SEM结构方程模型（精选九篇）
SEM结构方程模型 篇1
关键词：农民工,集体行动,中介机制
一、导论
截至2014年,我国农民工人数已达2.74亿人。1随着农民工人数不断增加,农民工维权集体行动也不断攀升,这自然影响到社会和谐与稳定。 广义的集体行动,是指“各种形式的、由一定群体参与的具备社会冲突属性的集群行为”。[1]狭义的集体行动是 “有许多个体参加的、 具有很大自发性的制度外政治行为”。[2](P2-6)本文采用狭义的集体行动概念,即指农民工 “由于各种利益被损害或被剥夺而引发的、 旨在维护或索赔的利益表达过程”。[3]当前国内关于农民工集体行动研究的视角主要包括:利益与理性选择视角,公民权视角,怨恨、情感、剥夺感视角,其中,剥夺感作为一种社会心理因素,对集体行动有显著影响。
“ 剥夺 ” 既是一个社会概念 , 也是一种社会现象,分为主观剥夺和客观剥夺,也可称为相对剥夺和绝对剥夺。 “主观剥夺是指农民工主观感受到的不公平、不合理状况,客观剥夺则是指客观存在的对农民工不公正、不合理待遇的状况。 ”[4]相对剥夺感这一概念最早由斯托弗提出,[5]社会学家默顿强调相对剥夺感是个体由于某种参照系的对比而形成的剥夺感受。[6]与斯托弗和默顿不同,格尔认为相对剥夺感涉及社会的价值能力和个人的价值期望两个层面,“相对剥夺感越大, 人们抗争的可能性越大。 ”[2](P78)总之,相对剥夺感或主观剥夺感是认知主体对不公正的客观环境以及价值期望和价值能力不符的一种主观认知结果,是由不平等和价值预期不一致给人带来的主观上的不悦感受。
Wright和Taylor研究证实长期的剥夺感易导致群体性事件。[7]相对剥夺感会引起社会冲突,继而破坏社会稳定。 农民工进行的维权抗争是基于“外部压迫”的反应,而相对剥夺感直接带来外部压迫的主观感受,在这种状态下,相关利益者很容易参与到抗争行动中。 参与者参与集体行动的强度取决于他们的主观动机强度,而这种主观动机很大部分取决于相对剥夺感的塑造,也就是他们自身已经形成了的被剥夺的主观认知。[8]因此,蔡禾教授等指出, 在研究农民工利益抗争行为时必须关注不满情绪、 怨恨、剥夺感、认知等因素是如何影响他们从不满走向愤怒,并最终采取行动的。[9]
农民工主观剥夺感会引发集体行动已经得到学界的证实。 但它对集体行动的影响是通过怎样的机制实现的? 影响因素之间是否存在相互影响? 以往关于 集体行动 影响因素 的研究一 般都采用logistic回归分析 ,这仅仅揭示了影响因素和集体行动之间的单一关系,不易发现各个影响因素之间的相互影响过程。本文通过建立结构方程模型(SEM), 试图探究农民工主观剥夺感影响集体行动的内在机制,提出集体行动意向和城市生活适应在农民工主观剥夺感和集体行动的关系间具有中介作用的假设,并进行证实,以便提前预防并有针对性地处理农民工集体行动事件。
二、农民工集体行动影响因素的中介效应假设
农民工主观剥夺感是他们在城市打工期间的主观感受。 当农民工的发展需求得不到满足,而又极度渴望社会参与、市民权和发展权时,更易产生怨恨和剥夺感,进而产生集体行动意向,主观剥夺感强烈地激发着农民工的集体行动意向。 意向和行动又存在怎样的关系呢? 这一问题一直是行动哲学的中心问题,塞尔认为:“不存在没有意向的行动,甚至不存在没有意向的无意向行动。 ”[10]“集体行动之所以可能,就是因为它是由集体意向引起的。 ”[11]
基于上述理论与研究发现,可以假设主观剥夺感和集体行动意向均对集体行动有影响,并且主观剥夺感作为个体对社会不公平现状的一种主观感受,它要通过农民工集体行动意向的形成,继而影响他们实际的集体行动参与。 而中介效应就是揭示事物之间的内部作用机制和相互影响过程。[12]因此, 提出假设:
假设1. 集体行动意向在主观剥夺感和集体行动的关系中起中介效应作用。
“农民工的城市生活适应是他们对生活条件、生活环境、社会关系和职业发展等方面的满意和习惯程度。 ”[13]如今,农民工客观遭受的以及主观感受到的社会排斥是影响他们社会适应的最重要因素。 由于工厂环境不能满足他们的主观需要,他们对自己的生活满意度处于一种低下水平,甚至产生“剥夺感”,这种心理剥夺感对他们造成了重大阻碍,降低了他们的城市生活适应水平。 “主观剥夺感越强的农民工社会适应水平显著下降。 ”[14]
个人是“社会人”,他们在社会生活中要经历社会化的过程。 “个人在社会中如果形成与社会要求相适应的知识、技能、价值观和性格,就会按照社会要求来进行社会交往与行动。 反之,他们如果不能很好地适应社会环境,就会陷入困惑之中,继而产生一些‘失范’行为。 ”[15]如今,进城务工的农民工群体需求已经由以前的“生存型”向“发展型”转变,也就是说,城市生活越不能满足农民工的需求,他们就越容易产生一种对城市生活不满意的情绪体验, 随着这种负面情绪积累到一定程度,他们会产生强烈的寻求自身权益得到保障、得到实现的倾向。 当体制内手段不能满足这一行为的时候,他们就会做出极端反应,采取体制外的方式,也就是通过“抗争” 为主的集体行动过程实现他们利益诉求的释放。 总之,“农民工群体对城市生活的满意度与他们的集体行动参与呈显著负相关。 ”[16]剥夺感会引起农民工对社会各方面的不满,当这种不满积聚到一定程度,他们就倾向于采取集体行动来实现自己的利益需求并改善现状。 根据以上理论和研究提出假设:
假设2. 城市生活适应在主观剥夺感和集体行动的关系中起中介效应作用。
根据上述关系之间的假设,构建结构方程模型图(见图1)。
三、数据分析与描述
本文主要采用中山大学社会科学调查中心提供的“珠三角农民工调查”中的相关数据。 样本分别来自广州、深圳、珠海、佛山、江门、肇庆、惠州、东莞和中山9个珠三角大城市。 各城市的样本数按人口普查与当地城市流动人口的比例分配,确保各城市至少有200个样本并限定单个企业的样本数不能超过3个。 该数据最终收回有效问卷3086份,本研究中删除没有填写集体行动及意向的问卷7份,最终用于分析的问卷为3079份。
研究工具包括主观剥夺感量表、城市生活适应量表和参与集体行动的意向及参与过集体行动的情况。 主观剥夺感量表由7个条目构成,包括5个选项,分别为:从来没有、偶尔有、经常有、总是有及说不清,“从来没有”到“总是有”依次赋值为1~4。城市生活适应量表由7个条目构成,包括很差、差、一般、好、很好及说不清6个选项,“很差”到“很好”依次赋值为1~5。 两个量表的相应条目见表3, 所有 “说不清 ”选项被处理成缺失值 。 参与 “罢工 、游行 、 示威、静坐、堵马路、集体上访”等集体行动的意向及具体的行为各由一个条目测量。 集体行动意愿包括愿意、不愿意、不一定及说不清4个选项,其中选择“不愿意”赋值为0,其它情况均视为有集体行动意向,赋值为1。 集体行动包括“没有”、“参加过”及 “不记得了 ”三个选项 ,本文中将选择 “参加过 ”赋值为1,其余赋值为0。 人口学特征包括年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、是否有孩子及换工经历。
描述性统计分析采用SPSS12.0完成,验证性因子分析和结构方程模型采用Mplus7.0完成。 连续性变量用均数和标准差描述,分类变量用频数和构成比描述。 是否参加过集体行动及有无集体行动意向的农民工间主观剥夺感、城市生活适应得分的差异分析采用t检验,由于量表中存在缺失数据,主观剥夺感和城市生活适应的得分采用已填项目的均数表示。 主观剥夺感和城市生活适应量表的信度由内部一致性系数(Cronbach α)评价,Cronbach α>0.70认为达到可接受水平;[17]结构效度采用验证性因子分析评价。 主观剥夺感和城市生活适应以潜在变量的形式进入模型中;是否参加过集体行动和有无集体行动意向均为二分类变量,以显变量形式进入模型中。 四个拟合指数: 卡方 (χ2)、 比较拟合指数 (CFI)、 非规范拟 合指数 (TLI) 和近似误 差均方根 (RMSEA)[18]用于评价验证性因子分析模型和结构方程模型,由于卡方(χ2)值很容易受样本量的影响而膨胀,故不作为模型拟合优劣的评价指标。 其余各指数达 到以下标 准时认为 模型拟合 较好 :CFI> 0.90、TLI>0.90、RMSEA<0.06。 验证性因子分析采用稳健极大似然估计(MLR),结构方程模型采用稳健加权最小二乘法(WLSMV)估计。对于验证性因子分析和结构方程模型, 本文均报告标准化后的结果。 P<0.05认为有统计学意义。 相关结果分析如下:
(一)样本的基本特征
3079名受访农民工中,以20~40岁的青壮年为主,占71.9%;年龄最小为15岁,最大63岁,平均 (27±9)岁;男性1637人,占53.2%;初中文化程度者超过一半 (51.2%); 未婚者居多 (55.1%);1274人 (41.4%)有孩子;大部分人 (75.1%)有更换工作的经历。 参加过集体行动的有385人,占12.5%;2153人有参加集体行动的意向,占69.9%。 详见表1。
(二)农民工主观剥夺感、城市生活适应得分的差异分析
如表2所示,受访的农民工中,主观剥夺感平均得分为1.72,城市生活适应得分为3.11。 与未参加过集体行动的农民工相比,参加过集体行动的农民工感受到的主观剥夺感更强(t=6.81,P<0.001),城市生活适应更差(t=-6.39,P<0.001)。 同样,有参加集体行动意向的农民工比没有意向的农民工感受到更强的主观剥夺感(t=8.40,P<0.001),城市生活适应也更差(t=-5.87,P<0.001)。
注:*** 表示 P<0.001,表中所有统计量都具有统计学意义。
(三)主观剥夺感和城市生活适应量表的信度和效度评价
如表3所示,主观剥夺感和城市生活适应量表的信度系数Cronbach α 分别为0.76和0.74, 达到可接受水平。 为了解两量表的结构效度,首先对两个量表进行验证性因子分析。 原始模型的拟合结果如下 :χ2=704.36,df =76,CFI =0.898,TLI =0.877,RMSEA = 0.052,部分指标未达到可接受水平。 基于修正指数 (Modification Indices,MI) 的提示及对测量条目的分析,允许两组测量误差共变(见图2)。 模型修正后的拟合指数明显改善, 分别为:χ2=415.16,df =74, CFI=0.944,TLI=0.932,RMSEA=0.039, 达到可接受水平。 主观剥夺感量表各指标的因子载荷在0.36~ 0.61间(P<0.001);城市生活适应量表各指标的因子载荷在0.36~0.63间(P<0.001)。 主观剥夺感和城市生活适应相关系数为-0.49, 具有统计学意义 (P< 0.001)。 由此可知,主观剥夺感和城市生活适应量表均为单一因子结构,信度和效度均较好。
由此,可以年龄、性别、受教育程度、婚姻状况、 是否有孩子及换工经历作为协变量,对农民工主观剥夺感、城市生活适应、集体行动意向和集体行动拟合结构方程模型 (见图3), 拟合指数如下:χ2= 819.58,df =151,CFI =0.929,TLI =0.914,RMSEA = 0.038,可见模型拟合良好。
注:两个量表的所有测量指标 P<0.001,均具有统计学意义。
结构方程模型中各路径的标准化回归系数及统计检验结果依次汇总在表4中。 农民工感受到的主观剥夺感越强, 其参与集体行动的意向也更高, 该路径的回归系数为0.26, 具有统计学意义 (P< 0.001);农民工参与集体行动的意向越高,其越有可能将意向付诸行动,更多地参与罢工、游行、示威、 静坐、堵马路、集体上访等集体行动,该路径的回归系数为0.33,具有统计学意义(P<0.001)。另外,农民工感受到的主观剥夺感越低,其城市生活适应水平会更高,该路径的回归系数为-0.52,具有统计学意义(P<0.001);农民工城市生活适应水平越高,其参加罢工、游行、示威、静坐、堵马路、集体上访等集体行动的可能性越小, 该路径的回归系数为-0.13,具有统计学意义(P<0.01)。 总体而言,农民工感受到的主观剥夺感是集体行动的重要影响因素,其总效应为0.23(P<0.001)(见表5),即农民工感受到的主观剥夺感越强,其越可能参加集体行动。 农民工参与集体行动的意愿和城市生活适应是农民工主观剥夺感与集体行动关系间的中介变量,其中介效应分别占总效应的37.9%和29.3%(见图3、表5)。
注:对于所有的统计检验,P<0.05 认为有统计学意义。
注:主观剥夺感→集体行动的总效应为 0.232(P<0.001)。
四、结论与对策
本文的实证研究揭示了主观剥夺感引起集体行动的内在机制和影响过程,有利于更有针对性地预防和解决农民工集体行动问题, 基于研究结果, 提出以下对策:
第一,改革城乡二元户籍制度,降低农民工主观剥夺感。 我国实行的是城乡分割的二元户籍制度,农民工群体由于这个制度的限制,不能享受与城市居民相同的待遇,在很大程度上成为了“城市边缘人”,主要表现在:经济方面,他们属于次级劳动力市场,工作条件差、工作不稳定并且收入低;政治方面,由于在城市没有选民资格,回乡办理选民资格证成本又太高,所以,他们实际上成为了“政治边缘人”,丧失了利益表达的重要渠道;文化方面, 部分城市居民存在对农民工群体的偏见和歧视,个别农民工的失范行为更加深了城市居民对农民工的不满,两者难以融合。 总之,由于户籍制度的分割,农民工群体无法平等地与城市居民享受社会资源,更受到城市居民的排斥,这引起了他们强烈的主观剥夺感。 因此,降低农民工主观剥夺感,就是要构建以户籍制度为核心的社会保障、 社会福利、教育、就业等一系列社会制度体系,让农民工群体享受非歧视和无差别待遇。 因此,政府应该积极探索并实践“积分入户”的户籍制度改革,当“积分”达到一定额度时,农民工就可在就业、住房、社会保障等方面享受与城市居民同等待遇。 对于有意向实行身份转型的农民工,国家要逐步实现农村土地和农民工的分离,引导他们以农村宅基地、土地和住房置换城镇产权住房,逐步转换户口,从而与市民享有平等权益,降低剥夺感。
第二, 建立健全利益表达和心理疏导机制,弱化农民工群体认同和集体行动意向,防止意向到行为的转化。 农民工进城务工后,面临着社会不公平带来的剥夺感,这种剥夺感容易引发农民工群体对社会现实的不满情绪, 继而衍生为集体行动的动力。 如果农民工群体的不满情绪不能通过体制内合法的渠道表达,他们就倾向于采取体制外的方式来宣泄不满,并期望以此去改变现状,群体性事件就是不满的一种破坏性表达,这成为破坏社会秩序的不容忽视的力量。 因此,政府部门首先应该建立健全利益表达机制,尽量让农民工的不满情绪通过合法渠道宣泄出来, 真正发挥信访部门的实效性,缓解他们的积怨,弱化其集群认同,最终弱化他们集体行动参与意向。 其次,建立农民工群体心理疏导机制也是必要的,农民工群体主观剥夺感的产生一部分来源于与其他群体的比较,特别是当他们与城市居民进行比较的时候,这种剥夺感更加强烈。 因此,政府应该引导他们根据自己的状况选择合适的参照群体,并帮助他们正视现实,不能只关注于外部环境,还需关注自身,尽量提高自身的素质和幸福感,从而摆脱困境;同时,引导他们对“公平”的正确认识,让他们意识到贡献大,则报酬多。 企业要建立相应的企业文化,举办各种与农民工相关的主题活动,让农民工感受到心理关怀,改善他们的心理环境。 最后,国家在制定具体社会政策的时候,要对农民工所关注的切身利益问题进行调查,弄清楚他们对政策的可接纳度, 继而采取有针对性的措施。 总之,要预防农民工集体行动,需要改善他们的心理环境,消除主观剥夺感,继而将集体行动意向苗头扼杀在萌芽状态。
SEM结构方程模型 篇2
简要介绍了结构方程模型的.基本原理,根据航空公司运营特点,给出航空公司顾客满意度的测评模型,并以中国国际航空公司顾客满意度的测评为例,进行理论模型的验证与顾客满意度的测评.结构方程模型可以对整个顾客满意度测评指标体系的合理性进行检验并做了系统分析.
作 者：于剑 YU Jian 作者单位：中国民航大学,经济与管理学院,天津,300300 刊 名：中国民航大学学报 ISTIC英文刊名：JOURNAL OF CIVIL AVIATION UNIVERSITY OF CHINA 年，卷(期)： 25(6) 分类号：V2 F562 关键词：结构方程模型 航空公司 顾客满意度
SEM结构方程模型 篇3
关键词：结构方程模型 游憩商业区 游客价值 北京
21世纪初，我国进入休闲需求快速增长并日益多样化的阶段。随着休闲时代的来临，城市旅游和本地居民游憩的集中承载空间——游憩商业区（Recreational Business District，简称RBD）逐渐兴起，国内多个城市掀起了建设RBD的热潮。与此同时，中国旅游已由卖方市场走进买方市场，游客需求层次逐步提升，竞争日趋激烈，基于消费者视角的游客价值研究迅速得到重视。就城市RBD而言，游客价值的基础性作用日益凸显，创造高的游客价值成为城市RBD获取竞争优势的重要途径。因此，选择发展较为成熟的北京城市RBD为案例区，探求游客价值的构成维度及其对游客行为的后续影响，有利于深化对RBD游客价值的理解和认识，全面提升RBD的开发管理水平，促进RBD的可持续发展。
一、城市RBD游客价值研究的基本设计
（一）相关理论基础
20世纪50年代中期，现代管理学之父德鲁克就已经认识到：顾客真正购买和消费的不是产品而是价值。20世纪80年代末，顾客价值理论基本形成，并于20世纪90年代中期开始在旅游业中得到应用，直接推动了游客价值研究的兴起，内容涉及旅游企业、旅游产品、旅游市场、旅游定价、旅游网站、旅游目的地等诸多方面，而专门针对城市RBD游客价值的研究还较少。
游客价值的构成具有复杂性。综合考虑城市RBD的特点，游客价值可细分为质量价值、效率价值、成本价值、社会价值、享乐价值五个维度。质量价值主要是指游客对于旅游资源禀赋或产品品质的感知；效率价值主要是指游客对于游憩便利程度的感知；成本价值主要是指游客对于游憩经济成本及非货币成本的感知；社会价值主要是指游客对于游憩是否能够增强社交能力和自身形象的感知；享乐价值主要是指游客对于游憩所带来的愉悦、新奇、趣味等方面的感知。游客价值的后续影响研究主要集中在游客价值对游客满意和游客忠诚的影响两个方面，即游客价值驱动游客满意和游客忠诚。
（二）量表与问卷编制
基于顾客价值相关理论，结合北京城市RBD的特点，从质量价值、效率价值、成本价值、社会价值、享乐价值五个维度筛选游客价值的影响因素。同时，从游客满意和游客忠诚两个维度来考虑游客价值的后续影响因素。然后进行专家咨询，并根据他们提出的意见对影响因素进行调整和完善，形成最终的游客价值测量量表（表1）并进行问卷设计，每个因子包含重要性和绩效两个方面。重要性是指游客认为该因子在整个游客价值体系中的相对重要程度，根据重要性可以计算出该因子在整个游客价值系统中的权重。绩效是指游客在游览过程中感知到的各个因子的实际表现。每个因子采用五级评测，以便于被调查人员选择。
（三）实地问卷调查
城市RBD有多种类型，北京城市RBD可划分为传统商业街区型、旧城历史文化改造区型、文化创意旅游区型三类，而王府井步行街、什刹海、798艺术区是其典型代表。调查时间为2012年2月和2012年7月，先后在以上三处分别发放问卷，调查对象为在此进行游憩活动的游客。两次调查在王府井、什刹海、798艺术区三处分别发放问卷200份、共发放600份；其中，王府井回收问卷196份、什刹海回收问卷192份、798艺术区回收问卷194份、共回收582份，回收率为97%；剔除填答不完整的问卷、所有项目得分没有显著差别（亦即得分完全相同）的问卷，王府井获得有效问卷183份、什刹海获得有效问卷175份、798艺术区获得有效问卷185份、共543份，有效回收率达90.5%，调查问卷完成的总体情况较好。调查问卷的总体信度为0.917，每个因子的CICT（纠正的项目——总体相关系数）值均大于0.3，说明问卷的信度很高，有效性较好，从而为结构方程模型（SEM）分析奠定了很好的数据基础。
二、北京城市RBD游客价值结构方程模型构建
（一）模型的逻辑假设
基于已有理论基础，提出以下三个逻辑假设：第一，城市RBD游客价值包括质量价值、效率价值、成本价值、社会价值、享乐价值；第二，游客价值对游客满意度具有显著的正向影响；第三，游客满意对游客忠诚具有显著的正向影响。
（二）路径图和数据准备
根据游客价值和SEM理论，绘制北京城市RBD游客价值SEM（图1），包括质量价值、效率价值、成本价值、社会价值、享乐价值、满意程度、推荐意愿、重游意愿八个观察变量，游客价值、游客满意、游客忠诚三个潜在变量。
在北京城市RBD游客价值SEM中，满意程度、推荐意愿、重游意愿三个可观察变量的数值可由调查问卷项目直接得到，而质量价值、效率价值、成本价值、社会价值、享乐价值五个可观察变量的数值需要根据调查问卷资料计算获得。具体步骤：第一步，根据游客对于17个因子重要程度的评分计算游客价值每个因子的权重（表1）；第二步，根据游客价值17个因子的绩效（实际表现）得分，结合因子权重，计算质量价值、效率价值、成本价值、社会价值、享乐价值的数值。
（三）模拟结果图和模型评价
将相关数据代入模型，通过AMOS17.0软件进行运算，输出结果见图1。
基于结构方程模型理论和现有评价方法和标准，一般采用x2、RMR、RMSEA、AGFI、GFI、CFI、IFI、NFI、x2/df等指标来评价模型的拟合程度。第一，卡方值（x2）：其值越小，表示模型因果路径图与实际资料越匹配，不显著（P大于0.05）的卡方值表示模型与实际资料不一致的可能性较小。第二，残差均方根（RMR）：其值需小于0.05。第三，近似误差的均方根（RMSEA）：其值小于0.08表示拟合程度较好，低于0.05表示拟合程度非常好，低于0.01表示拟合程度非常出色。第四，调整的拟合优度指数（AGFI）、拟合优度指数（GFI）、比较拟合指数（CFI）、增量拟合指数（IFI）、规范拟合指数（NFI）：这些指标的取值范围介于0到1之间，越接近1表示拟合程度越好。第五，卡方与自由度的比值（x2/df）：该值如介于1至2或在1到3之间，表示假设模型可以接受，一般该值需小于5。endprint
通过AMOS17.0软件对研究模型与实证数据进行拟合显示：模型的适配度卡方值为26.94，显著性概率值p=0.089>0.05，接受虚无假设，表示模型与样本数据可以适配；RMR、RMSEA、AGFI、GFI、CFI、IFI、NFI和x2/df的值分别为0.017、0.042、0.953、0.976、0.99、0.99、0.971和1.497，均在可接受范围内，且拟合度良好，表明现有模型能够很好反映各变量间的关系。
（四）模拟结果解释
根据模型的标准回归系数和多元相关平方数值（图1），可作以下判断：1、各变量间标准化回归系数介于0.55至0.95之间，均大于0.5，表明模型的基本适配度良好。2、标准化回归系数均为正且显著性概率小于0.001，说明变量之间的影响是正向的和显著的。3、游客价值对质量价值的解释程度为62.4%，对效率价值的解释程度为56.5%，对成本价值的解释程度为30.3%，对社会价值的解释程度为35.3%，对享乐价值的解释程度为45.6%。4、游客价值能够解释游客满意87.4%的变化，游客满意能够解释游客忠诚71.2%的变化。模型构建之初的三个假设得到验证。
三、结论与讨论
基于理论基础和逻辑假设，构建了城市RBD游客价值结构方程模型，选择北京王府井、什刹海、798艺术区三个比较成熟的RBD开展实证研究，得出以下几点结论与启示：
（一）游客价值提升是城市RBD获得竞争优势和可持续发展的有效途径
按照“游客价值决定游客满意、游客满意决定游客忠诚”的逻辑假设，构建的城市RBD游客价值SEM在实证研究中得到较好应用，游客价值构成及其后续影响的相关假设得到验证，即北京城市RBD游客价值由质量价值、效率价值、成本价值、社会价值、享乐价值五个维度构成，游客价值会影响游客满意和游客忠诚。实际上，具有相当满意度和忠诚度的顾客是企业的宝贵资产，追求顾客满意和忠诚已经成为企业的核心目标，谁能最大程度满足顾客的需求，提升顾客的满意度，维持顾客的忠诚度，谁就将占有市场。故城市RBD的管理者和经营者可以通过提升游客价值，增加游客满意度和游客忠诚度，从而实现游客为相关企业创造价值，城市RBD获得竞争优势和可持续发展。
（二）应根据北京城市RBD游客价值在不同维度上的特点采取相应对策
游客价值与各维度的相关性从大到小依次为质量价值、效率价值、享乐价值、社会价值和成本价值。这表明与游憩所付出的成本相比，北京城市RBD游客更关注游憩所带来的效用和收益，城市RBD的游憩功能性和娱乐性是影响游客价值的重要方面。为此，城市RBD的经营管理者应在合理控制游客游憩成本的基础上，高度重视提升游客的质量价值、效率价值和享乐价值。特别是要针对游客需求，结合城市RBD的类型和特色，进行科学合理的功能分区，布局适宜多样的商业业态，提供独特且参与性强的游憩项目，塑造鲜明而富有吸引力的RBD形象。目前，游客对社会价值不够重视可能有两方面的原因：一是北京城市RBD游客的需求层次偏低，不太重视因社会价值提升带来的满足；二是城市RBD提供的游憩产品和服务尚未很好地引导和满足游客社会价值方面的需求。根据马斯洛的需求层次理论，游客社会价值属于较高层次需求。随着游客自身综合素养和经济实力的增强，以及闲暇时间的增多，游客的需求层次会逐步提升，游客对社会价值的需求会越来越强烈。从这点上看，北京城市RBD游客的社会价值还有较大提升空间，在未来可加强圈子营销、策划有影响力的主题活动。
（三）城市RBD游客价值的动态研究和对比研究有待进一步深化
城市RBD游客价值SEM具有复杂性、开放性和动态性，其构成维度和影响因子应随着游客价值内涵和取向的变化而进行相应调整和完善。同时，不同地区、不同类型城市RBD游客价值具有不同特点和表现，有必要进一步开展对比分析，以深化城市RBD游客价值研究的理论和方法。
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〔本文系北京市教育委员会社科计划面上项目“北京城市游憩商业区游客价值研究”（项目编号：SM201210
038006）阶段性成果〕
SEM结构方程模型 篇4
当前,由于我国煤炭开采条件复杂,煤矿信息化水平较低,煤矿安全管理水平尚不成熟等众多因素, 致使我国成为世界煤矿安全事故发生频率较高国家之一[1]。及时准确地识别煤矿安全风险因子,剖析煤矿安全风险因子的作用机理,提升煤矿安全风险管理水平,实现煤矿本质化安全生产与运行,已成煤炭工业急需解决的问题[2]。研究表明,高效地煤矿安全风险管控能力有利于减轻煤矿安全事故损失, 降低煤矿安全事故发生率,提升煤矿安全管理效率[3,4,5]。本文在总结国内外学者关于煤矿安全风险研究成果的基础上[6,7,8],以煤矿本质化安全生产为目标,根据近年来我国煤矿安全事故发生的特点,对我国煤矿安全风险因子进行有效地识别,从而构建构建煤矿安全风险因素结构模型,并针对模型进行有效性和实用性检验,探析各风险因素对煤矿安全事故的作用路径及影响程度,从阻隔煤矿安全风险演化路径的视角为防控煤矿安全风险提供新思路。
煤矿安全风险管理是指运用各种风险管理技术和方法,对煤矿可遇到的各种风险进行识别、评价以及防控,从而降低煤矿安全事故发生和减轻安全事故损失。刘海滨[9]( 2014) 运用ART - 2人工神经网络法从人员、设备、环境、管理、技术5个维度构建煤矿安全风险评价模型,仿真效果达77. 78% 。庞柒[10]( 2014) 借助主- 客体理论从组织、人才、制度和资金4个因素构建煤矿企业长效安全评价体系。 高建明、魏利军[11]( 2007) 通过分析日本安全生产管理从伤害预知预警( KTY) 角度为我国煤矿安全风险管理提出新建议。李斌、王志军[12]( 2013) 从从业人员、机械设备、工作环境、组织管理、安全信息和企业文化6个维度构建煤矿本质安全管理的SVM模型,提升煤矿安全管理非线性模型的预测能力。钱敏、穆丹丹[13]( 2008) 运用多级综合评价模型,从环境、设备、人员和信息4角度构建煤矿安全评价模型。刘国安、杨怀玉[14]( 2015) 基于安全监管的角度提出防范煤矿零星事故的风险管控策略。
1研究样本与研究变量
1. 1研究样本
基于保障潜变量特征被测量项正确反映的前提下,依据调查便利性和经济性原则,本文针对徐州矿务集团( 3个,120份) 、潞安矿业集团( 2个,50份) 和淮南矿业集团( 4个,150份) 的9个煤矿进行样本采集。问卷主要从21个维度对煤矿安全风险因素进行识别,从63个测量项对煤矿安全风险因素进行测量,测量表采用Likert5级测量法。在相关人员的支持下,共发放问卷共270份,回收问卷243份。 通过初步整理与分析,剔除回收问卷中16份信息不完整问卷,最终获取有效问卷227份,有效问卷率84. 07% 。
1. 2研究变量识别
煤矿安全风险管理是实现煤矿本质化安全的关键,安全风险的高低决定煤矿安全事故的发生频率以及损失幅度。管理是否科学、设备是否先进、环境是否安全、信息是否畅通等因素将对煤矿安全产生重要影响。依据上述调研数据,本文运用SPSS17. 0的“Analyze( Data Reduction( Factor”功能,对调研的各变量展开信度与效度的检验分析,信度分析用CITC值和Cronbach’s Alpha值检验,效度分析用KMO和Bartlett球形检验,信度检测见表1。
注: 一般要求Cronbach’s Alpha > 0. 7,CITC > 0. 5有效。
表1显示,总体Cronbach’s值0. 913,除作业环境友好性一项Cronbach’s值小于0. 7之外,其余各项Cronbach’s均大于0. 7,CITC均大于0. 5,因此其余各项因子有效。作业环境友好性因子未通过检验,剔除该因子,最终煤矿企业安全事故风险因子为22项。
通过计算,KMO = 0. 841 > 0. 5( 参考标准) ,因此数据较适合因子分析。同时Barlett球形度检验的F值为0. 000,表明煤矿企业安全事故风险影响因素的指标数据呈正态分布,符合SEM对数据分析要求[15]。因此,该问卷信度、效度均达标。
1. 3研究变量设计
层次聚类分析( Classified Analysis) 又称树聚类分析,通过反复对复层次式构架的数据进行聚合与分裂,从而构造一个层次聚类问题解,通常运用自底向上或自顶向下两种分裂式层次聚类[16]。层次聚类凭借控制聚类粒度灵活性和表达簇间层次关系清晰性的优点,广泛应用于管理学、经济学、行为性等领域,有效寻找各类数据集的“自然属性”[17]。当前,层次聚类分析法主要有粗聚类算法( RCOSD) 、 Hungarian聚类算法、快速聚类算法三种方式[18]。 本文选用SPSS17. 0的“Analyze( Classify( Hierarchi- cal Cluster”功能对上述甄别的22项风险因子进行聚类分析,寻找风险因子的“自然属性”,确定风险因素层次,聚类结果见表2。
表2显示,通过因素聚类分析,煤矿企业安全事故风险因素最终分为5层次较合理,其分别是管理风险、设备风险、信息风险、环境风险、人因风险。
2研究假设
煤矿企业安全事故通常是由各风险有效迭加导致的,结合《中国煤炭事故暨专家点评集》,表明煤矿安全事故约92% 是人因所致[19],人因风险是煤矿安全事故主要诱因,管理风险、设备风险、信息风险及环境风险都是围绕行或通过人因风险作用。因此,令人因风险层的6个风险因子为内源潜变量,其余4个风险层的16个风险因子为外源潜变量,由此提出假设如下。
2. 1外源潜变量对内源潜变量影响假设
Ha1: 工作技能与经验影响因素有: 制度与规程建设、安全教育培训、管理人员素质、安全重视与投入、设备机械化与先进度、设备检修与维护、信息预测水平、作业场所安全性;
Ha2: 员工风险处理水平影响因素有: 制度与规程建设、安全教育培训、应急体系与救援能力、设备机械化与先进度、设备故障率、设备检查与维护、信息采集质量、信息处理效果、信息预测水平;
Ha3: 安全态度与责任影响因素有: 制度与规程建设、安全教育培训、管理人员素质、安全监督与检查、安全重视与投入、应急体系与救援能力、设备机械化与先进度、设备故障率、设备检查与维护;
Ha4: 不安全行为影响因素有: 制度与规程建设、安全教育培训、管理人员素质、安全监督与检查、 安全重视与投入、设备机械化与先进度、设备故障率、设备检查与维护、信息采集质量、信息处理效果、 信息预测水平、粉尘浓度、瓦斯水平、通风条件;
Ha5: 安全心理影响因素有: 安全教育培训、管理人员素质、安全监督与检查、安全重视与投入、应急体系与救援能力、设备故障率、信息采集质量、信息处理效果、信息预测水平、作业场所安全性、粉尘浓度、瓦斯水平、通风条件;
Ha6: 安全生理影响因素有: 制度与规程建设、 管理人员素质、安全重视与投入、应急体系与救援能力、设备机械化与先进度、粉尘浓度、瓦斯水平、通风条件。
2. 2内源潜变量因素之间相互影响假设
Hb1: 工作技能与经验受员工风险处理能力、安全态度与责任和不安全行为影响;
Hb2: 员工风险处理能力受工作技能与经验、安全态度与责任、不安全行为影响;
Hb3: 安全态度与责任受工作技能与经验、风险处理能力和不安全行为影响;
Hb4: 不安全行为受工作技能与经验、安全态度与责任、安全心理和安全生理影响;
Hb5: 安全心理受安全生理、不安全行为和员工风险处理能力的影响;
Hb6: 安全生理理受安全心理、工作技能与经验的影响。
3研究模型
3. 1模型构建
由于煤矿安全事故风险因素各变量相关性较强,各风险因素较难进行直接测量。因此,根据研究变量特征和研究目的,基于以下5项原则,构建煤矿安全事故风险因素关系模型: 1以CA聚类分析结果为总体框架; 2以人因风险层的6个风险因素为内在潜变量; 3以管理、设备、信息和环境4个风险层的16个风险因素为外在潜变量; 4以47个问题为风险观测变量; 5以227份有效问卷的数据为协方差矩阵。
采用AMOS7. 0软件,构建煤矿安全事故风险因素CA - SEM模型,如图1所示。
3. 2模型检验与修正
从简约适配度、绝对适配度和增值适配度三方面对模型拟合效果进行评价,根据评价结果对不符合拟合度参考标准的进行反复修正直至达到标准要求。采用AMOS7. 0的“Amos Output Model Fit”功能,对模型适配度进行检验,通过整理分析,结果如表3所示。
注: 拟合程度的评价标准: RMR、RMSEA越小越好; GFI、NFI、IFI、CFI越接近1越好。
表3显示,模型各拟合指数达到标准要求,模型构建合理。
4研究结果分析
4. 1外源潜变量对内源潜变量影响分析
假设Ha1分析: 上述结果显示,ξ2、ξ5、ξ7、ξ11对 η1影响显著,影响系数分别为0. 769、0. 683、0. 676、0. 713; ξ3和 ξ12对 η1影响一般,ξ1对 η1影响未获支持。即安全教育培训、安全重视与投入、设备机械化与先进度和信息处理效果对工作技能与经验的产生重要影响,管理人员素质、信息预测水平和作业场所安全性对工作技能与经验产生一定影响,制度与规程建设对工作技能与经验的影响未获支持。
假设Ha2分析: 上述结果显示,ξ2、ξ6、ξ12对η2影响显著,影响系数分别为0. 696、0. 702、0. 652; ξ1、ξ7、ξ8、ξ10和 ξ11对 η2影响一般,ξ9对 η2影响未获支持。即安全教育培训、应急体系与救援能力、 信息预测水平对员工风险处理能力产生重要影响, 制度与规程建设、设备机械化与先进度、设备故障率和信息采集质量对员工风险处理能力产生一定影响,设备检查与维护对员工风险处理能力的影响未获支持。
假设Ha3分析: 上述结果显示,ξ1、ξ2、ξ4、ξ5对 η3影响显著,影响系数分别为0. 741、0. 680、0. 729、0. 683; ξ3、ξ6、ξ8和 ξ9对 η3影响一般,ξ7对 η3影响未获支持。即制度与规程建设、安全教育培训、 安全检查与维护、安全重视与投入对员工安全态度与责任产生重要影响,管理人员素质、应急体系与救援能力、设备故障率和设备检查维护对员工安全态度与责任产生一定影响,设备机械化与先进度对员工安全态度与责任影响未获支持。
假设Ha4分析: 上述结果显示,ξ2、ξ3、ξ4对 η4影响显著,影响系数分别是0. 668、0. 641、0. 652; ξ1、ξ5、ξ7、ξ8、ξ9、ξ14、ξ15、ξ16对 η4影响一般, ξ10、ξ11、ξ12对 η4影响未获支持。即安全教育培训、管理人员素质、安全监督与检查对不安全行为产生重要影响,制度与规程建设、安全重视与投入、设备机械化与先进度、设备故障率、设备检查与维护、 粉尘浓度、瓦斯含量和通风条件对不安全行为产生一定影响,信息采集质量、信息处理效果、信息预测水平对不安全行为的影响未获支持。
假设Ha5分析: 上述结果显示,ξ2、ξ6、ξ8、ξ13对 η5影响显著,影响系数分别是0. 727、0. 704、0. 649、0. 658; ξ4、ξ5、ξ10、ξ11、ξ14、ξ15、ξ16对 η5影响一般,ξ12对 η5影响未获支持。即安全教育培训、 应急体系与救援能力、设备故障率和作业场所安全性对安全心理产生重要影响,安全监督与检查、安全重视与投入、信息采集质量、信息处理效果、粉尘浓度、瓦斯含量和通风条件对安全心理产生一定影响, 信息预测效果对安全心理的影响未获支持。
假设Ha6分析: 上述结果显示,ξ13、ξ14、ξ15、 ξ16对 η6影响显著,影响系数分别是0. 704、0. 687、 0. 695、0. 675; ξ1、ξ7对 η6影响一般,ξ3对 η6影响未获支持。即作业场所安全性、粉尘浓度、瓦斯含量和通风条件对安全生理产生重要影响,制度与规程建设和设备机械化与先进度对安全生理产生一定影响,管理人员素质对安全生理影响未获支持。
4. 2内源潜变量间相互影响分析
假设Hb1检验显示,η1受 η2、η3、η4影响通过检验,即风险处理能力、安全态度与责任以及不安全行为对员工工作技能与经验有影响作用,Hb1全部获得支持。
假设Hb2检验显示,η2受 η1、η3影响通过检验,η4的影响未通过检验,即工作技能与经验与安全态度与责任对员工风险处理能力有影响作用, Hb2部份获得支持。
假设Hb3检验显示,η3受 η1、η2、η4影响通过检验,即安全态度与责任、风险处理能力和不安全行为对员工安全态度与责任有影响作用,Hb3全部获得支持。
假设Hb4检验显示,η4受 η1、η3、η5影响通过检验,受 η6影响未通过检验,即工作技能与经验、 安全态度与责任、员工安全心理对员工不安全行为有影响作用,Hb4部分获得支持。
假设Hb5检验显示,η5受 η4、η6影响通过检验,受 η2影响未通过检验,即员工不安全行为、员工安全生理对员工安全心理有影响作用,Hb5部分获得支持。
假设Hb6检验显示,η6受 η5的影响通过检验, η1对 η6的影响未通过检验,即员工安全心理对员工安全生理有影响作用,Hb6部分获得支持。
5结语与建议
1) 在外源潜变量中,安全教育培训对内源潜变量影响最为显著,影响系数为3. 54( 0. 769 + 0. 696 + 0. 680 + 0. 668 + 0. 727 = 3. 54) ,因此,在煤矿安全生产中,应重视与加强安全教育培训工作,通过培训提高员工工作技能、风险处理能力和强化安全态度责任。
2 ) 在内源潜变量中,不安全行为和安全心理受外源潜变量因素作用最显著,影响系数分别是5 . 921 、5 . 913 ,因此,应加强防范员工不安全行为, 疏导员工安全心理,构建良好的煤矿安全氛围,压缩员工与管理人员的心理距离,关注员工生理素质和健康。
3) 注重人因风险中各变量间的相互关联作用, 结合实际情况,深入挖掘各风险变量因素的传播路径,采取有效措施,阻隔各风险的传播途径。
4) 重视防范管理和信息风险,提升信息的采集、处理和预测能力,加强煤矿安全信息化水平,建立合理的安全管理机制,不断提升管理人员自身素质和应急救援能力,为实现煤矿本质化安全的提供重要保障。
摘要：围绕煤矿安全风险管理的内涵,通过因子分析和层次聚类分析,识别煤矿安全事故风险主要包含人因风险、管理风险、信息风险、环境风险和设备风险5个风险因素层的22项风险因子。以人因风险层的6个风险因素为内源潜变量,其他4个风险层的16个风险因素为外源潜变量,构建煤矿安全事故风险因素的CA-SEM模型。运用SPASS17.0和AMOS7.0剖析各风险因素层以及各风险因子对煤矿安全事故风险的综合影响及其作用机理,从而为实现煤矿本质化安全提供决策依据。
SEM结构方程模型 篇5
学生满意对一个学校的发展至关重要。本文旨在揭示学生期望、感知质量、感知价值、学生满意、学生忠诚五个潜变量之间的结构关系。首先在前人研究的基础上，构建一个反映五个潜变量关系的结构方程模型，然后通过问卷设计、量表开发，对电大学生展开调查得到实际数据，再对量表数据进行缺失值处理，并据此对提出的结构方程模型进行拟合、修正和解释，最后得出潜变量之间关系的几点结论。
【关键词】 远程学习者；学生满意度；结构方程；满意度模型
【中图分类号】 G642.0 【文献标识码】 A 【文章编号】 １００９—４５８ｘ（２０12）03—００49—０7
学生满意对一个学校的发展至关重要。对于以远程开放教育为特征的广播电视大学来说，学生满意度研究的意义在于：为电大开放教育评估提供新的方法，完善教育教学质量评估体系；促使学校系统地考虑学生满意研究中反映的问题，改进各项工作，提高教学和服务质量；提高学生对学校的忠诚度，进而扩大招生生源；增强电大的办学竞争意识，提高市场竞争力[1]。
学生的满意度与其对学校的期望、对教学质量和服务质量的感知以及对学习价值的感知有关，高满意度可能带来学生对学校的忠诚。本研究旨在揭示学生期望、感知质量、感知价值、学生满意、学生忠诚五个潜变量之间的结构关系。首先在前人研究的基础上，构建一个反映五个潜变量关系的结构方程模型，然后通过问卷设计、量表开发，对电大学生展开调查得到实际数据，再对量表数据进行缺失值处理，并据此对提出的结构方程模型进行拟合、修正和解释，最后得出潜变量之间关系的几点结论。
一、研究方法及模型假设
1. 结构方程模型分析方法
本研究主要采用结构方程模型来评价研究模型和检验理论假设。结构方程模型（Structural Equation Modeling）是20世纪70年代在统计理论基础上提出并发展起来的，它作为一种通用的线性统计建模技术，因其自身的优点，日益得到社会学、教育学、心理学、计量经济学等领域的广泛关注和应用。结构方程模型主要作用是揭示潜变量之间（潜变量与可测变量之间以及可测变量之间）的结构关系，这些关系在模型中通过路径系数或负载系数来体现[2]。运用结构方程模型分析具体问题时，一般经过模型设定、模型识别、模型估计、模型评价、模型修正五个步骤。这种分析方法是一种验证性分析技术，而不是探测性手段。本研究是为了验证所设定的“远程学习者满意度结构模型”，因此，选择结构方程模型作为分析工具是适当的。
本研究综合运用结构方程软件AMOS16.0和统计分析软件SPSS16.0进行数据分析和各项检验。
2. 模型的构建思路与基本假设
本研究继承了美国顾客满意度ACSI模型的一些核心概念和架构，如顾客期望、感知质量、顾客满意、顾客忠诚等概念[3]，并吸收其它模型的一些创新之处[4][5]，通过结构调整和综合因素分析，建构了具有广泛适用性的远程学习者满意度模型。模型中包含五个潜变量：学生期望、感知质量、感知价值、学生满意、学生忠诚，如图1所示。其中学生期望是指学生在报读电大之前对学校的整体期望水平；感知质量和学生期望相对应，它是学生对三年学习过程的实际感受；感知价值是指学生的时间和金钱的付出与其所学到的知识相比是否值得；学生满意主要是指学生心理上的整体感觉；学生忠诚主要体现在学生的推荐意向、继续报读意向两个方面。每一个潜变量都有几个标识变量对其进行测量。
模型中包含以下6个路径假设：
（1）感知质量对学生满意有路径影响；
（2）感知质量对感知价值有路径影响；
（3）预期价值对学生满意有路径影响；
（4）预期价值对感知质量有路径影响；
（5）感知价值对学生满意有路径影响；
（6）学生满意对学生忠诚有路径影响。
二、量表设计与数据来源
为确保量表的内容效度，我们广泛借鉴了顾客满意研究领域中已有研究成果，包括理论研究成果和实证研究成果，并结合电大教学的特点对每个概念的量表进行设计。在量表设计过程中，广泛征求专家意见，对问项进行检验和修正，进而形成正式的调查问卷。我们还邀请了管理科学领域的专家以及富有经验的电大一线教学老师，对量表的问项进行筛选和修改，努力做到使量表中的每个问项对被测试概念的表征是最有效、最充分、最全面的。
模型中各潜变量需要观测的具体标识变量见表1，其中所有问项都采用LIKERT五级量表，数值“1” 表示非常不同意，“2” 表示不同意，“3” 表示中立，“4” 表示同意，“5” 表示非常同意。
此外，为了研究不同学生特征对满意度的影响，调查表中还包含有人口统计变量，如性别、年龄、收入、学历层次和工作年限等。
本次问卷调研的对象为深圳广播电视大学（包括经济管理系、人文科学系、外语系和工程系）在校本、专科在读学生，随机选取晚上课间15分钟时间，由各班班主任向学生发放调查问卷，要求学生当场填写，班主任当场回收。本次调查共发放问卷350份，收回有效问卷305份，回收率为87%。
缺失值的处理采用表列删除法，即在一条记录中，只要存在一项缺失，则删除该记录。但统计中发现，学生的个人统计信息缺失较多，考虑到样本数量的限制，所以处理方式调整为只要其它数据完整则该记录不予删除。经处理后，最终得到270条数据。
三、量表的信度检验与指标处理
尽管我们事先多次对调查量表中的问项进行筛选和修改，但仍不能保证每一个问项都是有效的和可信的，整个量表能否稳定地测量到想要测量的问题，还需要进一步用统计方法进行验证。此外，结构方程中的感知质量这一重要的潜在变量体现在课程教学质量和教学支持服务两个方面，每一个方面又包含很多问项，根据结构方程的要求，一个测量方程需要的标识变量一般不宜过多，所以还需要对这些问项进行分类合并。
信度是指如果测量被重复进行，一个量表产生一致性结果的可能性，也就是说测量工具能否稳定地测量到它要测量事项的程度。内部一致性是最常用的信度评价方法，其中Cronbach α系数用得最多。在理论研究中，信度α系数大于0.7，表明量表的可靠性较高；在探索性研究中，α系数应大于0.6。下面对量表中各潜变量的信度进行分析。
1. 教学质量
表2是教学质量量表的Cronbachα系数。表中数据显示α系数都在0.7以上，表明测量指标具有较高的内部一致性。但在全部15个项目中，删除第一个问项X1——教师“上课时迟到早退现象”指标后α系数得到提高，因此用这一指标来测量教学质量是不合适的，应该去除。进一步分析，删除指标X4——教师“对学生态度是否和蔼”，α系数没有变化，说明这一指标对教学质量的影响不大，也可去除。删除任意其它指标都会引起α系数的下降，所以其它13个指标要保留。
进一步分析，对于指标“上课时迟到早退现象”，我们认为，大多数学生之所以认为教师经常迟到，一方面是因为电大教师有一部分是外聘的，的确有个别教师会迟到，但另一个重要原因可能是学生迟到的太多。由于电大学生的工读性质，大部分学生很难准时到达课堂，这种情况下有些教师可能会等几分钟再上课，从而造成教师经常迟到的假象。所以这一指标不能考量教师教学质量水平的高低，应予以删除。对于指标“对学生态度是否和蔼”，我们认为，电大学生大多数是已参加工作的成人，不是小学生，看重的是学习收获，教师的态度是否和蔼应该影响不大。另一方面，这一指标与 “对学生要求是否严格”也在一定程度上存在冲突，所以去除它也是合理的。
nlc202309031732
这样量表中剩余有13个问项。根据结构方程的要求，需要进一步减少标识变量的个数，进行分类。我们采用主成份分析法进行确定。之所以采用这一方法，主要是因为该方法分类后信息损失最小。主成份分析时因子旋转采用的是平均方差（Equamax）方法，使得旋转后的因子方差大致相等，从而保证每个因子的解释力大致相等。如果采用最大方差(varimax)方法，得到的因子方差主要集中在第一个因子上，其它因子的解释力就会太弱。分析结果如表3和表4所示。
表3说明，教学质量量表中的13个标识变量被提取出3个因子，它们分别解释了总方差的29.44%、27.141%和19.568%，也就是说，这3个因子总计包含13个标识变量约76%的信息。
根据表4可对上述3个因子进行命名。因子1主要由“对知识点的讲解是否清楚”、“对讲授内容的熟悉程度”、“教学方法的灵活性”、“知识和信息量是否广博”和“上课用的幻灯片质量”这5个标识变量来解释，它们都反映了教师的教学水平，所以命名为“教学水平”，用XX1表示；因子2主要由“学生对课程理论知识的掌握程度”、“学生认识分析解决问题的能力”、“授课的深浅度和内容量”、“学生的收获”、“学生对老师上课的喜欢程度”和“学生对课程的总体满意度”这6个标识变量来解释，它们都说明了课堂教学效果，所以命名为“教学效果”，用XX2表示；因子3主要由 “对学生要求是否严格”和“对作业批改和讲评是否认真”这2个标识变量来解释，它们共同反映了教师的教学态度，所以命名为“教学态度”，用XX3表示。
这样，我们就可以用“教学效果”、“教学水平”和“教学态度”这三个因子作为新的标识变量，来取代原来的13个标识变量，参与结构方程的分析，如表5所示。
2. 支持服务
表6是支持服务量表的Cronbach α系数。表中数据显示α系数都在0.7以上，表明测量指标具有较高的内部一致性。但在全部8个项目中，删除“面授学习次数的多少”这一指标后α系数得到提高，因此用这一指标来测量服务质量是不合适的，应该去除。进一步分析，对于面授学习次数，不同性质的课程客观上要求的面授次数不一样；学生的层次不同、业余时间多少不同，要求面授学习的次数也不一样，所以这一问项很难反映支持服务的优劣。
同样地，我们采用主成份分析法来减少标识变量的个数。结果如表7和表8所示。
表7说明，服务质量量表中的7个标识变量被提取出2个因子，它们分别解释了总方差的37.285%和22.484%，两者总计解释了7个标识变量约60%的信息。
根据表8对2个因子进行如下命名：因子1主要由“教学设施是否齐全”、“师资力量是否强大”、“课程学习资源是否丰富”和“网上教学资源能否满足需要”这4个标识变量来解释，说明了教学资源情况，所以命名为“教学资源”，并以YY1表示；因子2主要由“教材站交费领书方便性”、“班主任工作态度”和“教学教务信息与沟通”这3个标识变量来解释，反映了学校对学生的服务水平，所以命名为“服务水平”，并以YY2表示。
这样，我们就可以用“教学资源”和“服务水平”这2个因子取代原来的7个标识变量，参与结构方程的分析。
3. 感知价值
感知价值量表中只有3个标识变量，其α系数为0.445，没有达到可接受水平，但鉴于该潜在变量的重要性，决定暂且予以保留。表9说明，3个项目中，删除“相对目前教学质量，学费水平”这一指标后α系数由0.445提升到0.662，基本达到可接受水平，因此该标识变量应该去除。这样，我们只能用“相对目前收费水平，教学质量高低”和“晚上来电大面授学习的价值”这2个标识变量来解释感知价值。
4. 预期质量
我们只设计了两个标识变量来表示“预期质量”这一潜变量，即“预期电大教学质量”和“预期电大支持服务”，其α系数为0.820，说明是可行的。
5. 学生满意
学生满意量表中有3个标识变量。表10说明，3个项目中，删除任一项目后α系数都会减少，因此这3个标识变量都是必要的。
6. 学生忠诚
我们用“向他人推荐报读电大的可能性”和“自己继续报读电大的可能性”这两个标识变量来测试“学生忠诚”这一潜变量，分析表明其Cronbach α系数为0.692，说明是可行的。
综上所述，经排除和压缩后的潜变量和标识变量如表11所示，这些变量将参与结构方程的分析。
四、结构方程模型分析
结构方程模型对数据的拟合水平可以用效度来衡量，效度水平由模型的拟合指数和标准化路径系数来检验（Mueller，1996）。拟合指数有一系列指标，常用的有卡方值、CFI、NFI、IFI、RMSEA、AIC、ECVI。其中卡方值、RMSEA、AIC、ECVI越小越好，且RMSEA要求小于0.05；CFI、NFI、IFI越大越好，且都要求大于0.9。如果模型的拟合指数达到统计要求，表明拟合水平是可以接受的，即理论模型较好地拟合了样本数据，那么可以进一步通过观察标准化路径系数的大小来检验其效度。
下面将根据表11中的潜变量和标识变量，对所设定的模型进行估计，做出必要的模型扩展和限制，在反复修正比较的基础上，确定一个最终模型。
1. 结构方程模型的设定与估计
根据前面设计的结构路径图（图1）以及路径初始假设，我们构建了如图2所示的初始模型。
在Amos软件中运用极大似然法进行模型估计，初步运算结果如图3所示。
表12显示的初始模型运算结果表明，各项拟合指数尚可。但从模型参数的显著性检验中可以看出，部分路径系数和负载系数值过小，没有达到统计显著水平，特别是从“预期价值”到“学生满意”的标准化路径系数仅为-0.08，说明这一路径是不存在的，“预期价值”对“学生满意”没有影响，基本路径假设3是不成立的。
2. 模型的评价与修正
根据初始模型的参数显著性结果以及Amos提供的模型修正指数和临界比率方法，经反复多次进行模型扩展（Model Building）和模型限制（Model Trimming）分析，得到如图4所示的参数估计结果。
从表12和表13可以看出，卡方值减小了很多，其它各拟合指数也都得到了改善，模型的各个参数在0.05的水平上都是显著的（见表14），这说明修正模型的整体结构效度较好。
值得一提的是，模型中反映学生满意的3个标识变量——教学质量满意度、支持服务满意度和总体满意度，三者残差之间是相关的，这些相关性没能被结构方程解释。而感知质量的5个标识变量是经过主成份分析处理得出的，它们的残差之间的相关系数并没有实际意义。
在修正后的模型中，从“预期价值”到“感知质量”的路径系数虽然是显著的（P=0.014），但标准化路径系数值仅为0.225，说明“预期价值”对“感知质量”的影响很小，故考虑删除此路径，对模型重新进行参数估计，从而得到竞争模型，如图5所示。
对比表13和表15不难发现，竞争模型的各项拟合指数都优于修正模型，并且模型的各个参数在0.05的水平上都是显著的（见表16），说明竞争模型更优。这说明在本研究中，删除从“预期价值”到“感知质量”的路径是正确的，进而假设4“预期价值对感知质量有路径影响”不成立。所以我们把竞争模型作为最终模型，以供进一步分析。
五、研究结果与结论
nlc202309031732
以最终的竞争模型为依据，分析各种变量之间的关系，并对理论假设进行检验。
1. 模型研究结果
我们将结构方程模型中变量间的直接作用和间接作用关系整理在表17中。从最终模型来看，共有4条路径关系成立（也即初始的6个假设中有4个是成立的），它们证实了感知质量、感知价值、学生满意与学生忠诚之间确实存在内在的逻辑关系。
2. 研究结论
（1）感知质量对学生满意有决定性的影响
表17说明，在其它条件不变的情况下，感知质量每提高1个单位，学生满意会提高0.95个单位。其中感知质量对学生满意的直接效应为0.493，通过感知价值而达到的间接效应为0.457。这说明感知质量对学生满意有重大影响，假设1是成立的。这意味着，电大要想提高学生满意度，提高学生的感知质量是各项工作的重中之重。
（2）感知质量对感知价值有重要影响
如表17所示，感知质量对感知价值的直接效应为0.874，假设2成立。也就是说，学生只有切实感受到学校高质量的课程教学水平和服务水平，才会觉得利用业余时间花钱来电大读书是值得的。
（3）感知价值对学生满意有一定影响
如表17所示，感知价值对学生满意的直接效应为0.523，假设5成立。即学生只有感觉到在电大学习的价值，才有可能对学校各项工作感到满意。
（4）学生满意对学生忠诚有重要影响
如表17所示，学生满意对学生忠诚的直接效应为0.82，假设6成立。换句话说，一个满意的学生有82%的可能性忠诚于学校，表现为自己继续报读电大或向他人推荐报读电大。
此外，感知质量和感知价值对学生忠诚的间接效应分别为0.779和0.429，表明两者对学生忠诚有不同程度的间接影响。
（5）教学资源对提高感知质量有重要作用
如前所述，感知质量包括对教学质量的感知和对服务水平的感知，前者包括教学水平、教学效果和教学态度3个标识变量，后者包含教学资源和服务水平2个标识变量。由图5或表16可知，在这5个因素中，教学资源对感知质量的影响最大，其负载系数为0.685。其次为服务水平（0.445）和教学效果（0.437）。换句话说，教学设施、师资力量、网络课程、学习资源等这些有形的硬件资源对学生的感知质量有重要影响，是学生判断一个学校教育质量的基础和前提。
六、研究的不足
本研究主要根据调查量表取得数据，通过结构方程模型分析学生满意度的相关潜变量之间的关系。所以，模型评价结果在很大程度上取决于量表设计与调查效度。从量表设计来看，尽管我们力图采用各种方法提高量表的信度，但通过信度检验仍有少量指标设计存在问题。另外在量表问项设计中，除感知质量和学生满意这两个潜变量之外，其它几个潜变量的支撑标识变量不够充分，可能会在一定程度上影响潜变量的准确考量。从调查对象来看，本研究调查对象仅为深圳广播电视大学在读学生，而没能有代表性地选取几个其他兄弟电大展开调查，所以在数据的代表性和普遍性方面显得不足，这可能也会在一定程度上影响结论的普适性。这些问题有待于在以后研究中加以克服解决。
?眼参考文献?演
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收稿日期： ２０11－11－30
作者简介：苏胜强，深圳广播电视大学（518001）。
责任编辑 石 子
双语教学影响因素结构方程模型研究 篇6
2001年国家教育部把双语教学作为普通高校本科教学工作水平评估的一项指标,双语教学越来越受到国内各高校的重视,也成了教学研究的一个热点问题。很多学者也对相关问题进行了一些研究,但是应用定性和定量结合的方法,对双语教学影响因素进行系统分析的研究成果还十分罕见。本文通过问卷调查,采用结构方程对双语教学效果的影响因素进行了系统研究。
1 研究变量
通过查阅国内外的相关文献和对双语教学教师及相关研究专家的访谈,初步确定影响双语教学效果的因素主要包括教学过程(JXGC)、教师素质(JSSZ)、学生素质(XSSZ)、学生积极性(XXJJ)等四个潜在变量。教学过程通过教学方法灵活性(A07)、教材选择适宜性(A08)、教学中中英文比例(A09)、教学氛围活跃性(A10)、师生互动性(A11)等几个变量进行测量;教师素质通过教师专业素质(A01)、教师英文素质(A02)和教师综合能力(A03)等三个变量进行测量;学生素质通过学生专业素质(A04)、学生英文基础(A05)和学生综合能力(A06)等三个变量进行测量;学生积极性通过主动课前预习(A12)、主动课后复习(A13)和学习兴趣(A14)三个因素进行测量。对于双语教学效果的衡量,借用国内外相关文献的研究成果,主要从专业效果(A15)、语言效果(A16)和能力效果(A17)三个方面进行测量。应用以上因素的相关变量,结合被调查对象姓名、年级、专业等基本情况的几个问题,笔者设计了《双语教学影响因素调查问卷》,问卷度量采用10点李克特量表。
应用调查问卷对116名接受双语教学的学生进行初步测试,测试数据的信度检验结果如表一所示。检验结果显示,问卷各因素的克隆巴赫系数(Cronbach'sα)大部分在0.8以上。根据Cuieford(1965)的观点,克隆巴赫系数大于0.7者为高信度。因此,测量量表具有良好的信度。由于量表是在参照国内外相关研究成果的基础上结合专家访谈设计的,各方面的各个问题具有一定的代表性,量表总体的内容效度较高。通过对全部测量问题进行主成分分析,结果显示各个问题的因子载荷均在0.5以上,测量量表具有较好的结构效度。
2 研究假设与模型构建
2.1 研究假设
对于双语教学效果的影响因素,有不少学者采用定性方法对这一问题进行了大量的研究,并对后续的研究提供了值得借鉴的思路。何阅雄认为,教师是双语教学的直接实施者,是开展双语教学和保证双语教学质量的先决条件,教师的英语综合应用能力和专业基础严重影响双语教学质量[1]。何长虹认为,在双语教学过程中,教师要赋予教学积极的情感特征,让每一个细小动作和微妙暗示都能起到调控学生情趣变化的作用,实现师生心灵与情感的沟通[2]。张敏瑞认为,双语教学是一个需要教师、学生和教学内容三者相互配合的复杂过程[3]。余青明、金维芬认为,双语教学是双向的,学生自身运用外语的水平是影响双语教学效果的关键[4]。
根据上述理论研究成果,结合自己的推理,笔者提出以下五个假设:
H1:教师素质对学生双语课程学习积极性具有直接的积极影响;H2:教师素质对双语教学过程各个环节具有直接的积极影响;H3:教学过程各个环节对学生的积极性具有直接的积极影响;H4:学生的素质对学生双语学习积极性具有直接的积极影响;H5:学生的学习积极性是直接影响双语教学效果的重要因素。
2.2 模型构建
根据以上理论与假设,构建以下概念模型:
3 模型检验与分析
3.1 样本描述
正式研究中,共发放问卷583份,收回问卷487份。经仔细检查,其中有86份数据不全或数据明显有错误,最后留下有效问卷401份,有效回收率为68.78%。样本基本情况如表二所示。从表中数据可以看出,样本和我国学生结构状况基本相符,具有较好的代表性。
3.2 模型检验
运行AMOS7.0,使用样本数据对模型进行整体拟合优度分析,得到结构方程全模型及路径系数如图二所示。
模型检验结果显示,x2/df=2.920<2,RM-SEA=0.072<0.08,其他拟合指标均在0.9以上(见表三)。由表三可知,模型拟合度较好。
从结构模型的路径分析结果可以看出,五条路径系数在0.001显著水平下均显著异于0,所以,假设H1、H2、H3、H4、H5均得到支持(见表四)。
4 结果分析及管理建议
4.1 结果分析
由表四β1=0.33,β3=0.64,可以看出教师素质对学生双语教学课程学习积极性的直接影响小于教学过程对学生双语课程学习积极性的影响(β1<β3)。学生认为,对双语教师素质的影响首先是教师的专业素质,其次是教师的英语素质,最后是教师的其他综合能力。
由β3=0.64,β5=0.73,可知β3×β5=0.4672,可以看出教学过程通过直接影响学生双语课程学习的积极性,对教学效果具有显著的间接影响;学生双语课程学习的积极性对双语教学效果具有显著影响。
由β1=0.33,β2=0.84,β3=0.64,可以看出教师素质对学生双语课程学习的积极性既有直接的影响,又有间接的影响;教师素质对教学过程具有十分显著的直接影响。但是由于β1=0.33<β2×β3=0.5376,所以,教师素质对学生双语课程学习积极性的间接影响大于直接影响。
由β4=0.09,可以看出学生素质对学生双语课程学习的积极性具有直接影响,但从系数较小可以看出,其影响程度不是很大。学生素质对双语教学效果有间接影响,同样其影响程度也不高(0.09×0.73=0.0657),这与传统的认为双语教学要求学生具有较好的专业和外语基础的观点不一样。实际上双语教学使用的原版教材一般词汇和语法均比较简单,专业知识一般也比较通俗易懂,所以学生的基础对其双语课程学习的积极性和效果影响均不是十分明显。并且随着人们对外语重视程度的提高,我国中学和公共外语教学水平也不断提高,加上国际互联网络的普及,很多学生都具有较好的英语听、说、读、写能力。这已经不是影响学生双语课程学习积极性和效果的明显因素。传统观点可能只是一种主观的臆测,也可能是随着时代的发展而发生了变化。
4.2 管理建议
研究结果表明,学生的专业性基础、外语基础和其他综合能力,是学生参与双语课程学习之前已经具有的客观条件,其对学生双语课程学习积极性及效果具有一定程度的影响,但是影响程度并不是很高。而教师素质直接影响学生双语课程学习的积极性,并通过教学过程间接影响学生双语课程学习的积极性,最后,两方面都通过间接作用对双语教学效果产生较为明显的影响。因此,为了进一步提高我国高校双语教学的质量,我们必须十分注意以下几个方面的问题。
4.2.1 加强双语教学师资队伍的建设
在双语教学师资队伍的引进与培养上,除了考核应聘者的外语能力外,同时,更要强调其专业背景和综合能力。双语教学的目的也绝不仅仅是外语水平的提高,借助外语接受和理解专业知识才是双语教学的核心目标。目前很多学校对双语教学的目标把握不准,对双语教学教师的要求定位不清,把很多外语老师直接引进来,作为专业课双语教学的教师。实际上,这严重影响了双语教学的效果,也偏离了双语教学的目标。
4.2.2 加强双语教学过程的管理工作
虽然很多高校已经开展双语教学,但对于双语教学的评估、考核及管理过程比较薄弱。对教学方法、教材选择及教学过程中使用中外文的比例等相关问题应对方法还没有形成比较有效的理论。其实,教学方法是多种多样的,没有统一的模式,也不可能强求一致,关键是要突破传统模式,从以教师为主的灌输型教学模式向以学生为主的师生互动型教学模式转变;教师在课堂教学中使用中文和英文的比例,应由任课教师根据每届学生的专业和英语水平来自行决定,学校管理部门不要作太过于硬性的规定。教材是教学工作的依据,能否选择一本合适的教材进行教学是决定双语教学成败与否的关键。一本合适的教材应具有篇幅大小适当、内容难易适中、语言流畅易读、知识简明清晰的特点。学校相关部门应专门制定针对双语教学的评估指标体系,同时规范双语教材的选择。
4.2.3 注意双语教学对象与课程的选择
由于双语教学需要使用第二语言对专业课程进行课堂教学,其对外语和专业基础的要求相对于非双语课程更高。因此,双语教学的对象最好是有一定基础的大学二年级以后的学生。经历了中学时期和大学两年的公共外语和专业基础课程的学习,他们多数具备了较好的专业基础和外语听说读写能力,同时在学习方法和能力上也有了一定程度的提高。这些都是提高学生双语课程学习的积极性和教学效果的有利条件。
参考文献
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[2]任长虹.高等学校实施双语教学的现状分析与对策[J].辽宁商务职业学院学报,2002(,04):17-18.
[3]张敏瑞.高校双语教学的教材建设和使用[J].北京大学学报,2007(,05):273.
网上购买意愿评价的结构方程模型 篇7
关键词：结构方程,购买意愿,网络普及程度,顾客忠诚度
引言
意愿是个人从事特定行为的主观概率, 经由相同的概念延伸。购买意愿即消费者愿意采取特定购买行为的机率高低。Mullet认为, 消费者对某一产品或品牌的态度, 加上外在因素的作用, 构成消费者的购买意愿。购买意愿可视为消费者选择特定产品之主观倾向, 并被证实可作为预测消费行为的重要指标[1]。Dodds等认为, 购买意愿指消费者购买某种特定产品的主观概率或可能性。也有学者认为, 购买意愿就是消费者对特定商品的购买计划[2]。我国学者韩睿、田志龙认为, 购买意愿是指消费者购买该产品的可能性[3];朱智贤则认为, 购买意愿是消费者买到适合自己某种需要的商品的心理顾问, 是消费心理的体现, 是购买行为的前奏。
网上购物是传统购买行为的电子化和网络化, 是由需要、动机、态度、意图和实际购买行为、购后行为构成的心理和行为过程。其中, 购买决策是核心, 实际上涉及到消费者、购物网站、信息系统、电脑和互联网等几方的资源和信息交互, 故应从市场营销学和信息管理学进行跨学科探索。因此, 本文试图集中探索网上消费者本质特征:不但具备传统购物者的角色, 更承担了信息系统接受者和使用者的角色;不但面临着传统购物相类似的购物风险和信任问题, 而且更为关键的是源自网上交易系统与网上信息交换过程而导致的风险和信任问题。并在此基础上对研究所涉及的各变量之间的因果关系做出一个基本判断。
一、结构方程模型
结构方程模型假定一组潜在变量之间存在因果关系。潜在变量可以分别用一组显变量表示, 是某几个显变量中的线性组合。通过验证显变量之间的协方差, 可以估计出线性回归模型的系数, 从而在统计上检验所假设的模型对所研究的过程是否合适, 如果证实所假设的模型合适, 就可以说潜在变量之间的关系是合理的。
结构方程, 方程中为潜在外生变量 (潜在自变量) 矩阵, 为潜在内生变量 (潜在因变量矩阵) 矩阵, 表示结构模型中潜在自变量矩阵对潜在因变量矩阵的影响;为结构系数矩阵, 它表示结构模型中潜在因变量矩阵的构成因素之间的互相影响, 结构方程的残差矩阵。
二、模型设定及变量选择
本模型共包括六个潜在变量:网购形象、质量期望、质量感知、感知价值、顾客满意、顾客忠诚。其中, 前四个要素是前提变量, 后两个要素是结果变量。前提变量决定并影响结果变量。
三、具体分析及结果
(一) 结构方程模型建模
利用Amos软件进行操作, 得到系数的估计结果图如表2所示。
在表2中, CR值是一个Z统计量, 使用参数估计值与其标准差之比构成。Amos同时给出了CR的统计检验相伴概率p, 使用者可以根据p值进行路径系数的统计显著性检验。
(二) 模型的估计拟合与修正
模型拟合指数是考察理论结构模型对数据拟合程度的统计指标。不同类别的模型拟合指数可以从模型复杂性、样本大小、相对性与绝对性等方面对理论模型进行度量。
从模型运行结果中可以看出, 模型的拟合程度并不好,
因此需要对模型进行修正。在模型修正中, 根据经验将感知价值、品清晰度及服务态度变量去掉, 因为从实际考虑, 它们对购买意愿的影响性很小。得到拟合指数计算结果如表3所示。
从表3看出, 卡方值并没有显著减小, 相关的残差路径出现问题, 进一步对模型进行修正。
从表4可以看出, 网购形象对感知价值的影响总效应最大, 对顾客忠诚度也有很大的影响;而感知价值的大小直接影响顾客的满意度, 进而影响顾客的购买意愿。还可以看出, 顾客期望对质量感知的影响不是很大, 即顾客对网购商品的期望值与网购商品的质量感知相关性不大。
四、研究结论及启示
通过构建评价模型, 本文得到以下结论并提出如下建议:网上购物风险感知 (价格感知) 和消费者网上购买意愿成负相关, 消费者网上风险感知越小, 网上购买意愿就越大, 负相关关系十分显著。它表明, 网上购物风险感知对消费者网上购买意愿的影响最大;同时也表明, 风险感知问题是影响电子商务发展的一个主要因素。
网上产品或服务的质量、网上购物快速和安全的方式, 是消费者风险感知关注的焦点。但由于互联网在我国的发展较晚, 加之我国的网上购物发展还不完善, 网络 (下转90页) (上接87页) 品牌度不明显, 消费者对网上的企业没有足够的信心。此外, 我国的大多数网上零售商管理系统还不完善, 这也是造成当前网上购物人数的增加与网民的快速增长差距明显的最主要原因。
因此, 为了促进网上购物市场的健康、快速发展, 一方面, 国家要规范网上购物的相关法律法规, 增强消费者网上购物的自信心;另一方面, 建立网上购物的信用体系和安全系统, 确保消费者的利益, 保障消费者私人信息的安全, 提高服务效率, 减少消费者网上购物感知风险, 增强其网上购买意愿。研究表明, 网络的普及与消费者的网上购物意愿成正相关关系, 也就是说, 消费者在互联网上花费的时间越长, 使用互联网越频繁, 消费者的网上购买意愿就越强烈。因此, 网络零售商应该将使用互联网的消费者作为主要目标市场, 通过宣传和增加产品服务含金量的方式吸引更多的潜在消费者, 提高顾客忠诚度和满意度。由于网上购物存在的不确定因素较多, 加之受传统购物习惯的影响, 消费者总是觉得网上购物的风险较大, 这种感知风险的增大导致了网络的普及程度对网上购物感知风险的作用不明显。而且, 和传统的购物一致, 网络商品品牌效应也与消费者网上购买意愿成正相关关系, 因此, 网上零售企业家要不断提高产品的品牌形象, 增加产品含金量和信誉度, 吸引更多的买家, 增强消费者的购买欲望。
参考文献
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SEM结构方程模型 篇8
1 对象与方法
1.1 对象
采用整群抽样的方法,抽取某市区924名中小学教师做为研究对象,平均年龄(33.62±6.00)岁(表1)。
1.2 方法
教师职业紧张情况采用由美国科学家Osipow等研制建立的职业紧张量表修订版(OSI-R)进行问卷调查,此版本已经过了7次修改,是目前较为成熟的测定职业紧张的工具之一,经多次研究证明有良好的信度和效度[8,9,10]。
生存质量情况采用健康调查简表(SF-36)进行问卷调查。研究表明,SF-36量表是一个具有较好的信度、效度和灵敏度的生存质量调查量表[11,12,13]。
1.3 统计分析
结构方程模型可分为测量方程和结构方程2部分。测量方程描述潜变量与显变量(观察变量)之间的关系,结构方程描述潜变量之间的关系[7]。
根据侯杰泰等所推荐的结构方程模型拟合指数准则,即非范拟合指数NNFI(TLI)和比较拟合指数(CFI)大于0.90,近似误差均方根(RMSEA)小于0.08;以及HU和Bentler指数新准则,即TLI、渐增拟合指数(IFI)、CFI大于0.95,标准化残差均方根(SRMR)小于0.08,RMSEA小于0.6[14],评价模型拟合效果,以确定最终模型,分析职业紧张对中小学教师生存质量的综合作用效应。
1.4 质量控制
本次调查对调查员进行集中培训,统一进入现场进行问卷调查,现场核实问卷质量。建立EpiData数据库,设专人负责问卷录入,录入完成后抽取数据库10%问卷进行复核,以确保问卷质量。最后应用SPSS 14.0和AMOS 6.0结构方程模型分析软件进行统计分析。
2 结果
2.1 模型的建立和拟合优度检验
本次研究以职业任务和应对资源分量表各子项为外源性潜变量,以个体紧张反应为中介变量,以生理健康和心理健康为内生潜变量构建初始模型,依据模型修正原则并结合现有理论对初始模型进行修正[15],得到最终模型的卡方(χ2)=7696.7800,自由度(df)=4440,TLI=0.9049,CFI=0.9112,IFI=0.9119,SRMR=0.0531,RMSEA=0.0282。根据侯杰泰等模型拟合的观点:只要根据多个准则,模型是好的拟合,就可以从某些角度认为模型可以接受(其他指数不要离界值太远)[14]。因此可以认为本模型拟合程度较好,是可供参考的模型。
2.2 职业紧张对生存质量的标准化估计值
由表2可见,对中小学教师生理健康有直接影响的因素包括任务过重和自我保健,以自我保健作用效果最大,是生理健康的保护性因素;教师心理健康的直接影响因素包括任务不适、休闲和社会支持,以社会支持作用效果最大,是心理健康的保护性因素;生理健康和心理健康之间也有相互作用,心理健康对生理健康的作用效应较大。
2.3 职业紧张对生存质量的作用效应
表3显示,除任务模糊外,职业紧张各项目对生理健康和心理健康均有作用效应,其中既有直接作用也有间接作用的包括:任务过重和自我保健对生理健康;任务不适、休闲和社会支持对心理健康;其余各项目对生存质量的作用均表现为间接效应。生理健康和心理健康相互之间也有不同程度间接作用效应。
3 讨论
在职业紧张和生存质量研究中,反映职业紧张和生存质量状况的指标大多不能够直接测量,传统分析方法直接将显变量得分累加代表不能够测量的潜变量,不但存在测量误差,而且无法测量潜变量之间的作用。本次研究中,职业任务和应对资源对个体紧张反应、生理健康和心理健康均有作用,同时个体紧张反应对生理健康和心理健康也有影响,个体紧张反应是作为中介变量而存在的;职业任务和应对资源等自变量之间的作用、对心理健康和生理健康等因变量的作用以及因变量之间的相互作用都是相互关联和同时进行的。因此分析职业紧张对生存质量影响的问题应该同时分析自变量对自变量、自变量对因变量以及因变量对因变量的作用,并且考虑到中介变量的存在。传统分析方法在分析这类问题上有明显的局限性,而结构方程模型则有突出优势[5]。
本次研究结果显示,任务不适、任务界限、责任、工作环境、休闲、社会支持和理性处事对生理健康的间接作用效应大于直接作用效应,说明分析上述指标对生理健康的影响时应考虑中介变量(个体紧张反应)的作用。教师生理健康的危险因素以任务过重和任务界限作用效应最强,保护性因素中以自我保健和社会支持作用效应最强。任务过重、任务不适、任务界限、责任、工作环境、自我保健和理性处事对心理健康的间接作用效应大于直接作用效应,说明分析上述指标对生理健康的影响时应考虑中介变量(个体紧张反应)的作用。心理健康的危险因素以任务不适和任务界限作用效应最强,保护性因素中以社会支持和休闲作用效果最强。
任务界限是指在工作中任务需求或职责的冲突,当代教师肩负着多重社会角色,这种职业角色的多重性使教师在任务界限方面表现强烈。本次研究显示任务界限无论是在对个体紧张反应还是对生理健康和心理健康的作用上均处于较高水平,表明任务界限是职业紧张中影响教师生存质量重要因素;社会支持是指从周围环境中得到的支持和帮助,诸如来自家庭、朋友、同事、领导、学生家长等方面的支持,良好的社会支持能够缓解教师职业紧张,尤其是来自学校领导方面的支持。本次研究显示社会支持对个体紧张反应、生理健康和心理健康均有较强的保护作用,是职业紧张中教师生存质量的主要保护性因素。
SEM结构方程模型 篇9
在体育教学中通常需要研究一些理论概念或技术特性,如在学习篮球投篮技术中,学生的元认知水平是影响投篮技术的关键因素,若我们要检验学习态度、学习动机等对学生元认知水平的影响,这些变量不能直接测量,该怎样操作。要检验这些变量对学生元认知水平的影响情况,常用的是采用问卷调查法,对这些变量进行考察,然后采用相关法求得这些变量与元认知水平,最终影响投篮技术之间的关系。但是这种方法不能作因果推论,另外也很少考虑测量误差,使得结果有些偏差。而在20世纪70年代中期,瑞典统计学家、心理测量学家Kral.G.Joreskog提出的结构方程模型(SEM), 可以研究这些各个相关变量之间的关系,获得有效的信息[1]。通过这种方法的分析,可有效地辅助体育教师更好地完成体育教学。
1 结构方程模型的分析步骤
1 . 1结构方程模型的基本概念
在结构方程模型中通常涉及到几个变量概念,根据是否直接测量可分为观测变量和潜变量;从相互关系来说可分为内源变量和外源变量。观测变量指操作中可以观察度量的变量,潜变量是指无法直接观测;外源变量即自变量,指引起其他变量变化且自身变化由假定系统外其他因素所决定的变量;内源变量即因变量,指受其它变量影响而变化的变量[2]。研究人员根据理论或前人的实证研究,提出一个关于各个变量关系的先验模型,然后在样本人群中获取数据,通过结构方程模型的不断验证来分析样本数据。如果各项样本指数符合常规指标,我们可以认为,研究所假定的理论模型近乎合理,并适用于教学中。
1 . 2结构方程建模的步骤
模型设定;模型识别;模型估计;模型评价;模型修正。
2 方程结构模型体育教学研究中的应用
教育学是实验研究的目的是探讨因变量与自变量之间的关系,然而在大多数情况下,变量太多,关系较为复杂,很难做出变量之间的因果关系判断。所以,许多学者在研究过程中割裂它们之间的关系,使它们处于简单化分析过程中,从而一定程度上影响了实验的有效性。现在越来越多的学者提倡定量与定性相结合。例如在体育教学中常常涉及学习动机、学习认知、身体素质等无法直接测量的学习个体差异变量,这些变量影响着日后体育学习的效率,通过方程结构模型将这些变量统统纳入一个模型中,来揭示这些变量之间或是与其它变量间的交互作用,通过对篮球投篮技术的研究来检验方程结构模型对体育教学的辅助作用。
2 . 1研究过程
2.1.1形成问卷
在长江大学体育学院随机选取30名学生对学习篮球投篮技术的学习变量与技术变量进行相关问题进行一个小样本访谈。
通过对这30名同学的深度访谈,探索学习投篮技术的学习变量(态度、学习动机、元认知)与技术变量(投篮动作、投篮命中率)之间的关系。对模型进行设定。假设在篮球投篮技术学习过程中,学习态度影响学习动机,学习动机进一步影响投篮技术的元认知水平;而对投篮技术的元认知程度影响着投篮动作和投篮命中率。这些变量之间的互为影响的关系见图1,则表示着研究假设中有待检测的模型图。
2.1.2研究分析
(1)教师的教形成教学方法与评价,在传授知识过程中,影响着学生知识技能的水平,从而影响学生投篮技术的掌握程度。(2)由于个体差异性,男女之间的投篮技术存在差异性,与此同时,个人经验又影响着个人的投篮技术;在篮球运动过程中,投篮技术影响着整个篮球比赛与队伍的进攻水平。(3)投篮技术的好坏在本质上受学生的元认知能力。然而学生的元认知受个人学习动机、学习兴趣以及个人的身体素质等的影响。
使用结构方程模型分析软件,对小样本施测的数据的投篮技术的学习变量与技术变量之间因子结构分析进行验证性因子分析
其中,A1、A2、A3………A10表示的是教师的教、学生的学习动机、学生的身体素质、学生的元认知水平对投篮技术影响的相关系数。从这些获得的相关系数和基本的逻辑关系推理可得到一些因果关系:哪个因子的相关系数最高,说明此因子对投篮技术的影响最大,依次类推,得到一系列相关的因果关系。
除此以外,还得进行检验模型的合理性,达到科学的水平。通常,CMIN即卡方值,是检验模型拟合效果的一个绝对拟合指数,也是计算其他拟合指数的基础指标。卡方值与自由度的比值(CMIN/ DF)消除了自由度的影响。RMSEA即近视方差均方根,也是一种绝对拟合指数。通常认为RMSEA值低于0.1表示模型拟合效果可以接受,低于0.08表示模型拟合较好,低于0.01表示模型拟合非常出色。CFI称为比较拟合指数,取值范围是{0,1}。CFI值大于0.9表示模型可以接受,大于0.95表示模型拟合较好[3]。
通过结构方程模型分析软件可以得出图2CMIN/DF或GFI或RMSEA的模型拟合指数。根据以上模型拟合优劣的标准可以判断,可以推断出上述变量因素对投篮技术的影响的拟合程度,拟合程度高的话,作为影响投篮技术的基本概念框架。
2.1.3评价
方程结构模型在应用时有其一定的局限性:(1)模型当中的变量是通过自身经验或是教科书所设置的相关变量,试图寻求变量间的因果关系,当然可以作一定程度的因果推论,但不能作严格客观的因果推测[4]。(2)拟合指数易受样本大小的影响,小样本易拟合,大样本难拟合。(3)潜变量的设定与解释具有一定的模糊性和随意性等等。
不过我们也应该看到,目前中国的教育研究正在由理论探析转向实验研究,教师也应该转变思维,构想一些实用的研究或是方法来辅助教学,提高教学质量。
3 结语
