农业部认定了“黑龙江垦区国家现代化大农业示范区”(农计发{2010}23号)，为研究构建现代化大农业发展指标体系和开展相关评价创造了条件。 世界各国对大农业和农业机械化的评价指标体系构建已经比较成熟，总体是将农业现代化评价指标体系分为综合指标、主体指标和群体指标三个层次 [ 1 ] ；速水佑次郎和拉坦(1985)进一步提出了农场带动现代化大发展的一个完整的模型，即使在任何的一种经济中，农业的发展必须依靠资源文化禀赋、技术、制度和系统之间的交互协调作用。在土地资源丰富、劳动力缺乏的国家，都建立大农场，实行农场带动现代化大农业，并以机械和技术进步来选择最有效的农业生产方式 [ 2 ] 。 “现代化大农业”是中国在确立发展“现代农业”后的2008年正式提出和命名的。因此，它既是现代农业的发展方向，又是现代农业的重要生产方式 [ 3 ] 。杨帆、欧阳怀东(2013)以现代化大农业生产效率高、生产条件现代化、经营管理现代化和可持续发展等特征为依据，确立了19个评价指标，借助专家打分形成相关数据，采用AHP (层次分析)法测度出黑龙江省现代化大农业发展水平较高的结论 [ 4 ] ；马丽亚等(2014)立足大庆市近20年农业发展相关数据，构建了该市现代农业发展指标体系并开展量化评价 [ 5 ] 。 上述研究方法和所树立的大农业及农业现代化发展评价相关指标体系研究成果，对研究现代化大农业发展评价指标体系具有一定参考意义和借鉴价值。但相关研究普遍忽略了现代化大农业是集大农业及其生产手段为一体的“现代化”内容和诸多“大”的综合特征 [ 3 ] 。
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user: 2. 现代化大农业发展指标体系 目前，示范区内认定发展现代化大农业的规模家庭农场1.5万个，并带动全省经营土地超过13.5 hm 2 的农村种植大户8.8万个，全面掀起发展现代化大农业的热潮 [ 6 ] 。 (一) 评价指标层设立 1) 经济效益水平 是国家示范区现代化大农业发展水平评价的主要方面，能产生显著经济效益的现代农业生产方式才是成功的。反映示范区经济效益水平的二级指标主要包括：家庭农场或农民人均纯收入(元)、粮食商品化率(%)、年农业生产总值(万元)和固定资产投资总额(万元)等4个指标。 2) 基础性建设 现代化大农业发展离不开基础建设发展能力保证，包括农垦示范区人均耕地面积(hm 2 )、农业从业人员比重(%)、有效灌溉面积(hm 2 )、土地总面积(m 2 )、农业现代服务覆盖率(%)、生产作业区公路里程(km)等6个子指标。 3) 农业科技装备 作为现代农业的最先进生产方式，现代化大农业离不开现代化科技为支撑，并且必须通过现代化大农机和现代物质装备来体现。为此应设置农垦示范区农业机械总动力(kw)、农业科技贡献率(%)、农业机械化率(%)、技术人员数或农业科技人员占从业人员比重等5个子指标。 4) 资源环境 现代化大农业生产必须注重生态环境保护和修复，确保其可持续发展。为此应确立单位面积耕地用电量(kwt/hm 2 )、森林覆盖率(%)、单位耕地面积化肥施用量(kg)、耕地保护率(%)、水土流失面积(m 2 )和机车尾气排放量(m 3 /h)等6个子指标，来评价现代化大农业发展对示范区资源环境的保护能力。 (二) 现代化大农业发展指标体系 评价指标体系的构建是本文研究的基础，是进行因子分析的前提，一套合理、完整的评价指标体系将体现出现代化大农业的发展状况及发展趋势。因此，本文依据结合国家示范区现代化大农业发展的特点、从经济效益、基础建设、农业科技装备和资源环境等四个角度，确立影响现代化大农业发展的20个相关指标，构建评价指标体系如图1所示。 图1. 现代化大农业评价指标体系 图1显示，评价示范区现代化大农业指标体系包括三层，依次为目标层(一级指标)，评价指标层(二级指标)和子指标要素分析层(三级指标)。三级指标之间密切相连，上层指标统驭下层指标，下层指标是对上层指标的具体解释。其中，分析层的三级指标既是对发展能力评价层的要素内容解释，也是对目标层或一级指标——示范区现代化大农业发展水平或能力的具体指标分析。其中农民或家庭农场人均纯收入、人均耕地面积、农业机械总动力、有效灌概面积、农业科技贡献率、农业机械化率、粮食商品化率、单位面积耕地用电量、农业现代服务覆盖率和农业从业人员比重等十个子要素指标，直接体现了示范区现代化大农业发展水平或能力，其余指标则为农业发展评价体系的通用指标。
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user: 4. 结论 现代化大农业是现代农业中最重要的生产方式，也是现代化农业的重要体现，其发展评价应围绕三层共20个具体要素指标进行，通过选取其中最能体现现代化大农业特征的10个指标进行评价，并根据回归分析结果对指标要素影响度排序，认为有效灌溉面积和科技贡献率并列首位，农机总动力、农业机械化率和粮食商品化率并列第二，耕地规模、农民收入、农电供应和现代服务覆盖率则并列第三；立足于积极性分析的指导思想，忽略掉常规分析的一些非固化定量指标，如大规模农业生产中化肥、农药和机车尾气等农业环境污染问题日益严重，并且农业资源效率对农业生产各要素利用效率有至关重要影响 [ 6 ] ，但由于农业环境相关要素缺乏国家和地方政府的统计数据支持，故暂不能将其作为研究专项指标，所选指标都是与现代化大农业发展呈正相关关系，这在一定程度上干扰了相关指标选取的客观性。同时，本论文选择黑龙江农垦各年份现代化大农业数据进行纵向比较，期为继续开展全国性现代化农业发展的比较性研究奠定理论基础。
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user: 摘 要 根据菏泽夏玉米自身生长的特点，并结合生长发育的农业气候指标，运用菏泽地面气象观测站提供的气温、降水和日照资料，分析了夏玉米各生育期(播种期、苗期、拔节期、抽雄吐丝期、灌浆成熟期)气象条件影响的利弊程度，结果表明：2017年夏玉米全生育期内积温(≥0℃)比常年同期平均值偏多179.2℃，降水比常年同期偏多13.6％，日照时数比常年同期偏多122.3小时。夏玉米整个生育期内热量丰富、降水偏多、光照充足，气象条件对夏玉米的生长发育和产量形成较为有利。 关键词 :夏玉米，降水量，热量条件，正积温，生育期 Copyright © 2018 by author 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 菏泽位于山东省西南部，属暖温带大陆性季风气候，其气候特点是四季分明、气温光照适宜，降水时空分布不均匀。夏玉米是菏泽的主要粮食作物之一，且种植面积大，夏玉米的生长发育和产量高低受多种因素的影响和制约，其中气象条件是影响夏玉米生长发育的主要因素。夏玉米生育期间有连阴雨、干旱、雹灾、风灾、渍害、洪涝等气象灾害。本文利用气候学的原理与方法，对夏玉米生育期间的农业气象条件进行科学的分析评定，以便提高夏玉米产量，为政府指导农业生产提供科学依据。
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user: 2. 资料来源 夏玉米的发育期资料为菏泽农业气象基本站的作物观测地段资料 [ 1 ] ，2017年观测的夏玉米品种为郑单958，中熟性。气象资料为菏泽地面气象观测站提供的气温、降水和日照时数资料(见表1)。夏玉米的产量资料来源于菏泽市统计局。
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user: 3. 夏玉米全生育期气候概况 3.1. 水分条件 夏玉米全生育期期间，菏泽降水量为486.5 mm，比常年同期(428.3 mm)偏多13.6%，比2016年同期(501.9 mm)偏少3%。分时段看，降水主要集中7月，累计降水量达203.7 mm。而6月上旬、中旬累计降水61.9 mm，尤其是6月上旬菏泽降水为36.7 mm，且降水空间分布均匀，土壤墒情适宜，平均土壤相对湿度为78%，因此可满足于麦收前在麦田套种的夏玉米之播种出苗及幼苗生长，亦可满足贴茬平播的旱地夏玉米之播种出苗，使大部分米农田得以适时播种出苗 [ 2 ] 。 3.2. 热量条件 6月上旬至9月中旬 ≥ 0℃积温为3002.3℃，比常年同期平均值(2823.1℃)偏高179.2℃，与2016年(2966.9℃)同期偏多35.4℃。逐旬而言，除6月上旬平均气温较历年同期均偏低0.6℃外，其余各旬皆呈偏高状态。特别是7月上、中旬，偏高2.5℃，9月中旬偏高幅度竟达3.3℃。即今年适播期夏玉米播种 Table 1 The temperature， precipitation and sunshine in every ten days of Heze during the summer maize growth period in 201 降水(单位：mm) 正积温(单位：℃) 日照时数(单位：小时) 6月上旬 36.7 238 56.7 6月中旬 25.2 272 96.5 6月下旬 1.8 279 83.4 7月上旬 93.9 294 88.1 7月中旬 65.6 294 87.1 7月下旬 44.2 298.1 54.6 8月上旬 18.6 293 85.5 8月中旬 17.6 283 87.1 8月下旬 23.4 277.2 46.8 9月上旬 93.9 229 88.1 9月中旬 65.6 245 87.1 表1. 2017年夏玉米生育期内菏泽各旬的气温、降水和日照 以来的热量条件 [ 3 ] ，不论是总体数量，还是时段分布，都是丰富的；对于迟播夏玉米来说，按照其早熟品种全生育期需要2200℃~2300℃的活动积温，夏玉米整个生育期内的气温均可满足其生长发育的需要。 3.3. 日照时数 6月上旬至9月中旬，累计光照时数861小时，与常年同期平均值(738.7小时)相比，偏多16.6%；比2016年(843.6小时)，偏多2.1%。其中6月份日照充足，对喜光的玉米十分有利；7月份日照偏多，但是7月下旬较常年同期偏少，会对其营养体的形成带来一定的不利影响，但鉴于玉米属碳四作物，具有光合补偿点较低的特点，对其最终产量的影响不大。
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user: 4. 夏玉米各生育期气象条件分析 4.1. 播种期(6月上、中旬) 2017年度菏泽的夏玉米多在6月上中旬小麦收获后播种，6月上、中旬降水较常年同期略偏多，土壤墒情底墒较好，由于降水空间分布不均匀，部分地块的土壤墒情出现轻度干旱，因此自然降水不能满足夏玉米播种、出苗需要，部分农田适时灌溉后足墒下种。夏玉米出苗较为整齐 [ 4 ] 。 4.2. 苗期(6月中旬至7月上旬) 6月中旬至7月上旬为夏玉米苗期，≥0℃的有效积温为845℃，较常年同期偏多53.0℃；降水较常年同期偏多，土壤墒情适宜，日照时数比常年同期偏多；7月5~6日菏泽普降中到大雨、局部暴雨，大监站的降雨量为91.8 mm [ 5 ] 。降水有效地缓解了部分地块的旱情。苗期的气候条件有利于夏玉米的生长发育，为夏玉米丰收打下较好的苗情基础。 4.3. 拔节抽雄期(7月中、下旬) 7月中、下旬，夏玉米陆续进入拔节抽雄期，拔节抽雄期是夏玉米需水量最大的时期，也是夏玉米 Table 2 Maize production， sown area and production in 2017 in Heze for the last 5 year 年代(年) 单产(公斤/亩) 面积(万亩) 总产(万吨) 2012年 342.1 59.64 20.40 2013年 370.7 64.00 23.72 2014年 392.6 67.21 26.39 2015年 416.2 68.98 28.71 2016年 434.9 69.50 30.2 5年平均 391.3 65.866 25.884 2017年 453.2 70.3 31.86 与2016年比 增18.3 (4.20%) 增0.8 (1.15%) 增1.66 (5.50%) 与5年平均比 增61.9 (15.82%) 增4.43 (6.73%) 增5.98 (23.09%) 表2. 菏泽近5年玉米产量、播种面积及2017年产量 全生育期内生长最旺盛的时期。此期光、温、水较为适宜，满足夏玉米生长发育需求。但是7月下旬的高温天气，对个别夏玉米的开花授粉造成了影响，部分地块玉米出现了秃尖、缺粒等雌穗异常现象，但对产量的影响不大 [ 6 ] 。 4.4. 抽雄吐丝期(8月上旬) 8月上旬夏玉米进入抽雄吐丝期，与常年同期相比，光照充足，有效积温偏多，降水偏多，对夏玉米的抽雄、吐丝、开花受粉，及夏玉米籽粒形成较为有利。 4.5. 灌浆成熟期(8月下旬至9月中旬) 夏玉米在灌浆到成熟期的适宜气温为22℃~24℃，适宜日照时数4~12小时/日，土壤相对湿度在70%~80%最适。该生育期的平均气温为24.5℃，比常年同期偏高2℃左右。此期日照时数偏多，有利于夏玉米的灌浆成熟和百粒重的增加 [ 7 ] 。但是降水偏多，也充分满足了夏玉米生育后期水分的需求。9月中旬光照充足，天气晴好，无阴雨天气，对夏玉米的收获晾晒和入库较为有利。
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user: 5. 近几年夏玉米产量对比分析 据菏泽市统计局对夏玉米实产的统计，2017年菏泽夏玉米的种植面积为70.3万亩，比2016年的69.5万亩增加0.8万亩。2017年度菏泽夏玉米单产为453.2公斤/亩，总产为31.86万吨，和近5年(2012~2016年)平均产量相比，单产增加61.9公斤/亩，增产15.82%，总产增加5.98万吨，增产23.09%；与2016年相比，单产增加18.3公斤/亩，增产4.2%，总产增加1.66万吨，增产5.5% (见表2)。
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user: 6. 结论与讨论 2017年夏玉米全生育期内出现过2次暴雨和大风灾害性天气，造成了地块部分植株倒伏及部分地块积水现象，但对夏玉米生长发育和产量的影响并不大，因积水时间持续不长，倾斜的植株又慢慢恢复直立 [ 8 ] 。据菏泽民政局救灾办统计显示，在7月5~6日的大到暴雨的过程中，形成洪涝灾害，使得部分地块的夏玉米受灾，对个别地势低洼、播种较晚的玉米，造成了一定影响，苗期受涝，影响了生长发育，但对夏玉米产量的影响并不大。 总体来看，夏玉米整个生育期内有效积温偏多、降水偏多、光照充足，气象条件对夏玉米的生长发育和产量形成较为有利。
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user: 摘 要 以洪洞大槐树寻根祭祖园为调查采样点，采用问卷调查、主成分分析等方法，构建结构方程模型(SEM)，探究解说服务质量与地方依恋之间的积极影响关系。结果显示：有形性、可靠性、保证性、响应性和移情性作为解说服务质量的解释变量，具有良好的解释和测度效果；解说服务质量对地方依恋有显著的直接影响作用，解说服务质量的提升可有效提高游客对景区的地方依恋情感。最后，对景区未来解说服务的管理和规划提供针对性的建议。 关键词 :解说服务质量，地方依恋，寻根文化 Copyright © 2018 by author 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 2016年，全年全国旅游业对GDP的综合贡献为8.19万亿元，占GDP总量的11.01%。国内和入境旅游总人数达45.78亿人次、总收入约4.69万亿元，分别是2006年的3.23倍(14.16亿人次)、5.27倍(0.89万亿元)。旅游业的发展为国内带来了可观的收入和大量的就业机会，但是机遇和挑战并存，面对国内和入境旅游人数呈现井喷式增长的现状，对数量庞大、时空集中度高的游客群体进行高效、安全的管理是当前旅游景区普遍面临的严峻问题。 有效的解说服务是景区资源管理的重要方式 [ 1 ] ，已在国外得到广泛重视并在其国家公园体系中得到了运用。解说服务质量在提高景区整体服务水平和竞争力、缩小景区管理方与游客之间的认知差距以及节约管理成本等方面发挥重要作用 [ 2 ] 。 本文在文献回顾的基础上，首先将服务质量的评价指标引入解说服务质量并验证其解释效果；其次提出解说服务质量与地方依恋的假设关系，构建概念关系模型对假设路径进行检验和分析，并在优化解说服务和提高游客地方依恋情感等方面提供针对性的规划建议和管理措施。
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user: 2. 理论背景和对应假设 2.1. 基本概念 2.1.1. 解说服务质量 “解说(interpretation)”一词由Freeman Tilden的《解说我们的遗产》一书而得到学术界的普遍认可，到20世纪90年代初期初步走向成熟 [ 1 ] 。解说是一种服务、一种重要的管理策略、一种提升游客体验的沟通方式和一种帮助游客了解造访地的文化和特性进而激发对自然资源和文化遗产的保护承诺 [ 3 ] 。 服务质量是顾客在预期与实际感知比较中，对服务整体优势感知的判断，并作为一种相对的价值判断体系被应用在服务领域 [ 4 ] 。解说作为一种服务，对解说服务质量的研究可以基于服务质量研究的基石上。解说服务通过物质和虚拟两种形式，向游客展示自然和人文方面的信息，从而增加游客的知识储量，使其对景区加深认知以及建立情感桥梁，促进和强化地方依恋情感 [ 1 ] 。因此解说服务质量可以定义为：以旅游景区提供给游客使其更好地领略和理解景区深层魅力以及加深旅游体验的解说作为一类服务，由游客来衡量感知到的与期望得到的解说服务水平之间的差异的指标。 旅游领域中，服务质量通常被作为评价景区提供给游客服务优劣程度的标准，而解说服务质量作为一种服务产品，研究成果较少，其量化的解释变量也处于探索阶段。解说服务质量与地方依恋的关系研究则更为少见且以休闲娱乐景区为主，因此以文化遗产类为背景的研究可以填补这一空白。 2.1.2. 地方依恋 地方依恋作为一种对旅游目的地的情感联系，是地理学人地关系研究的主要内容，也是游憩地理学研究的热点 [ 5 ] 。地方依恋是人们对旅游目的地的满足感和期待感，是一种正面的情感和情绪，在行为上表现为自愿去维护和促进旅游目的地的发展 [ 6 ] 。黄向和保继刚首次以游憩角度为背景将地方依恋引进国内并引起高度关注，强调如何让促进游客与旅游场所之间发展出强烈情感联系对指导旅游目的地的资源配置、资源管理有巨大前景和应用意义 [ 7 ] [ 8 ] 。 地方依恋的内部维度结构研究中，不同学者对内部维度结构有不同的认识。Williams依照对实体环境和心理情感的不同分为两个维度：地方依赖、地方认同，其中，地方依赖属于地方功能性依恋，可以通过提供更好的外部环境使其转移或取代；地方认同为情感心理性依恋，不会随着实体对象的不同而被代替 [ 9 ] 。黄向(2012)提出二维八象限的地方依恋内部维度结构，纵向分为精神性和功能性依恋维度，横向分为环境景观、休闲、人际社交和设施服务维度 [ 8 ] 。陶伟(2014)等基于scanell的三维框架理论，分别以民俗文化遗产和遗产地居民为背景和研究对象，从人、地方、心理三个方面出发，将地方依恋分为情感、认知、意向三个维度 [ 10 ] 。 近年来，国内外对地方依恋的研究成果集中于与前向和后向因子间的关联性分析上。其中，前向因子主要包括：游客专业化程度、满意度、游客涉入、自然社会环境等 [ 2 ] [ 5 ] [ 11 ] ；后向因子包括：购物消费行为、忠诚度、环保行为、资源保护态度、重游意愿、顾客抱怨、旅游需求等 [ 4 ] [ 12 ] [ 13 ] [ 14 ] 。解说服务质量对地方依恋的影响关系研究者较少，对二者结构框架的认识还处于初步阶段，值得深入研究和探讨。 2.2. 解说服务质量与地方依恋关系的理论假设 解说服务质量对地方依恋的现有研究成果较少，理论发展和实证研究均不够成熟。Cronin and Taylor (1992)讨论了在商业领域解说服务质量对地方依恋的影响作用 [ 14 ] ，研究结果认为解说服务质量对地方依恋有前向影响。Shiuhnan (2005)等以台湾国家公园为例，在以自然资源景区为研究对象的背景下，发现解说服务对地方依恋有显著的正向影响 [ 5 ] 。潘植强(2016)等在上海历史街区的标识牌解说效度研究中指出，传统基础设施类解说物，作为一种解说服务，其解说效度对地方认同感具有显著正向影响 [ 2 ] 。基于此，研究假设如下： H 1 ：解说服务质量对地方依恋具有显著的正向影响。
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user: 3. 研究设计与方法 3.1. 研究案例与模型构建 研究案例选择具有典型性的寻根文化旅游景点并参考山西旅游局提供的寻根游旅游线路，最后确定由洪洞大槐树寻根祭祖园旅游景区、广胜寺旅游景区、尧庙旅游景区、华门旅游景区、舜帝陵旅游景区和解州关帝庙旅游景区共同组成调查问卷采样地。寻根游作为一种文化遗产旅游的形式对旅游产业的发展有积极的促进和带动作用，深入研究解说服务质量与地方依恋的相互关系，对未来景区的高效管理、文化传递、丰富体验、优化布局等具有重要的意义。因此根据理论假设，对解说服务质量与地方依恋建立测量模型进行检验分析。 3.2. 问卷设计与样本采集 解说服务质量的测量量表来源于SERVQUAL模型，其理论机制是基于差异理论(disconfirmation theory)，即游客对提供的服务质量水平的预期和对实际体验到的服务质量水平的感知之间的差距 [ 4 ] 。SERVQUAL模型最初由Parasuraman，Zeithaml和Berry (1988)提出，共包含10个维度，之后经由实证检验最终确定为具有普适性的5个维度，分别为有形性(tangibles)、可靠性(reliability)、保证性(assurance)、响应性(responsiveness)和移情性(empathy)，共22个测量题项 [ 4 ] 。 地方依恋的测量量表发展较为成熟，其中以Williams (1992)的地方依赖、地方认同维度认同度最高，因此地方依恋测量分为两个维度进行，分别为地方依赖和地方认同。解说服务质量和地方依恋的测量题项均采用李克特“五点”量表。 2017年6月至2017年8月，项目组成员分组前往寻根文化旅游景区进行调查问卷的发放和收集。通过随机抽样的方式选择景区游客作为受试者，受试者在完成自填式调查问卷后，对问卷收回并予以编号。在每处景区均发放300份调查问卷，6处寻根文化游旅游景区共发放1800份。其中，去掉数据缺失的调查问卷，共收回有效的调查问卷1719份，有效回收率95.50%，有效调查问卷数量约为测量量表题项数目的50.56倍，采集到的总样本量满足本研究的需求。
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user: 4. 结果分析 4.1. 样本统计特征分析 在性别比例方面，男女性别比约为1:0.95，男性旅游人数略多于女性；在旅游年龄组划分上，以20~45岁年龄组为主，约占85.02%；在教育水平上，大专以上学历人数约占68.55%；在旅游方式上，随团出游和自驾游人数约占60.09%；客源地上，来自山西省内比例最大，约占78.30%，来自港澳台和海外比例最小，约为3.08%；在旅游目的上，祭祀和学习寻根文化知识的人数占总人数的70.86% (见表1)。 4.2. 探索性因子分析 首先，运用spss 22.0软件对去掉无效问卷的样本调查数据进行探索性因子分析，目的是对数据进行整体特征分析并初步判定公因子数目。分析得到KMO = 0.85 (>0.700)，Bartlett球形检验显著(sig. = 0.000)，Cronbach’s α系数分别为0.88、0.75、0.80、0.72、0.85，均高于信度良好门槛值0.70，由此可知样本数据质量较好，内部之间的线性关系较强，可以进行下一步的主成分分析。运用主成分分析法和最大正交旋转法，以1为特征值判别阈值，以0.5为因子负荷提取判别标准。其中，“解说人员能为不同层次游客提供适合他们的解说服务”题项的因子负荷低于0.5，决定予以删除。分析得到可以提取的公因子有5个，依据现有文献和理论，将其分别命名为有形性、可靠性、保证性、响应性和移情性。其中，样本数据的累计方差贡献率为62.06% (见表2)。 4.3. 信度、效度分析与拟合度检验 解说服务质量和地方依恋的Cronbach’s Alpha值分别为0.89和0.90，均超过0.70，具有良好一致性。解说服务质量和地方依恋的组合信度(C.R值)分别为0.91和0.85，均高于0.60，说明信度良好(见表3)。AVE值分别为0.66和0.73，均高于0.5，表明样本效度较佳(见表3)。 采用最大似然估计法(ML)进行拟合度检验。拟合度检验中的卡方值检验由于对样本数据的数目敏感性较强，因此引入绝对拟合指标和相对拟合指标进行共同测度。绝对拟合指标中，GFI、AGFI数值分别为0.98、0.97，均大于0.90；RMR数值为0.031，小于0.05；RMSEA数值为0.062，小于0.08。相对拟合指标中，NFI、RFI、CFI、IFI数值分别为0.93、0.93、0.96和0.96，均大于0.90 (见表4)。结果表明，样本数据的拟合度数值均满足绝对和相对拟合度指标，表明数据通过拟合度检验，拟合效果良好。 Table 1 Sample statistics tabl 分类 数目 占比(%) 性别 男性 881 51.25 女性 838 48.75 年龄 <20 50 2.91 20~30 725 42.18 31~40 505 29.38 41~45 231 13.44 46~50 150 8.73 >50 58 3.37 教育程度 初中及以下 36 2.09 高中或中专 505 29.38 大专或本科 925 53.81 硕士及以上 253 14.72 旅游方式 随团出游 625 36.36 自驾游 408 23.73 自助游 285 16.58 背包客 219 12.74 定制游 182 10.59 客源地 山西省 1346 78.30 山西省以外大陆地区 320 18.62 港澳台 32 1.86 海外 21 1.22 目的 了解历史文化知识 695 40.43 拜祖祭祀 523 30.43 陪同他人 305 17.74 其他 196 11.40 表1. 样本统计表 Table 2 Exploratory factor analysis of interpretation service qualit 因子载荷 平均值 Cronbach’s α 累计方差解释率(%) 有形性(tangibles) 0.88 16.78 T1 0.75 4.11 T2 0.78 4.05 T3 0.86 4.33 可靠性(reliability) 0.75 14.25 R1 0.73 4.01 R2 0.67 4.12 R3 0.69 4.21 R4 0.61 4.03 R5 0.70 4.16 保证性(assurance) 0.80 11.08 A1 0.77 4.02 A2 0.64 4.14 A3 0.75 4.11 A4 0.65 3.98 响应性(responsiveness) 0.72 10.62 R1 0.61 4.09 R2 0.59 4.01 R3 0.58 3.96 R4 0.64 4.21 移情性(empathy) 0.85 9.33 E1 0.77 4.12 E2 0.63 4.01 E3 0.73 4.12 E4 0.84 4.17 E5 0.75 4.21 表2. 解说服务质量探索性因子分析 Table 3 The results of reliability and validit Cronbach’s α 标准因子载荷 sig. 组合信度 AVE 解说服务质量 0.89 0.86 *** 0.91 0.66 0.83 *** 0.78 *** 0.72 *** 0.87 *** 地方依恋 0.90 0.89 *** 0.85 0.73 0.82 *** 表3. 信度和效度分析结果 Table 4 Test of goodness for fi 绝对拟合指标 相对拟合指标 拟合指标 GFI AGFI RMR RMSEA NFI RFI CFI IFI 标准 ≥0.9 ≥0.9 ＜0.05 ＜0.08 ≥0.9 ≥0.9 ≥0.9 ≥0.9 测量值 0.98 0.97 0.031 0.062 0.93 0.93 0.96 0.96 表4. 拟合度检验 4.4. 结构模型检验 构建解说服务质量和地方依恋的测量模型，运用amos 24软件将数据导入模型，进行假设路径检验，探究解说服务质量与地方依恋间的相互关系(见图1)。结果显示，有形性、可靠性、保证性、响应性和移情性对解说服务质量的标准因子载荷分别为0.86(***)、0.83(***)、0.78(***)、0.72(***)和0.87(***)，表明有形性、可靠性、保证性、响应性和移情性对解说服务质量具有良好的解释效果。地方依赖、地方认同对地方依恋的标准因子载荷分别为0.89(***)、0.82(***)，再一次验证了地方依赖、地方认同对地方依恋的有效解释作用。假设路径H 1 的标准路径系数为0.45 (t = 6.23，sig. = 0.000)，假设路径成立，说明解说服务质量对地方依恋有直接显著的影响作用(见图2)。
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user: 5. 结论与启示 5.1. 结论 以6个山西省著名寻根文化遗产地为背景，对解说服务质量和地方依恋构建测量模型，运用结构方程模型测度解说服务质量对地方依恋的影响关系。得出结论如下： 第一，通过主成分分析方法，有形性、可靠性、保证性、响应性和移情性这五个变量对解说服务质量有良好的解释和测度效果，可以作为解说服务质量的量化测度指标。 第二，通过构建结构方程模型的验证，解说服务质量对地方依恋具有正向直接的显著影响作用。 5.2. 启示 第一，解说服务作为寻根文化旅游景区常见的服务类型，在输出和传递寻根文化旅游地“寻根祭祖”文化观念过程中，会勾起游客对过去关于祖先、姓氏、祭祀等的回忆，吸引游客对景区更多的关注“寻根”主题，思索“我从哪里来，我要到哪里去”的深刻问题，并弘扬“中华根、民族魂”的优秀传统文化，是弥合游客因对寻根文化的差异性而产生认知差异的有效手段，利于提高游客的地方依恋。从有形性、可靠性、保证性、响应性和移情性五个方面出发，全面提高寻根文化景区的关于“寻根”传统文化方面的解说服务质量，促进游客通过优质的解说服务对景区产生强烈的地方依恋情感。 第二，在文化自信逐渐回归的背景下，游客对文化遗产的旅游资源需求量逐年增长。为满足游客对寻根文化景区解说服务的增长需求，可以在“硬件”和“软件”两方面进行改进。在“硬件”方面，配备电子解说设备、标识牌、宣传册等解说设施，将“根祖”文化制作成各种类型的主题宣传解说形式，对寻根文化景区的游客进行历史文化知识的普及和传播。在“软件”方面，加大解说人员讲解、言行举止、衣着等方面的投入，解说人员穿着传统服饰，与寻根文化景区的文化氛围向契合，全面立体的对寻根文化进行展示和解说，逐步实现对解说服务质量的改进和完善。 第三，顾客的偏好将影响其对服务的预期，因此在迎合大众游客对解说服务需求的同时，对顾客偏好进行研究，划分不同的类型和层次，设计具有针对性解说服务，促进服务向人性化方向发展。具体要 图1. 测量模型 图2. 结构方程模型 从寻根文化景区外部实体环境营造氛围、工作人员与顾客的互动两方面下手，实体上根据解说服务的受众在装饰、标识、风格、服饰等方面进行以“中华根”为主题的差异化设计和布局。在互动上，提供与寻根文化相关的历史典故的表演、祭祀、参拜、体验、影视、话剧、手工等多样化表现形式。
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user: 摘 要 雁行理论被称之为产业结构的候鸟效应，它曾使得东亚成为世界上经济最活跃的地区之一，针对晋城地区的经济发展，借鉴雁行理论，提出晋城地区的产业经济转型，推进晋城地区更好更快的发展。 关键词 :煤炭产业，产业转型，雁行理论，主导产业，晋城市 Copyright © 2018 by authors 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 雁行转移理论源于“雁行形态论”或称“产业的雁行形态发展论”，由日本著名经济学家赤松要于20世纪30年代创立 [ 1 ] 。40年后，日本小岛清教授通过分析日本和美国企业不同的对外投资模式，进一步将“雁行理论”推到了一个新的高度。 本文通过运用“雁行理论”的方法和实质对晋城的主导产业进行研究，以分析解决晋城产业结构失衡的问题，对促进晋城经济的可持续发展，具有重要的意义。