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導(dǎo)語：在統(tǒng)計學(xué)變量的定義的撰寫旅程中，學(xué)習(xí)并吸收他人佳作的精髓是一條寶貴的路徑，好期刊匯集了九篇優(yōu)秀范文，愿這些內(nèi)容能夠啟發(fā)您的創(chuàng)作靈感，引領(lǐng)您探索更多的創(chuàng)作可能。
地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)是在礦山儲量計算工作中慢慢發(fā)展起來的，是上個世紀(jì)六七十年代法國統(tǒng)計學(xué)家馬特隆教授(G．Matheron)大量的理論研究基礎(chǔ)上形成的數(shù)學(xué)地質(zhì)學(xué)科的一個分支，他的專著《應(yīng)用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)》的問世標(biāo)志著地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)作為一門新興學(xué)科的誕生①。地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)是和采礦業(yè)發(fā)展同步興起的學(xué)科，它是以變差函數(shù)為主要工具，以區(qū)域化變量理論為基礎(chǔ)，研究在空間分布上既有結(jié)構(gòu)性又有隨機性(或有空間相關(guān)性和依賴性)的自然現(xiàn)象(包括地質(zhì)現(xiàn)象)的一門科學(xué)。
2地質(zhì)統(tǒng)計方法發(fā)展現(xiàn)狀
地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)作為一個年輕的邊緣學(xué)科，正處在蓬勃向前發(fā)展的階段，目前地質(zhì)統(tǒng)計方法的發(fā)展主要有以下幾個方面：
2．1兩大學(xué)派地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)發(fā)展至今，出現(xiàn)了兩個學(xué)派。
一個是以A．G儒爾奈耳(A．GJourna1)為首的“斯坦福地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)派(非參數(shù)地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)派)”。這一學(xué)派研究了不需要對數(shù)據(jù)的分布做假設(shè)的快速條件模擬、概率克立格法和指示克立格法等方法，并且研究了軟數(shù)據(jù)的使用問題。另一個學(xué)派以馬特隆教授為首，他們開展了以正態(tài)的假設(shè)為基礎(chǔ)的析取克立格法和條件模擬研究，把協(xié)同克立格法和主成分分析進行有效結(jié)合，形成簡單克立格法、析取克立格法、泛克立格法和普通克立格法等一系列的方法和理論，這些方法都要用實際的樣品數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，所以也稱“參數(shù)地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)”
2．2多學(xué)科的滲透形成新克立格法
目前，對于含有一些特異值，接近了高斯分布的具體數(shù)據(jù)，就要把穩(wěn)健統(tǒng)計學(xué)思想應(yīng)用到求變差函數(shù)當(dāng)中，繼而提出了穩(wěn)健克立格法；把多元區(qū)域化的變量引到克立格法中，運用兩個或兩個以上有相關(guān)性的變量對某一個變量估值，繼而產(chǎn)生了協(xié)同克立格法；把多元區(qū)域化的變量引到指示克立格法中，繼而得到了協(xié)同指示克立格法。
2．3多領(lǐng)域應(yīng)用地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)目前不斷擴展其應(yīng)用領(lǐng)域，深入到生活的各個方面。
3地質(zhì)統(tǒng)計方法在地質(zhì)工程中的重要作用
隨著市場飛速發(fā)展，統(tǒng)計方法運用在地質(zhì)工程是時代潮流發(fā)展的必然。以前我們在計算礦產(chǎn)資源的儲量時，常用不同級別儲量的工程密度，用稀密法得到相對誤差來論證礦產(chǎn)資源儲量的可靠程度，并將相對誤差值作為衡量礦產(chǎn)資源儲量精度的標(biāo)準(zhǔn)。然而，這種方法缺乏科學(xué)根據(jù)，被許多人置疑，地質(zhì)統(tǒng)計方法的出現(xiàn)很好地解決了這類問題。地質(zhì)統(tǒng)計工作是深化我國經(jīng)濟體制改革和加強經(jīng)濟發(fā)展的必然要求。地質(zhì)統(tǒng)計不但可以整體估計，還能對局部進行估計，對原有的數(shù)學(xué)方法和理論進行選擇創(chuàng)新，把更好地解決面臨的地質(zhì)問題作為目標(biāo)。地質(zhì)統(tǒng)計估計的克立格方差是一個很好的估計精度，其估計精度高較高。地質(zhì)統(tǒng)計的隨機模擬能很好的再現(xiàn)出地質(zhì)變量變化，從而為定量研究地質(zhì)體提供一個有利的基礎(chǔ)和可靠的保障。
4一維變差函數(shù)
可以假設(shè)空間中一點只在一維數(shù)軸X上變化，把區(qū)域化變量z作者簡介：常維(1990一)，男，江蘇泰興人，本科生，研究方向為統(tǒng)計學(xué)。(x)在X，x+／兩點處的數(shù)值的差的方差的一半定義成區(qū)域化變量z(x)在x方向上的變差函數(shù)，記為：‘P(x)=—1V(x)一Z(x+1)]=—1E[Z(x)一Z(x+／)】一{E[Z(x)卜E[Z(x+／)】}z公式中，‘P(x)表示變差函數(shù)；E表示期望值，V表示方差。變差函數(shù)的函數(shù)值僅依賴于x和Z兩個自變量。在本假設(shè)條件下，變差函數(shù)僅依賴于分割它們的距離z和方向，因而變差函數(shù)可定義成：變差函數(shù)是在任一方向，相距f的兩個區(qū)域化變量[z(x)和(x+／)的增量的方差的一半。變差函數(shù)是一個有關(guān)距離的函數(shù)，描述不同位置變量的相似性，‘p值越大，變量的相關(guān)性越差。通常情況下，‘p值隨著距離矢量Z的增大而增大，直到到達一定值時‘p達到極大值，之后保持不變。
5統(tǒng)計方法在地質(zhì)工程中的應(yīng)用
1977年地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)正式引入我國，經(jīng)過我國對地質(zhì)統(tǒng)計方法的努力學(xué)習(xí)，地質(zhì)統(tǒng)計方法在我國得到了飛快的發(fā)展，目前廣泛應(yīng)用于以下幾個方面：
5．1用于儲層的預(yù)測石油地質(zhì)學(xué)研究中的一個重要的難點和熱點，就是對儲層的參數(shù)進行一個有效的科學(xué)的預(yù)測。我國原先利用的是傳統(tǒng)數(shù)理統(tǒng)計的方法，這種方法是純數(shù)學(xué)的方法，沒有充分考慮到儲層參數(shù)間相關(guān)性和空間連續(xù)性的問題，也不附帶任何的地質(zhì)意義，因此，對儲層的參數(shù)預(yù)測有較大局限性。使用地質(zhì)統(tǒng)計方法就可以有效解決這一問題，它以區(qū)域化的變量理論作為基礎(chǔ)，對地質(zhì)參數(shù)的空間變化方向性和趨勢都有了充分的全面的考慮，再克里金方法的外推和插值的功能，算出了與地質(zhì)規(guī)律吻合的統(tǒng)計方法和模型，繼而表征儲層參數(shù)的規(guī)律變化，利用這規(guī)律，針對滲透率和孔隙度等參數(shù)的空間展布開展有效又合理的預(yù)測。
5．2用于不確定性描述油藏的復(fù)雜變化，很難通過動態(tài)或靜態(tài)的確定性模型來反映。只有運用地質(zhì)統(tǒng)計方法，用不確定性的描述，才能反映出真實的復(fù)雜油藏模型。地質(zhì)統(tǒng)計方法最大的一個優(yōu)點就是可以很方便地把不同的資料有效整合應(yīng)用，如生產(chǎn)、測井、地震、地質(zhì)等方面信息，這些對于油藏；隹確的描述是非常關(guān)鍵的。這種不確定性的描述可以給油藏工程師一個可選擇的參考，幫助他們?nèi)娣治?，制定一個合理的科學(xué)的開發(fā)方案。
5．3用于數(shù)據(jù)整合地質(zhì)統(tǒng)計方法通過隨機模擬方法和油藏數(shù)值模擬相結(jié)合，繼而預(yù)測出油藏動態(tài)的特征，為調(diào)整和制定開發(fā)決策和提高最終的采收率提供一個合理的依據(jù)。
1、相關(guān)系數(shù)越大，說明兩個變量之間的關(guān)系就越強。當(dāng)相關(guān)系數(shù)為1時，兩個變量其實就是一次函數(shù)關(guān)系。
2、相關(guān)系數(shù)介于0與1之間，用以反映變量之間相關(guān)關(guān)系密切程度的統(tǒng)計指標(biāo)。相關(guān)系數(shù)是按積差方法計算，同樣以兩變量與各自平均值的離差為基礎(chǔ)，通過兩個離差相乘來反映兩變量之間相關(guān)程度；著重研究線性的單相關(guān)系數(shù)。
3、相關(guān)系數(shù)是最早由統(tǒng)計學(xué)家卡爾·皮爾遜設(shè)計的統(tǒng)計指標(biāo)，是研究變量之間線性相關(guān)程度的量，一般用字母 r 表示。由于研究對象的不同，相關(guān)系數(shù)有多種定義方式，較為常用的是皮爾遜相關(guān)系數(shù)。
（來源：文章屋網(wǎng) ）
關(guān)鍵詞：總體；數(shù)理統(tǒng)計；經(jīng)濟統(tǒng)計
中圖分類號：C829.2 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）06-0-02
一、引言
作為2011年新成立的一級學(xué)科，如今的統(tǒng)計學(xué)巧妙地借助數(shù)據(jù)這根紐帶，將原先“藩鎮(zhèn)割據(jù)”的數(shù)理統(tǒng)計、經(jīng)濟統(tǒng)計和醫(yī)學(xué)統(tǒng)計等諸多學(xué)術(shù)領(lǐng)域融為一體，形成了多種分支協(xié)同發(fā)展，“大統(tǒng)計”格局初步形成的良好勢頭。然而，盡管不同的統(tǒng)計分支中采用的統(tǒng)計學(xué)方法論“殊途同歸”，少數(shù)細(xì)小的概念似乎仍舊“水火不容”。
例如，在諸多種類的統(tǒng)計調(diào)查中，抽樣調(diào)查以其經(jīng)濟性好、實用性強、適用面廣和準(zhǔn)確性高等特點獨占鰲頭，成為我國在1994年確立的新統(tǒng)計調(diào)查方法體系的主體。但直到今天，抽樣調(diào)查理論中最重要的概念之一——“總體”，依舊面臨著無法獲得統(tǒng)一定義的尷尬局面。該現(xiàn)狀的始作俑者是經(jīng)濟統(tǒng)計學(xué)和數(shù)理統(tǒng)計學(xué)之間“針鋒相對”的學(xué)術(shù)較量，而這種較量如若繼續(xù)進行下去，不僅將給今后的學(xué)習(xí)者帶來有增無減的困擾與疑惑，也與當(dāng)今統(tǒng)計學(xué)各分支“水融”之趨勢格格不入。
基于此，本文通過闡述“總體”在數(shù)理統(tǒng)計和經(jīng)濟統(tǒng)計中定義的差異，初步地梳理出兩大分支在研究方法和概念處理層面的內(nèi)在聯(lián)系與不同取向，最終針對這些分歧提出一種新的、兩全其美的定義方式，以期盡可能多地消除統(tǒng)計學(xué)學(xué)習(xí)者在這類問題上產(chǎn)生的疑惑，為統(tǒng)計學(xué)學(xué)科體系的完善出一份綿薄之力。
二、經(jīng)濟統(tǒng)計中的總體
美國辛辛那提大學(xué)教授戴維·安德森等在其舉世聞名的《商務(wù)與經(jīng)濟統(tǒng)計》（機械工業(yè)出版社，2012年11月原書第11版）中將總體定義為在一個特定研究中所有個體組成的集合，并用Norris電氣公司的例子加深了讀者對總體和樣本概念的理解——在這一案例中，總體被假定為用新燈絲生產(chǎn)的所有燈泡，這些燈泡的平均使用壽命是未知的。該公司從中抽取了200只燈泡進行實驗，而這200只燈泡便是與總體相對應(yīng)的樣本。有趣的是，作者在此將200只燈泡的使用壽命稱之為“樣本數(shù)據(jù)”，并從中計算出樣本平均數(shù)，借以推斷總體平均數(shù)。由此可見，在作者看來，“總體”并不是一群孤零零的數(shù)據(jù)，而是來源于生活、有實際意義，并包含著一系列需要用樣本數(shù)據(jù)去推斷的參數(shù)。
無獨有偶，國內(nèi)的經(jīng)濟統(tǒng)計教材對總體的定義方式也與《商務(wù)與經(jīng)濟統(tǒng)計》如出一轍。例如，袁衛(wèi)、龐皓、曾五一和賈俊平主編的《統(tǒng)計學(xué)》（高等教育出版社，2009年7月第三版）認(rèn)為，總體是人們研究的所有基本單位（通常是人、物體、交易或事件）。在這個定義之后，作者亦用電視機廠一例做出了說明：現(xiàn)假設(shè)人們要對某一月份該廠生產(chǎn)的電視機進行質(zhì)量檢查， 則該廠當(dāng)月生產(chǎn)的全部電視機就是總體， 該廠當(dāng)月生產(chǎn)的每臺電視機即是一個總體單位。這就表明，在作者看來，全部電視機的某項指標(biāo)（如使用壽命）僅僅是總體的一個數(shù)量特征，是總體的組成部分，是一個幫助人們認(rèn)識總體的量化的工具。
一言以蔽之，經(jīng)濟統(tǒng)計中的總體包含一個或一個以上的數(shù)字特征，然而又不局限于數(shù)字本身，它在現(xiàn)實生活中有著具體而形象的存在，常常是看得見、摸得著的。這種思維方式能契合“聯(lián)系實際、聯(lián)系生活、聯(lián)系經(jīng)濟運行”的宗旨，與經(jīng)濟統(tǒng)計學(xué)的基本理念遙相呼應(yīng)。
三、數(shù)理統(tǒng)計中的總體
與經(jīng)濟統(tǒng)計截然不同的是，數(shù)理統(tǒng)計更傾向于把“總體”抽象為數(shù)量標(biāo)志——也就是說，上文舉出的“全體新燈泡”在數(shù)理統(tǒng)計學(xué)家看來并不能稱之為總體，“全體新燈泡的使用壽命組成的集合”方可。數(shù)理統(tǒng)計的總體是抽象化的，而非具體化的。盛驟 、謝式千和潘承毅主編的《概率論與數(shù)理統(tǒng)計》（高等教育出版社，2008年6月第四版）在第六章將總體的獲得過程描述為對一個研究對象的某項數(shù)量指標(biāo)進行的實驗和觀察，而總體便是這些實驗所有可能的觀察值。在這本久負(fù)盛名的教材中，作者還舉出男生身高和某種燈泡使用壽命等例證，認(rèn)為在針對2000個大學(xué)一年級男生體檢中，2000個身高觀測值才是嚴(yán)格意義上的總體，2000個男生卻不是；當(dāng)人們研究全國范圍內(nèi)某型號燈泡的使用壽命時，不能將國內(nèi)所有的該型號燈泡作為總體（這與《商務(wù)與經(jīng)濟統(tǒng)計》的觀點出現(xiàn)了正面沖突），而應(yīng)該采用它們的使用壽命。
茆詩松、程依明和濮曉龍主編的《概率論與數(shù)理統(tǒng)計教程》（高等教育出版社，2011年第二版）對這種沖突做了一個說明。該書首先定義總體為“研究對象的全體”，而后指出：對于多數(shù)實際問題，總體中的個體是一些實在的人或物。巧合的是，該書與浙大版《概率論》都使用了大學(xué)生身高一例來說明總體這一概念，但相比后者，茆詩松版《概率論》更詳細(xì)地說明了在數(shù)理統(tǒng)計中，為什么總體只能取為大學(xué)生的身高：每個學(xué)生有許多特征，包括姓名、民族、身高、體重等。由于在這一問題中人們只對它們的身高感興趣，對其他特征暫不考慮，故人們把每個學(xué)生都擁有的數(shù)量指標(biāo)值（即身高）看成新的個體，這樣所有身高的全體就自然成為總體。
通過以上兩本主流教材的定義方式，我們不難發(fā)現(xiàn)，數(shù)理統(tǒng)計學(xué)的“總體”是拋開實際背景的“一堆數(shù)”，是一個給定但未知的分布。在這種定義下，“從總體中抽樣”和“從某分布中抽樣”其實是一件事情。結(jié)合數(shù)理統(tǒng)計學(xué)作為數(shù)學(xué)分支所發(fā)揚的量化、精準(zhǔn)化和高效化的治學(xué)風(fēng)格，產(chǎn)生此類定義也就不足為奇了。
四、一例不成熟的創(chuàng)新
即使是經(jīng)濟統(tǒng)計和數(shù)理統(tǒng)計屬于相同一級學(xué)科的今天，上述兩種定義方式依舊是各自為政，互不承認(rèn)。經(jīng)濟統(tǒng)計學(xué)家指責(zé)數(shù)理統(tǒng)計的定義方式撇下了研究對象的實際意義，而數(shù)理統(tǒng)計學(xué)家常將經(jīng)濟統(tǒng)計的總體定義看作是“易產(chǎn)生爭議的”、“不簡潔的”甚至“錯誤的”。然而，隨著“大統(tǒng)計”格局的初見雛形，經(jīng)濟統(tǒng)計和數(shù)理統(tǒng)計的相互滲透與影響不僅是大勢所趨，也關(guān)系著新的統(tǒng)計學(xué)知識體系的建立與完善。在此背景下，對“總體”這一概念定下一個兩全其美的、兼收并蓄的新定義，也就顯得尤為重要。
這一方向的嘗試并非前所未有，例如伍業(yè)鋒在《關(guān)于統(tǒng)計總體的界定、分類及其特征探討》一文中就提出，“總體”這一概念可分類為“具體總體”和“抽象總體”，其中具體總體是由現(xiàn)實中存在的具體物體所組成的總體，而抽象總體是由各個具體事物的概念抽象所組成的總體。
筆者認(rèn)為，這種定義的方法存在明顯的兩面性：一方面，它形象地揭示出經(jīng)濟統(tǒng)計和數(shù)理統(tǒng)計在總體定義這一問題上的直觀區(qū)別，并較為成功地將二者聯(lián)系起來；但與此同時，這種定義方法的漏洞也可謂十分明顯：一方面，“具體總體”是否一定得是現(xiàn)實中存在的具體物體？若果真如此，諸如對某地區(qū)閃電發(fā)生頻率進行的研究（閃電不是物體），又應(yīng)該把“具體總體”定義為何物呢？另一方面，對具體存在的事物進行抽象化的結(jié)果，可以是數(shù)，也可以是其他任何體現(xiàn)共同性和本質(zhì)性的名詞。假設(shè)我們要考察某地區(qū)紅富士蘋果的年產(chǎn)量，從哲學(xué)的角度來講，將“紅富士蘋果”轉(zhuǎn)換為“年產(chǎn)量”和“蘋果”均屬抽象，故作者對“抽象總體”的界定含混不清。
五、直接總體與間接總體
在此，筆者斗膽提出一對嶄新的概念——“直接總體”和“間接總體”，其中直接總體是指在一個特定研究中全部的研究對象所構(gòu)成的集合，它們共同包含一種或一種以上的數(shù)量指標(biāo)；而間接總體是指在一個特定研究中全部研究對象共同包含的某種數(shù)量指標(biāo)的取值所構(gòu)成的集合。
讀者不難發(fā)現(xiàn)，在這種定義方法中，“直接總體”呼應(yīng)著經(jīng)濟統(tǒng)計的定義法，而“間接總體”與數(shù)理統(tǒng)計的現(xiàn)有概念類似。但必須指出的是，這種定義方法相對傳統(tǒng)概念的改善也是不可小覷的，其優(yōu)勢有三：“直接”和“間接”兩個名詞在概念定義中運用相當(dāng)廣泛（如“直接引語”和“間接引語”、“直接成本”和“間接成本”），直白如話，通俗易懂，不會給學(xué)習(xí)者任何的陌生感或距離感。此為其一；“直接”二字意為不經(jīng)過中間事物，它生動地代表著原始的、未經(jīng)處理的研究對象。而“間接”二字則恰如其分地體現(xiàn)了從研究對象中篩去無關(guān)變量，保留數(shù)字特征這一道必備工序。二者相得益彰，相映成趣。此為其二；最為可貴的是，這種定義方法創(chuàng)造了一個嚴(yán)密的邏輯體系，即：間接總體來源于直接總體；間接總體是基于共有的數(shù)字特征對直接總體的高度抽象與濃縮；直接總體只有先轉(zhuǎn)化為間接總體方可進行統(tǒng)計調(diào)查、統(tǒng)計分析與統(tǒng)計推斷；來源于間接總體的統(tǒng)計結(jié)果服務(wù)于直接總體。此為其三。
回到電氣公司一例，按照筆者剛剛給出的定義，該調(diào)查中的直接總體應(yīng)為全部的新燈泡。而間接總體則為全部新燈泡的使用壽命所組成的集合。相對于“二選一”的傳統(tǒng)定義，新的界定方法很好地體現(xiàn)著經(jīng)濟統(tǒng)計與數(shù)理統(tǒng)計的融通與交匯。對于全部的新燈泡而言，由于它們是原始的、未經(jīng)處理的，所以對它們的界定可做到一步到位，直接高效。然而，我們在這項研究中只對燈泡的使用壽命感興趣，而無心關(guān)注它的形狀、亮度或是制造成本。因此，我們要對直接總體進行抽象與濃縮，只擷取一項數(shù)字特征，將無關(guān)變量統(tǒng)統(tǒng)篩去。完成這道工序后，由一系列使用壽命所構(gòu)成的間接總體也就產(chǎn)生了。這個額外的步驟無疑是值得的：間接獲得的總體以其精簡、高效的特點保障了一系列統(tǒng)計工作的順利進行。通過研究間接總體得出的結(jié)論，可以很好地服務(wù)于直接總體——也就是說，如果我們有充足的把握認(rèn)為這些燈泡的使用壽命小于240小時（十天十夜），那么它們無疑是失敗的新產(chǎn)品。
六、總結(jié)與展望
綜上，筆者所提出的新定義使原先相互割裂的兩個概念定義歸入同一套體系，將原先的“分庭抗禮”轉(zhuǎn)變?yōu)椤胺止ず献鳌?。與此同時，它所具有的簡潔明了，準(zhǔn)確精煉等特點，也使這一嘗試具備了成為統(tǒng)計理論主流的潛力。該套定義的提出，不僅給為這一爭論所困的學(xué)習(xí)者和研究者節(jié)約了寶貴的精力與時光，還體現(xiàn)著統(tǒng)計學(xué)“百川入海，分久必合”的大趨勢、大未來，在經(jīng)濟統(tǒng)計和數(shù)理統(tǒng)計之間架起了又一道友誼之橋。
有事物的地方就有數(shù)據(jù)，有數(shù)據(jù)的地方就有統(tǒng)計。今日之中國正昂首踏入嶄新的大數(shù)據(jù)時代，在國家經(jīng)濟發(fā)展和世界格局變化中，統(tǒng)計學(xué)所發(fā)揮的支撐作用正變得舉足輕重。我們需要大量的高精尖統(tǒng)計人才，而一套日臻完善的學(xué)科建設(shè)與知識體系，對于培養(yǎng)此類國家棟梁尤為重要?，F(xiàn)如今，經(jīng)濟統(tǒng)計和數(shù)理統(tǒng)計的融合為我國統(tǒng)計學(xué)專業(yè)的發(fā)展提供了前所未有的寶貴機會。在此歷史關(guān)頭，所有的統(tǒng)計人應(yīng)摒棄成見，張開懷抱，以更為包容與合作的姿態(tài)著力學(xué)科間的交流共進，去迎接“大統(tǒng)計”夢想的最終實現(xiàn)，使統(tǒng)計之光廣照天下。
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關(guān)鍵詞 克里格插值；SST；應(yīng)用檢驗
中圖分類號P208 文獻標(biāo)識碼A 文章編號 1674-6708（2010）33-0207-02
0 引言
衛(wèi)星遙感數(shù)據(jù)反演得到的海面溫度（SST）數(shù)據(jù)，往往因云覆蓋等原因造成某些區(qū)域缺少有效SST數(shù)據(jù)，即使經(jīng)過數(shù)據(jù)融合處理后，這種情況也不能完全杜絕，可能依然存在云邊緣等缺少數(shù)據(jù)或數(shù)據(jù)奇異的區(qū)域。
克里格插值也稱局部估計或空間局部插值，是空間統(tǒng)計學(xué)中地質(zhì)統(tǒng)計學(xué)的兩大主要內(nèi)容之一[1-4]。最早由南非礦山工程師克里格和統(tǒng)計學(xué)家西舍爾用于考察樣品空間位置與樣品的相關(guān)性[5]，是一種常用的空間預(yù)測方法，當(dāng)前在降雨量、GPS高程、溫度等物理量的空間研究中有廣泛應(yīng)用[6-8]。它建立在變異函數(shù)理論以及結(jié)構(gòu)分析的基礎(chǔ)上，在有限區(qū)域內(nèi)對變量進行無偏最優(yōu)估計，其實質(zhì)是利用了區(qū)域化變量的原始數(shù)據(jù)和變異函數(shù)的結(jié)構(gòu)特點，對未知的區(qū)域化變量進行線性無偏估計。與普通估計相比，其最大限度的利用了空間取樣所提供的所有信息。
為了消除融合SST數(shù)據(jù)中的奇異點，本文嘗試應(yīng)用克里格插值方法對SST數(shù)據(jù)中的奇異和空缺位置進行插值，對插值精度進行了檢驗。
1 普通克里格
克里格插值的主要方法有普通克里格、協(xié)同克里格、泛克里格、指示克里格和對數(shù)克里格等。本文對普通克里格法進行了檢驗。
克里格方法基于空間的觀測樣本Z（xi），估計特定位置處的考察變量ZV，得到其估計值ZV*。普通克里格方法要求分析結(jié)果是無偏的，也即，從而使估計方差盡可能小，基于上述原則來確定權(quán)重系數(shù)，得到分析變量的估計值：
簡單克里格對權(quán)重系數(shù)沒有限制，但是需要知道變量均值，普通克里格對權(quán)重系數(shù)限定為式（2），但是不需要知道變量均值，克里格空間預(yù)測方法基于空間中各點之間的相關(guān)性來進行，具體的圍繞變異函數(shù)γ展開?？臻g中相距h的兩點，其測量序列的相關(guān)性可以用協(xié)方差函數(shù)來表示。變異函數(shù)同樣基于相關(guān)性來進行定義，一維條件下的變異函數(shù)定義為：
普通克里格認(rèn)為測量序列是二階平穩(wěn)的，同時由于觀測樣本的有限性，對變異函數(shù)進行內(nèi)蘊假設(shè)，在上述假設(shè)下可以得出結(jié)論：
上述假設(shè)下得到的結(jié)論說明變異函數(shù)和協(xié)方差函數(shù)均與位置x無關(guān)，僅僅與距離向量h有關(guān)。
根據(jù)變異函數(shù)定義，由式5，h=0時，變異函數(shù)應(yīng)為0；但是由于取樣誤差、小尺度變化等原因，h很小的情況下變異函數(shù)依然有差異，此時的差異值稱為塊金值。當(dāng)γ（h）隨距離h的增大而增大并趨于平穩(wěn)時，稱為有基臺模型或可遷模型，此時變異函數(shù)趨近的值稱為基臺值，當(dāng)γ（h）并不趨于某特定值時，稱為無基臺模型。達到基臺值的樣本間距稱為變程，其反映了空間數(shù)據(jù)的自相關(guān)距離尺度。當(dāng)h>a時，除非變異函數(shù)具有周期性，否則樣本之間不具備相關(guān)性。因此變程也表示了空間插值的極限距離，只有在變程范圍內(nèi)進行插值才有意義。另外變程可能具有各向異性，在復(fù)雜多維問題中需要考慮。
獲取變量在區(qū)域中的變異函數(shù)是進行克里格插值的關(guān)鍵步驟之一。變異函數(shù)分為試驗變異函數(shù)和理論變異函數(shù)。試驗變異函數(shù)根據(jù)已有資料利用變異函數(shù)的計算公式推求而來，往往存在一定的離散性和趨勢性；理論變異函數(shù)是擬合試驗變異函數(shù)中的趨勢性得到可表達的連續(xù)性解析函數(shù)，常用的擬合函數(shù)有球狀函數(shù)、高斯函數(shù)、指數(shù)函數(shù)等。在滿足平穩(wěn)性假設(shè)前提下，數(shù)據(jù)量越大則試驗變異函數(shù)的趨勢性越明顯，否則試驗變異函數(shù)點分布散亂無規(guī)則，將直接影響到理論變異函數(shù)獲取的準(zhǔn)確性和可靠性。因此，可認(rèn)為當(dāng)試驗變異函數(shù)不具趨勢性時，理論變異函數(shù)不可信，即克里格方法的結(jié)果不可信。
常用的理論變異函數(shù)經(jīng)驗?zāi)Ｐ陀袎K金效應(yīng)模型、指數(shù)模型、高斯模型、球狀模型等，式（6）和式（7）分別為高斯模型和球狀模型的變異函數(shù)。
高斯模型：（6）
當(dāng)時，，因此高斯模型的有效變程為。時，稱為標(biāo)準(zhǔn)高斯模型。
球狀模型:（7）
具體到實際問題中，變異函數(shù)經(jīng)驗?zāi)Ｐ偷倪x擇往往需要結(jié)合實際，進行大量的比較之后來確定。根據(jù)已知的樣本數(shù)據(jù)確定了變異函數(shù)模型中的未知參數(shù)后，根據(jù)式（1），如果要確定估計值ZV*，需要求出權(quán)重系數(shù)?；谄胀死锔駥?quán)重系數(shù)限定（見式2），可以得到矩陣關(guān)系式[9]：
[K]稱為克里格矩陣，為對稱矩陣。當(dāng)[K]、[M]矩陣確定后，即可得到[λ]矩陣。而[K]、[M]矩陣的確定，需要實現(xiàn)選擇合適的變異函數(shù)模型。
2 方法檢驗
為了檢驗克里格插值是否可以用于SST數(shù)據(jù)空間插值，我們以NOAA的OISST融合數(shù)據(jù)作為原始數(shù)據(jù)，將數(shù)據(jù)塊中部分位置處的數(shù)據(jù)剔除，采用高斯模型進行普通克里格插值，將插值后的數(shù)據(jù)與原始數(shù)據(jù)進行比對。原始數(shù)據(jù)為時間范圍2010年1月至2010年6月上旬的162天數(shù)據(jù)；空間區(qū)域為15N~19.5N，120E-124.5E，數(shù)據(jù)網(wǎng)格點數(shù)為20×20；數(shù)據(jù)時間分辨率為一天，空間分辨率為0.25°×0.25°。剔除數(shù)據(jù)（待插值數(shù)據(jù)）的位置見圖1，分別位于四角，中心，以及集中在某一角。
圖1數(shù)據(jù)網(wǎng)格及待插值數(shù)據(jù)位置
定義誤差評估參量如下：
相對誤差：，平均相對誤差：，
最大相對誤差：，最小相對誤差：，
OISST和KSST分別為NOAA的融合SST數(shù)據(jù)值和插值的數(shù)據(jù)值，i、j、t分別為坐標(biāo)位置和時間。
檢驗結(jié)果如表1所示。
從檢驗結(jié)果來看，如果待插值位置處周圍存在充足的數(shù)據(jù)，可以保證插值后的精度；如果待插值位置周圍數(shù)據(jù)量不足或僅在某個方向有數(shù)據(jù)，會造成插值結(jié)果的不穩(wěn)定，這應(yīng)該是沒有足夠的數(shù)據(jù)提供相關(guān)信息造成的。即使周圍數(shù)據(jù)充足，也可能出現(xiàn)誤差較大的插值結(jié)果，這可以在后期的SST數(shù)據(jù)檢驗中通過梯度閾值進一步的平滑處理。
3 結(jié)論
從本文的檢驗結(jié)果來看，采用克里格插值進行小面積的SST數(shù)據(jù)空間插值是可行的，運算速度和精度均可以滿足需求?？死锔癫逯档木群艽蟪潭壬弦蕾囉谧儺惡瘮?shù)與實際的吻合程度，而由于海洋各區(qū)域存在不同的溫度變化趨勢，因此通過對實際溫度的分析，對不同區(qū)域選取不同的變異函數(shù)是提高插值精度的一個途徑。
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[關(guān)鍵詞] 針刺；紅外線；肩頸綜合征
[中圖分類號] R259.897 [文獻標(biāo)識碼] A [文章編號] 1673-7210（2013）07（c）-0017-04
頸肩綜合征是以頸椎關(guān)節(jié)失穩(wěn)、頸肩部及周圍肌肉、韌帶勞損、頸肩部疼痛不適、頸肩部活動受限等一系列臨床表現(xiàn)的癥候群[1]，是由于頸椎的急慢性損傷、退變（椎間盤突出、骨質(zhì)增生等）或頸、項部軟組織病損，卡壓頸脊神經(jīng)，導(dǎo)致其所支配的頸項部及肩周活動障礙等情況的綜合征。此類患者主要以頸椎退行性改變?yōu)橹鳎?如頸椎骨質(zhì)增生， 椎間隙變窄， 椎間孔變小， 周圍軟組織充血水腫， 產(chǎn)生無菌性炎癥， 引起頸肩背部的肌肉痙攣， 肌群失去平衡[2]。頸肩綜合征是中、老年人的常見病及多發(fā)病，也是針灸科最為常見的病種之一。本課題組采用回顧性研究方法，對針刺結(jié)合紅外線照射治療頸肩綜合征患者的效果進行了分析評價，現(xiàn)報道如下：
1 資料與方法
1.1 一般資料
所有臨床信息均來自2010年3月～2012年12月在北京豐臺區(qū)興隆中醫(yī)醫(yī)院（以下簡稱“我院”）針灸科診治的頸肩綜合征患者病歷記錄。
1.1.1 納入標(biāo)準(zhǔn)
1.1.1.1 明確診斷為頸肩綜合征 診斷標(biāo)準(zhǔn)為：①有慢性勞損或外傷史、頸椎先天性畸形、頸椎退行性變、長期低頭工作者或習(xí)慣長時間看顯示屏者，往往呈慢性發(fā)病。②頸項、肩臂疼痛，頸項僵硬不適，疼痛向前臂放射，頸項活動時疼痛加劇。③可分別在胸鎖乳突肌乳突端、第7頸椎、第1胸椎棘突旁、斜方肌下方肩井穴處、肩脾骨內(nèi)緣等部位出現(xiàn)壓痛。④X線片檢查可有不同程度的頸椎增生、頸椎生理曲度異常改變，或頸椎無明顯異常變化[3]。
1.1.1.2 治療方法 至少符合如下兩種中的一種，①單純針刺組：針刺取穴，至少包含患側(cè)頸段夾脊穴、天柱、風(fēng)池、肩井、肩外俞、天宗、曲池、合谷、后溪穴位。操作方法按常規(guī)操作，施平補平瀉法，留針20 min以上。②針刺加紅外線照射組：針刺取穴同單純針刺組，并紅外線照射頸段夾脊穴、天柱、風(fēng)池、肩井30 min以上。
1.1.1.3 治療效果 達到“好轉(zhuǎn)”及“痊愈”標(biāo)準(zhǔn)，符合療效判斷標(biāo)準(zhǔn)“好轉(zhuǎn)”以上要求。痊愈：頸、肩腳及后背部疼痛等癥狀消失，頸部活動自如；好轉(zhuǎn)：頸、肩臂及后背部疼痛消失，可有肩背酸痛重感或頸部轉(zhuǎn)到近極限時頸背部有輕微疼痛，頸部活動不受限；無效：頸、肩臂及后背部疼痛，頸部活動受限等癥狀無明顯改善[4]。
1.1.2 排除標(biāo)準(zhǔn)
①伴隨其他影響療效判斷的疾病，如中風(fēng)（中臟腑）患者等；②除上述治療方法外，還應(yīng)用其他治療方法的患者，如口服止痛藥物者等。
1.2 患者信息采集
內(nèi)容包括年齡、性別、從治療到“好轉(zhuǎn)”的間隔時間。
1.3 統(tǒng)計學(xué)方法
所有數(shù)據(jù)錄入Excel表，經(jīng)核對無誤后借助SAS 9.1.3統(tǒng)計分析軟件，應(yīng)用生存分析方法進行統(tǒng)計分析。分析變量“生存時間”的定義為：從治療到“好轉(zhuǎn)”的間隔時間。
1.3.1 對針刺組及針刺加紅外線照射組的人口學(xué)資料進行分析
提供性別比例、年齡的最小值、最大值、均數(shù)、標(biāo)準(zhǔn)差。為分析組間的均衡性，對性別比例應(yīng)用χ2檢驗進行統(tǒng)計分析；對于兩組年齡，按如下標(biāo)準(zhǔn)進行統(tǒng)計分析：①首先進行正態(tài)性及方差齊性分析，如果年齡不符合正態(tài)性，則對年齡取對數(shù)，再進行正態(tài)性檢驗；如果仍不符合正態(tài)性，則對年齡取秩，然后應(yīng)用秩和檢驗進行統(tǒng)計分析；②在兩組年齡或年齡的對數(shù)符合正態(tài)性的情況下，如果符合方差齊性，則應(yīng)用獨立樣本t檢驗進行統(tǒng)計分析；如果不符合方差齊性，則應(yīng)用獨立樣本t'檢驗進行統(tǒng)計分析。
1.3.2 采用Kaplan-Meier法進行單因素統(tǒng)計分析
以“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”為分析變量，對針刺組及針刺加紅外線照射組的“生存率”進行估算，并對生存曲線進行比較。提供生存曲線圖、四分位數(shù)生存時間及95%可信區(qū)間、均數(shù)及標(biāo)準(zhǔn)差。
1.3.3 應(yīng)用Cox比例風(fēng)險回歸模型進行多因素回歸分析
以“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”為因變量，以組別、年齡、性別為自變量，采取逐步回歸法進行回歸分析，探索多因素條件下對“生存率”有影響的相關(guān)變量。由于Cox比例風(fēng)險回歸模型要求連續(xù)自變量必須符合正態(tài)性，因此，在回歸分析之前，首先對年齡進行正態(tài)性檢驗，如果不符合正態(tài)性，則對年齡取對數(shù)，再進行正態(tài)性檢驗；如果仍不符合正態(tài)性，則對年齡取秩，然后利用“秩”進行趨勢分析。分析結(jié)果提供參數(shù)估計、標(biāo)準(zhǔn)誤、χ2值、風(fēng)險比及風(fēng)險比的95%可信區(qū)間。
1.3.4 Cox比例風(fēng)險回歸過程中的取值定義
性別：女=0，男=1；組別：針刺加紅外線照射組=0，單純針刺組=1；年齡經(jīng)正態(tài)性檢驗后，按連續(xù)計量數(shù)據(jù)或“秩”引入模型。
2 結(jié)果
2.1 兩組一般資料情況
共有174例患者符合本研究納入標(biāo)準(zhǔn)并不符合排除標(biāo)準(zhǔn)，兩組性別、年齡分布比較見表1。
表1顯示，兩組性別比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P > 0.05）；兩組年齡比較，差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P > 0.05）。上述結(jié)果表明，兩組在性別、年齡兩個協(xié)變量上的基線是均衡的。
2.2 兩組生存情況分析
由圖1可以看出，兩組生存曲線無重疊交叉，可以進行生存曲線比較。表2結(jié)果顯示，針刺加紅外線照射組的生存時間均數(shù)、中位生存時間（50%生存時間）均較單純針刺組短，生存曲線的Log-Rank檢驗、Wilcoxon檢驗及-2Log（LR）檢驗均顯示差異有高度統(tǒng)計學(xué)意義（P < 0.01），提示兩組生存曲線顯著不同，針刺加紅外線照射組的“生存率”小于單純針刺組。由于本研究中，“生存率”反應(yīng)的是“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”，因此，可以認(rèn)為，針刺加紅外線照射組達到“好轉(zhuǎn)”的時間明顯短于單純針刺組，即針刺加紅外線照射組對頸肩綜合征的治療效果優(yōu)于單純針刺組。
2.3 Cox比例風(fēng)險回歸模型統(tǒng)計分析結(jié)果
根據(jù)本研究的設(shè)計要求，在Cox比例風(fēng)險回歸模型統(tǒng)計分析過程中，針刺加紅外線照射組取0，單純針刺組取1，年齡經(jīng)正態(tài)性檢驗后，按連續(xù)計量數(shù)據(jù)引入模型。本研究中，經(jīng)對年齡進行正態(tài)性檢驗，該變量符合正態(tài)性（P > 0.05），直接將原始連續(xù)變量引入模型。
Cox比例風(fēng)險回歸模型統(tǒng)計分析結(jié)果顯示，年齡和組別差異有統(tǒng)計學(xué)意義（P < 0.05），性別差異無統(tǒng)計學(xué)意義（P > 0.05），提示年齡和組別對治療效果有顯著影響，而性別無顯著影響。結(jié)果中，年齡和組別的參數(shù)估計均為負(fù)值，提示年齡、組別與“生存風(fēng)險”呈負(fù)相關(guān)，即年齡、組別的數(shù)值越大，“生存風(fēng)險”越小。在Cox比例風(fēng)險回歸中，“生存風(fēng)險”與“生存時間”呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即“生存風(fēng)險”越小，“生存時間”越長。因此，本研究結(jié)果提示，年齡、組別與“生存時間”呈正相關(guān)關(guān)系。見表3。
由于本研究對“生存時間”的定義為“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”，上述結(jié)果可以解釋為兩個結(jié)論：①年齡越大，“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”越長，年齡越小，則“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”越短，提示年輕的患者更容易獲得“好轉(zhuǎn)”的效果；②由于在Cox比例風(fēng)險回歸模型統(tǒng)計分析過程中，本研究將針刺加紅外線照射組定義為0，單純針刺組定義為1，組別與“生存時間”呈正相關(guān)可以理解為，隨著組別數(shù)值的增高，“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”將更長，即單純針刺組“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”較針刺加紅外線照射組更長，提示針刺加紅外線照射組更容易獲得好轉(zhuǎn)的結(jié)果。
3 討論
頸肩綜合征屬于中醫(yī)的“痹”證范疇，是由于風(fēng)、寒、濕、熱等邪氣閉阻經(jīng)絡(luò)，影響氣血運行，導(dǎo)致肢體筋骨、關(guān)節(jié)、肌肉等處發(fā)生疼痛、重著、酸楚、麻木等癥狀的一種疾病[5]?！端貑枴け哉摗分赋觯骸帮L(fēng)、寒、濕三氣雜至，合而為痹”?！额愖C治裁·痹證》：“諸痹……良由營衛(wèi)先虛，腠理不密，風(fēng)寒濕乘虛內(nèi)襲。正氣為邪阻，不能宣行，因而留滯，氣血凝澀，久而成痹”。因此，中醫(yī)學(xué)確立了袪邪通絡(luò)的根本治則。
頸肩綜合征是針灸科的常見病種，也是針灸治療的優(yōu)勢病種。多個文獻報導(dǎo)針灸或針灸配合其他療法治療頸肩綜合征取得了令人滿意的療效。主要的治療方法包括，①單純針刺法：王薇等[6]應(yīng)用頰針治療頸肩綜合征，獲得了總有效率93.3%的良好療效。張學(xué)梅等[7]通過比較運用溫通針法與常規(guī)針刺治療頸肩綜合征的療效差異，發(fā)現(xiàn)溫通針法治療頸肩綜合征療效優(yōu)于常規(guī)針刺治療。②針刺加傳統(tǒng)治療方法：李麗紅[8]運用手法和體針拔罐相結(jié)合治療頸肩綜合征，并以單純性體針拔罐組為對照，發(fā)現(xiàn)手法和體針拔罐相結(jié)合組的療效明顯優(yōu)于對照組。吳玉輝[9]針?biāo)幉⒂弥委燁i肩綜合征106 例，取得了顯效83例（78.3%），好轉(zhuǎn)21 例（19.8%），無效2 例（1.89%）的良好療效。徐樹立[1]應(yīng)用針刺、推拿、放風(fēng)箏治療頸肩綜合征124例，發(fā)現(xiàn)治療組具有療程短、見效快的顯明特點。王秀珍等[10]應(yīng)用針刺結(jié)合走罐法治療頸肩綜合征126例，總有效率達到100%。③針刺加現(xiàn)代物理療法治療方法：鄒娟芬[11]應(yīng)用短針淺刺配合TDP治療學(xué)生頸肩綜合征50 例，取得了良好的療效。艾宙[12]以電針配合溫和灸治療頸肩綜合征60例，并與頸肩部電腦中頻治療52例對照，觀察兩組臨床療效，發(fā)現(xiàn)1個療程后電針配合溫和灸治療組痊愈率為68.33%，對照組痊愈率為26.92%，兩組療效的差異有統(tǒng)計學(xué)意義。④其他：潘莉萍[13]基于針灸理論，應(yīng)用干擾電向量方法治療頸肩綜合征，總有效率達到74.4%。陳慶松等[14]應(yīng)用丹參聯(lián)合中頻電療法治療頸肩綜合征28 例，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，顯效16 例， 有效8 例， 無效4 例， 總有效率達86%。
《醫(yī)學(xué)入門》曰：“凡病藥之不及、針之不到，必灸之?！薄侗怡o新書》認(rèn)為：“痹病走注疼痛，或臀、腰、足、膝拘攣，兩手牽急，于病處灸五十壯。”提示針、灸聯(lián)合治療痹病將可能取得更佳的臨床療效。由于灸法會產(chǎn)生較多煙霧，對患者本人及其他同室患者的呼吸會造成一定程度的不利影響，不利于在針灸科公共場所廣泛地開展。因此，許多灸法內(nèi)容近年來已經(jīng)逐漸被紅外線照射所替代。
紅外線治療作用的基礎(chǔ)是溫?zé)嵝?yīng)，紅外線透入組織較深，穿透深度可達10 mm，能直接作用于皮膚的血管、淋巴管、神經(jīng)末梢及皮下組織，在紅外線照射下，組織溫度升高，毛細(xì)血管擴張，血流加快，代謝增強，血液循環(huán)改善，細(xì)胞的吞噬功能增加，消除腫脹，促進炎癥消散，降低神經(jīng)系統(tǒng)的興奮性，有鎮(zhèn)痛、解除橫紋肌和平滑肌痙攣以及促進神經(jīng)功能恢復(fù)等作用。在治療中應(yīng)用紅外線照射加針刺法，不僅可以發(fā)揮針刺的疏通經(jīng)絡(luò)、祛風(fēng)散寒、利濕止痛的作用，還充分發(fā)揮了紅外線照射的疏風(fēng)散寒、溫陽勝濕、宣痹止痛、消炎的作用，從而達到良好的療效。李成東等[15]應(yīng)用紅外溫針治療急性痛風(fēng)性關(guān)節(jié)發(fā)作126例，結(jié)果發(fā)現(xiàn)紅外溫針可安全有效治療急性痛風(fēng)性關(guān)節(jié)發(fā)作。李霞等[16]應(yīng)用針刺加遠紅外照射治療原發(fā)性痛經(jīng)46例，總有效率達到95.7%。筆者認(rèn)為針刺配合遠紅外照射可溫通胞脈，使寒邪得散，氣滯得行，補脾胃，益氣血，氣血充足，胞脈得養(yǎng)，則沖任自調(diào)。
我院針灸科應(yīng)用針刺配合紅外照射治療頸肩綜合征已有多年歷史，為闡明其療效，本研究以單純針刺組為對照，回顧性分析了針刺配合紅外照射對頸肩綜合征“好轉(zhuǎn)”時間的影響。為消除性別、年齡等混雜因素對分析結(jié)果的影響，將性別、年齡作為協(xié)變量引入Cox比例風(fēng)險模型之中，研究發(fā)現(xiàn)年輕患者較年老患者能夠明顯地縮短“好轉(zhuǎn)”時間，針刺結(jié)合紅外線照射方法較單純針刺法也能夠明顯地縮短“好轉(zhuǎn)”時間，提示年輕、針刺配合現(xiàn)代醫(yī)學(xué)的紅外線照射能夠顯著地提高頸肩綜合征的臨床療效，減輕患者痛苦。
由結(jié)果表3可以看出，組別的風(fēng)險比為0.003（95% CI為0.001～0.007），而年齡的風(fēng)險比為0.561（95% CI為 0.506～0.622）。在Cox比例風(fēng)險回歸分析中，風(fēng)險比是一個獨立的概念，其所代表的意義即是暴露組與非暴露組的風(fēng)險率之比，即流行病學(xué)中的相對危險度（RR）。本研究中，年齡的風(fēng)險比為0.561，提示年齡每增加1歲，“好轉(zhuǎn)”的可能性將減少到0.561倍，減少近44%；組別的風(fēng)險比為0.003，提示單純針刺組較針刺加紅外照射組“好轉(zhuǎn)”的可能性減少到0.003倍，減少99.7%，進一步說明年輕及針刺加紅外照射將極大地提高頸肩綜合征的臨床療效。
本研究成果的確立，將從社會效益和經(jīng)濟效益兩個角度為患者帶來福音：一方面，針刺加紅外照射將極大地減少“從治療到‘好轉(zhuǎn)’的間隔時間”，縮短患者療程，減輕患者病痛，從而為社會提供更多的健康勞動力，產(chǎn)生顯著的社會效益；另一方面，由于紅外照射價格便宜，再考慮患者治療過程中的交通費用及誤工時間，針刺結(jié)合紅外線照射方法將明顯地降低患者的醫(yī)療費用，提高經(jīng)濟效益。
本研究的主要不足之處在于，對“好轉(zhuǎn)”時間具有重要影響意義的“病程”因素因在研究過程中信息采集不完善而未引入模型之中。這主要由于多數(shù)病歷對“病程”的描述不精確，往往應(yīng)用模糊時間進行描述，從而無法進行科學(xué)的統(tǒng)計分析。
綜上所述，針刺加紅外線照射治療頸肩綜合征，相對于單純針刺組，能夠顯著地縮短“好轉(zhuǎn)”時間，減輕患者痛苦；另外，年齡也是影響療效的重要因素，Cox比例風(fēng)險回歸模型統(tǒng)計分析結(jié)果顯示，年齡越大，“好轉(zhuǎn)”時間越長。
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[關(guān)鍵詞] Ⅱ型糖尿??； 自我管理； 健康教育
[中圖分類號] R587.1[文獻標(biāo)識碼] A[文章編號] 1005-0515（2011）-11-002-01
[Abstract] ObjectiveThis paper surveys the self managing level of diabetic patients，explores concerning population sociology factors of self managing．Methods Questionnaire survey: to apply the Self Managing Behavior Scale for Diabetic Patients revised by Wang Jingxuan to estimate the self managing level of diabetic patients in our hospital．Results The self-managing level showed positive correlation with education background，income and disease course as well as health education involvement．The respondents with health education experiences had higher self-managing level score and there Was statistically significant difference between them．The respondents with health education experiences got higher score on diet control，foot care，exercise，blood glucose monitoring and hypoglycemia and hyperglycemia treatments．However, there was no statistically significant difference on medication compliance(P>0.05)．Conclusion The self managing level is determined by various factors and education background，family income，health education and diseases course were its independent influence factors．
[Key words] Type Ⅱ diabetes； Self managing； Health education
糖尿病是一種可防、可控、不可治愈的慢性、非傳染性、終生性疾病，而且從某種意義上說糖尿病也是一種生活方式疾病[1]，全面有效地控制糖尿病并非單純用藥就可以解決，需要借助飲食、運動、血糖監(jiān)測、藥物、健康教育等綜合性措施來控制[2]。如糖尿病患者自我管理能力強，血糖控制好，并發(fā)癥發(fā)生率低；自我管理能力弱，血糖控制差，并發(fā)癥發(fā)生率高[3-4]。本文調(diào)查評估了我院門診Ⅱ型糖尿病患者自我管理行為水平現(xiàn)狀，探索了影響患者自我管理行為水平的人口社會學(xué)因素。
1 對象與方法
1.1 研究對象 以我院門診就診的Ⅱ型糖尿病患者作為問卷調(diào)查對象。共收集問卷225份，其中有效問卷212份，有效合格率94.2％。
1.2 研究方法 本研究應(yīng)用王憬漩修訂的糖尿病患者自我管理行為水平量表對我院門診就診的Ⅱ型糖尿病患者進行問卷調(diào)查，采用定量研究和定性研究相結(jié)合的方法綜合分析。
1.3 測量工具 本研究采用量表收集患者信息，量表各部分內(nèi)容如下：1)一般情況調(diào)查表：包括姓名、年齡、性別、職業(yè)、文化程度、婚姻狀祝、居住狀況、經(jīng)濟收入、醫(yī)療保障、住院史、病程、并發(fā)癥、治療方式等。2)糖尿病患者自我管理行為量表：糖尿病患者自我管理行為量表采用由王憬漩修訂的版本，量表共包括26個條目(得分范圍為26-130分)，內(nèi)容涉及飲食控制、運動鍛煉、遵囑用藥、血糖監(jiān)測、足部護理、預(yù)防及處理高低血糖六個方面，采用Likert 5級評分，從1分到5分，分別代表完全沒有做到、很少做到、有時做到、經(jīng)常做到和完全做到。本文采用得分指標(biāo)法，得分指標(biāo)=(實際總得分/最高可能得分)×100％，并將得分指標(biāo)80％為良好，此量表編制者測其Cronbach's α為0.87，結(jié)構(gòu)效度為0.68。
1.4 資料收集 對所有研究對象采用統(tǒng)一的調(diào)查問卷和詢問方式，由本人對研究對象進行面對面詢問并指導(dǎo)填寫調(diào)查表。調(diào)查表原則上由病人獨立填寫完成，但對病情嚴(yán)重或文化程度低等原因無法完成自評者，由調(diào)查員逐條詢問，如實記錄。
1.5 統(tǒng)計分析 患者一般資料、自我管理水平采用頻數(shù)和百分?jǐn)?shù)、均數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)差進行描述；不同特征患者自我管理水平的比較采用單因素方差分析，有統(tǒng)計學(xué)意義的變量再進行多因素分析，以差異有統(tǒng)計學(xué)意義的多個變量為自變量，自我管理水平作為因變量進行l(wèi)ogistic回歸分析，從而篩選出對因變量影響較大的因素。
2 研究結(jié)果
2.1 自我管理行為水平 糖尿病患者自我管理行為各維度得分見表1，自我管理行為水平平均總得分85.80±12.39，平均得分指標(biāo)為66.01%。從各維度得分指標(biāo)來看，自我管理行為水平由高到低依次為：遵醫(yī)囑服藥、飲食控制、運動控制、血糖監(jiān)測、高低血糖控制、足部護理，其中得分指標(biāo)最高的是患者堅持用藥的自我管理，得分指標(biāo)為85.10%，平均得分12.77±5.23；得分最低的是患者足部的護理，得分指標(biāo)為53.64%，平均得分13.41±5.99。
表1自我管理行為各維度得分
注：得分指標(biāo)=(平均得分/最高可能得分)×100%。
按照量表設(shè)計者制定的得分評價標(biāo)準(zhǔn)[5]：＜60％定義為差，60％-80％為中等水平，＞80％為良好水平的得分評價標(biāo)準(zhǔn)，自我管理行為水平中等者人數(shù)最多，占52％(110人)，其次為自我管理水平差者，占29％(62人)，自我管理行為水平良好者人數(shù)最少，占19％(40人)。
2.2 自我管理行為水平影響因素 單因素方差分析，發(fā)現(xiàn)不同性別、民族患者之間的自我管理行為水平差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P＞0.05)，其余組別(年齡、文化程度、婚姻狀況、居住狀況、家庭收入、醫(yī)療保障、并發(fā)癥、住院史、工作狀態(tài)、健康教育、家族史)患者之間的自我管理行為水平差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P＜0.05)，以單因素方差分析有統(tǒng)計學(xué)差異的變量為自變量，進行l(wèi)ogistic回歸分析(結(jié)果見表2)，發(fā)現(xiàn)文化程度、經(jīng)濟收入、健康教育、病程是社區(qū)門診Ⅱ型糖尿病患者自我管理行為水平重要影響因素，結(jié)果顯示文化程度越高、經(jīng)濟收入越高、病程越長、參加健康教育次數(shù)越多的患者自我管理行為水平越高。
表2自我管理水平影響因素的logistic回歸分析結(jié)果
有健康教育經(jīng)歷者自我管理行為水平得分高于無健康教育經(jīng)歷者，兩者比較差異有統(tǒng)計學(xué)意義(P＜0.01)，受過健康教育者在飲食控制、足部護理、運動鍛煉、血糖監(jiān)測和高低血糖處理方面得分高于未接受過健康教育者，但兩者在遵囑服藥方面的得分差異無統(tǒng)計學(xué)意義(P＞0.05)，結(jié)果見表3。
表3健康教育與糖尿病患者自我管理行為得分的關(guān)系
備注：“*”組差異有統(tǒng)計學(xué)意義(α=0.05)，方差分析顯示，接受過和未接受過健康教育兩組患者在性別、年齡、病程、教育程度、是否在職方面均無顯著差異，兩組具有可比性。
3 結(jié)論 自我管理行為水平影響因素眾多，文化程度、經(jīng)濟收入、健康教育、病程是重要影響因素。有無健康教育經(jīng)歷影響自我管理行為水平飲食控制、足部護理、運動鍛煉、血糖監(jiān)測和高低血糖處理五個維度方面的得分，但不影響遵囑服藥維度的得分。年齡大于70歲、初中以下文化程度、每月經(jīng)濟收入低于1000元、無醫(yī)療保障、獨居、不幸婚姻患者的自我管理行為水平得分偏低，是糖尿病健康教育重點關(guān)注的人群。
健康教育是社區(qū)工作的重要內(nèi)容，在今后的工作中應(yīng)做到：完善社區(qū)糖尿病健康教育網(wǎng)絡(luò)，重視前期規(guī)劃和后期效果評價；創(chuàng)新健康教育形式，完善健康教育內(nèi)容；重視行為改變和自我管理技能的培養(yǎng)；加強重點人群和患者家屬的健康教育。
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【關(guān)鍵詞】 丁書文；房顫；用藥規(guī)律；計算機應(yīng)用；老中醫(yī)經(jīng)驗
丁書文教授（1941－），山東中醫(yī)藥大學(xué)博士生導(dǎo)師、主任醫(yī)師。丁師長期從事心血管疾病的臨床、教學(xué)和科研工作，經(jīng)驗豐富，見解獨到。為總結(jié)丁師治療房顫的用藥規(guī)律，筆者應(yīng)用中醫(yī)門診電子病歷［1］，收集其房顫醫(yī)案102份，其他疾病醫(yī)案998份，并通過SAS統(tǒng)計軟件編制了用藥頻率表，以房顫為因變量，以用藥頻率≥10%的34種中藥為自變量進行了Logistic回歸分析，現(xiàn)報告如下。
1 資料與方法
1.1 一般資料 丁書文教授1 100份醫(yī)案均來自山東中醫(yī)藥大學(xué)附屬醫(yī)院心血管門診。其中房顫醫(yī)案102份（單純房顫醫(yī)案36份，合并其他疾病的醫(yī)案66份），其他疾病醫(yī)案998份。房顫患者共57例，其中男41例，女16例；年齡48～81歲；就診次數(shù)1～8次。
1.2 方法 全部醫(yī)案均輸入中醫(yī)門診電子病歷；參照《中醫(yī)病證診斷療效標(biāo)準(zhǔn)》按顯效（癥狀緩解，心電圖恢復(fù)正常，隨訪半年未復(fù)發(fā)）、有效（癥狀緩解，心電圖接近正常，隨訪半年復(fù)發(fā)1~6次）、無效（癥狀與心電圖無改善甚或惡化，半年復(fù)發(fā)6次以上）三種療效判定標(biāo)準(zhǔn)對就診次數(shù)≥2次的房顫患者療效進行統(tǒng)計；應(yīng)用中醫(yī)門診電子病歷中的統(tǒng)計功能建立用藥頻率表（用藥頻率＝用藥次數(shù)/病歷數(shù)）；建立回歸數(shù)據(jù)表：定義電子病歷中的“西醫(yī)診斷”字段為列變量，用f表示，若該字段中含有“房顫”，通過語法判斷賦值為“1”，若否賦值為“0”，亦定義“中藥”為列變量，用各自的代碼表示，若已錄入某一數(shù)值，該數(shù)值不變，若未錄入賦值為“0”；新建一個文本文件；將回歸數(shù)據(jù)表復(fù)制到新建的文本文件中；通過SAS統(tǒng)計軟件的Import Data將文本文件導(dǎo)入到SAS數(shù)據(jù)庫中［2］。
1.3 統(tǒng)計學(xué)處理 應(yīng)用SAS統(tǒng)計軟件以房顫為因變量，以用藥頻率≥10%的34種中藥為自變量進行Logistic回歸分析。
2 結(jié)果
2.1 療效結(jié)果 就診次數(shù)≥2次的房顫患者共45例，顯效28例，有效13例，無效4例，總有效率為91.11%。
2.2 用藥頻率表 在102份醫(yī)案中，共用中藥94種。其中次數(shù)最多者為當(dāng)歸，共95次，頻率為93.14%；次數(shù)最少者為白薇等20種，僅用1次，頻率為0.98%，見表1。表1 用藥頻率表 （病歷數(shù)=102，品種數(shù)=94）
2.3 Logistic回歸分析結(jié)果 經(jīng)Likelihood Ratio、Score及Wald檢驗，P值均
3 討論
從療效結(jié)果可知，丁師治療房顫，總有效率為89.09%，療效非常顯著。從用藥頻率表可知，在102份醫(yī)案中，共用中藥94種，其中當(dāng)歸、黃芪、麥冬、五味子、丹參、黃連、青蒿等藥的應(yīng)用頻率較高，這表明丁師治療房顫時喜用上述中藥。據(jù)現(xiàn)代藥理研究，當(dāng)歸、丹參等活血藥具有抑制血小板聚集、抗凝和擴張冠狀動脈的作用；黃芪等補氣藥與活血藥合用具有改善心功能、降低心肌耗氧量、擴張冠狀動脈、改善微循環(huán)、抑制血小板聚集、增強機體耐缺氧能力等功能；麥冬等養(yǎng)陰藥具有明顯抑制體外血栓形成的作用，并能改善凝血及血液流變指標(biāo)等異常變化；黃連、青蒿等具有抗快速性心律失常作用［3，4］。根據(jù)丁師用藥實際，用藥頻率≥10%的34種中藥大致可分為13類：第1類包括黃芪、人參、炙甘草、麥冬、五味子、生地、熟地7種，其中黃芪補氣升陽、益衛(wèi)固表，人參大補元氣、生津止渴，炙甘草補脾益氣、潤肺止咳，麥冬潤肺養(yǎng)陰、益胃生津，五味子斂肺滋腎、生津斂汗，生地養(yǎng)陰生津，熟地養(yǎng)血滋陰，丁教授常將此類用于氣陰兩虛型房顫患者的治療；第2類包括當(dāng)歸、丹參、三七粉、元胡、川芎、野葛根6種，其中當(dāng)歸補血活血，丹參活血祛瘀，三七粉活血化瘀、定痛，元胡活血止痛，川芎活血行氣，野葛根活血祛瘀，丁師常將此類用于房顫兼有血瘀患者的治療；第3類包括茯苓、澤瀉、豬苓、白術(shù)4種，其中茯苓利水滲濕、健脾，澤瀉利水滲濕、泄熱，豬苓利水滲濕，白術(shù)補氣健脾、燥濕利水，丁師常將此類用于房顫兼有水濕患者的治療；第4類包括炒棗仁、紫石英、柏子仁3種，其中炒棗仁、柏子仁養(yǎng)心安神，紫石英鎮(zhèn)心安神，丁師常將此類用于房顫兼有失眠患者的治療；第5類包括黃連、黃芩、黃柏3種，均具有清熱燥濕、瀉火解毒之功，丁師常將此類用于房顫兼有熱毒患者的治療；第6類包括青蒿、苦參2種，均具有抗快速型心律失常作用，丁師常將此類用于快速型房顫患者的治療；第7類包括桂枝、白芍2種，其中桂枝解肌發(fā)表，白芍益陰斂營，丁教授常將此類用于房顫兼有營衛(wèi)不和患者的治療；第8類包括肉桂、仙靈脾2種，其中肉桂補火助陽，仙靈脾補腎壯陽，丁教授常將此類用于房顫兼有陽虛患者的治療；第9類僅包括鉤藤1種，鉤藤息風(fēng)止痙、清熱平肝，丁教授常將其用于房顫兼有陽亢患者的治療；第10類僅包括杏仁1種，杏仁止咳平喘，丁師常將其用于房顫伴有咳嗽患者的治療；第11類僅包括木香1種，木香行氣、調(diào)中、止痛，丁師常將其用于房顫伴有腹痛、腹脹或納差患者的治療；第12類僅包括冰片1種，冰片開竅止痛，丁師常將其用于房顫伴有胸悶或胸痛患者的治療；第13類僅包括甘草1種，用以調(diào)和藥性。
從Logistic回歸分析結(jié)果可知，用藥次數(shù)≥10%的34種中藥中，當(dāng)歸、三七粉、元胡、人參、炒棗仁、炙甘草、鉤藤和杏仁偏回歸系數(shù)的假設(shè)檢驗具有統(tǒng)計學(xué)意義（P
【參考文獻】
1 陳守強，張建民.中醫(yī)門診電子病歷的設(shè)計與應(yīng)用研究.山東中醫(yī)藥大學(xué)學(xué)報，2002，26（6）：428-429.
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關(guān)鍵詞：農(nóng)民工；工作價值觀；組織承諾；供給-期望匹配度
中圖分類號：C936
文獻標(biāo)識碼：A文章編號：1001-8409（2014）11-0090-04
The Empirical Study on Work Values and Organizational
Commitment among Migrant Workers
――The Moderating Effect of Suppliesvalues Fit
XIAO Jing1， 2， CHEN Weizhen
（1. School of Business， Sichuan University， Chengdu 610064；
2. School of Management， Xinjiang Agricultural University， Urumqi 830052）
Abstract：
Through the questionnaire survey， this paper empirically analyzes the relationship between work values and organizational commitment among 264 migrant workers who work in enterprises. In addition， the moderating effect of suppliesvalues fit is analyzed. Results show that there is positive effect of work values on organizational commitment among migrant workers. Furthermore， the relationship is stronger when suppliesvalues fit is high and the relationship is weaker when suppliesvalues fit is low.
Key words： migrant workers； work values； organizational commitment； suppliesvalues fit
霍娜和李超平對有關(guān)工作價值觀的研究進行總結(jié)后發(fā)現(xiàn)，目前有關(guān)工作價值觀與組織承諾之間關(guān)系的研究并不十分豐富[1]。學(xué)者們對以色列[2，3]、新加坡[4]、英國[5]、巴基斯坦[6]和美國[7]員工工作價值觀和組織承諾的關(guān)系進行了實證研究。對中國員工工作價值觀和組織承諾關(guān)系的實證研究目前則主要集中于醫(yī)護人員[8～10]、高校教師[11]和公司白領(lǐng)[12]，而對農(nóng)民工工作價值觀和組織承諾關(guān)系的實證研究卻很少。
時至今日，伴隨著我國工業(yè)化和城市化進程，根據(jù)國家統(tǒng)計局的統(tǒng)計，到2012年，我國農(nóng)民工數(shù)量已達到26261萬人[13]，農(nóng)民工從整體上已經(jīng)成為產(chǎn)業(yè)工人的半壁江山，在餐飲服務(wù)、制造和建筑等行業(yè)的農(nóng)民工已經(jīng)遠遠超過從業(yè)人員的半數(shù)[14]。但從企業(yè)管理的角度來看，農(nóng)民工的組織承諾普遍不高，流動性較強，如何提高農(nóng)民工的組織承諾，進而減少其離職率，一直是企業(yè)管理者，特別是以農(nóng)民工為員工主體的企業(yè)管理者們關(guān)注的重點。該研究從工作價值觀角度，分析農(nóng)民工的工作價值觀對其組織承諾會產(chǎn)生怎樣的影響？以及供給-期望匹配度是否在兩者間起著調(diào)節(jié)作用？
該研究與以往研究的不同點在于：（1）目前對農(nóng)民工進行研究的文獻很多，但現(xiàn)有文獻大多運用社會學(xué)和經(jīng)濟學(xué)理論對農(nóng)民工宏觀治理政策進行探討，卻很少從管理學(xué)的微觀視角對農(nóng)民工問題展開分析[15]。其實農(nóng)民工工作和生活在成千上萬的企業(yè)中，企業(yè)微觀層面的農(nóng)民工問題如能有效化解，則大部分農(nóng)民工問題就不會演化為宏觀的社會難題[14]。因此，該研究從企業(yè)管理的微觀視角，對農(nóng)民工群體工作價值觀和組織承諾之間的關(guān)系進行實證研究；（2）越來越多的研究已經(jīng)表明，積極的工作成果，如工作滿意和組織承諾等在一定程度上會受到員工個人特征和組織特征交互作用或匹配度的影響[16]。因此，該研究分析供給-期望匹配度在工作價值觀和組織承諾之間的調(diào)節(jié)作用。
1理論與假設(shè)
1.1工作價值觀
目前對工作價值觀存在多種定義，有些學(xué)者將其定義為人們對有關(guān)工作或工作環(huán)境方面的評價標(biāo)準(zhǔn)，通過這種標(biāo)準(zhǔn)，個體可以識別事物的正確性和重要性[17]。也有的學(xué)者將其定義為個體所賦予的各個工作方面的重要性[18]。在該研究中，工作價值觀是指人們通過工作想要獲得的各種產(chǎn)出或回報[19]，也就是個體對工作各個方面的期望。
1.2組織承諾
對于組織承諾也有多種定義，Mowday等將組織承諾定義為一種對組織目標(biāo)和價值觀的強烈信任和接受，一種為了組織而努力的意愿和一種保持組織成員身份的強烈渴望[20]。韓櫻等把組織承諾定義為員工對組織的一種態(tài)度， 可以解釋為什么員工愿意留在公司， 也是檢驗員工忠誠度的一種指標(biāo)[21]。在該研究中，組織承諾被定義為愿意繼續(xù)和組織保持雇傭關(guān)系的一種心理狀態(tài)[22]。
1.3工作價值觀與組織承諾的關(guān)系
學(xué)者們對國外員工工作價值觀和組織承諾的關(guān)系進行了實證研究。包括Kidron以及Elizur和Koslowsky對以色列員工[2，3]、Putti， Aryee和Liang對新加坡員工[4]、Oliver對英國員工[5]、Shah， Kaur和Haque對巴基斯坦員工[6]以及Butler和Vodanovich對美國員工[7]工作價值觀和組織承諾關(guān)系的實證研究。其研究結(jié)果總體表明，員工的工作價值觀對其組織承諾有顯著的正向影響。
學(xué)者們對國內(nèi)員工工作價值觀和組織承諾的關(guān)系也進行了實證研究。任建華和李繼平、施佳華以及孟潤堂等
對醫(yī)護人員工作價值觀和組織承諾之間的關(guān)系進行了實證研究[8～10]。此外，呂劍輝[11]對高校教師以及Froese和Xiao[12]對中國跨國公司白領(lǐng)工作價值觀和組織承諾之間的關(guān)系進行了實證研究。其結(jié)果也表明，工作價值觀會對組織承諾產(chǎn)生正向影響。
基于以上論述提出：
假設(shè)1：農(nóng)民工的工作價值觀對其組織承諾有顯著正向影響。
1.4供給-期望匹配度的調(diào)節(jié)作用
供給-期望匹配屬于個人-組織匹配的類型之一。在該研究中，供給-期望匹配度是指組織實際提供給個人的各種工作回報與個人對工作的各種期望之間的匹配程度。在該研究中，由于自變量為工作價值觀，其實質(zhì)就是個人對工作的各種期望，而供給-期望匹配度正好能準(zhǔn)確地反映組織提供給個人的各種工作回報與個人對工作的各種期望之間的匹配程度，且組織承諾作為一個重要的與工作相關(guān)的員工態(tài)度因素，必然受到人與組織匹配的影響[23]，因此，根據(jù)社會交換理論，供給-期望匹配度被作為工作價值觀和組織承諾之間的調(diào)節(jié)變量。
基于以上論述提出：
假設(shè)2：供給-期望匹配度在農(nóng)民工工作價值觀和組織承諾之間有調(diào)節(jié)作用，在供給-期望匹配度高的情況下，兩者的關(guān)系更強，在供給-期望匹配度低的情況下，兩者的關(guān)系更弱。
綜合以上兩個假設(shè)，該研究的理論模型如圖1所示。
2研究方法
本文采用委托施測的方式進行數(shù)據(jù)采集，由受托人進行集體或單獨施測。調(diào)查時間為2012年6月至12月。
2.1樣本
本文的調(diào)查對象只針對企業(yè)中的農(nóng)民工。農(nóng)民工是指戶籍身份還是農(nóng)民，有承包土地，但主要從事非農(nóng)產(chǎn)業(yè)，以工資為主要收入來源的人員[24]。被試人員來自四川、新疆兩地的8家企業(yè)，共發(fā)放調(diào)查問卷350份，收回有效問卷264份，有效率75%。具體的樣本人口統(tǒng)計學(xué)特征如表1所示。
2.2變量測量
工作價值觀：采用Meyer等[25]開發(fā)的量表測量工作價值觀，其中6個題項用來測量舒適和安全維度，如“工作時間和地點都很有規(guī)律”等；8個題項用來測量能力和成長維度，如“在工作中能不斷學(xué)到新的知識和技能”等；另外6個題項用來測量地位和獨立維度，如“能夠獨立工作”等。采用Likert5點記分法，從“很不重要”到“非常重要”分別記1～5分。在本次測量中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s Alpha）為0900。
工作回報：工作回報的測量題項與工作價值觀的測量題項相同，但要求被試回答所在企業(yè)真正為其提供了多少相關(guān)工作方面的回報。采用Likert5點記分法，從“很不符合現(xiàn)狀”到“非常符合現(xiàn)狀”分別記1～5分。在本次測量中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s Alpha）為0893。
供給-期望匹配度：對匹配度的測量可以采用直接測量或間接測量法，但由于直接測量會產(chǎn)生方法偏差和結(jié)果模糊等弊端[26]，本研究采取間接測量法。先分別測量工作價值觀和工作回報，然后將工作回報與工作價值觀的差值作為對供給-期望匹配度的衡量，其差值越大，說明其匹配度越高。
組織承諾：對于組織承諾的測量采用Meyer和Allen[22]提出的三維度測量法。其中5個題項用來測量情感承諾維度，如“企業(yè)的問題就是我的問題”等；另外5個題項用來測量規(guī)范承諾，如“我對主管和同事有責(zé)任感”等；還有4個題項用來測量連續(xù)承諾，如“現(xiàn)在跳槽我會損失很多”等。采用Likert5點記分法，從“完全不符”到“完全符合”分別記1～5分。在本次測量中，量表的內(nèi)部一致性系數(shù)（Cronbach’s Alpha）為0885。
3結(jié)果
3.1主要變量的相關(guān)分析
表2顯示了樣本中各個變量之間的相關(guān)系數(shù)。從表2中可以發(fā)現(xiàn)，供給-期望匹配度的均值為-062，說明農(nóng)民工總體的工作回報是小于工作期望的，這與農(nóng)民工的現(xiàn)實處境相一致。另外，工作價值觀、供給-期望匹配度和組織承諾之間都具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。這只反映一種影響的趨勢，而這種趨勢可能會受到人口統(tǒng)計學(xué)變量的影響。因此，通過層級回歸來控制人口學(xué)變量的影響，以檢驗工作價值觀與組織承諾的關(guān)系，并探討供給-期望匹配度在其中的調(diào)節(jié)作用。
3.2工作價值觀對組織承諾的直接作用
通過T檢驗和方差分析，在分別檢驗各項人口統(tǒng)計學(xué)變量對組織承諾的影響之后發(fā)現(xiàn)，在性別、年齡、婚姻狀況、教育水平、在現(xiàn)企業(yè)工作年限、所在行業(yè)和職位這7個人口統(tǒng)計學(xué)變量中，只有年齡和職位對組織承諾有顯著影響。因此，為了簡化起見，在回歸分析中，只放入了年齡和職位這兩個人口統(tǒng)計學(xué)變量。表3的回歸分析（第二步）發(fā)現(xiàn)，工作價值觀和組織承諾（β=0469，p
3.3供給-期望匹配度的調(diào)節(jié)作用
該研究用工作回報與工作價值觀之差來測量供給-期望匹配度，其差值越大說明匹配度越高，反之匹配度則低。為了分析在供給-期望匹配度高、低不同情況下工作價值觀和組織承諾間的關(guān)系，本研究取供給-匹配度得分排名前27%的樣本（n=71）作為高匹配度組，取匹配度得分排名后27%的樣本（n=71）作為低匹配度組[27]。將供給-期望匹配度作為分類變量來進行回歸，回歸分析（第三步）結(jié)果表明，在預(yù)測組織承諾時，供給-期望匹配度與工作價值觀之間存在顯著的交互作用（（β=0331，p
由圖2可以看出，在供給-期望匹配度高的情況下，工作價值觀對組織承諾的正向影響明顯增強，而在供給-期望匹配度低的情況下，其正向影響明顯減弱。因此，假設(shè)2得到驗證。
4結(jié)論及啟示
本文以264名企業(yè)農(nóng)民工為研究對象，實證分析了其工作價值觀對組織承諾的直接影響作用以及供給-期望匹配度在二者之間的調(diào)節(jié)作用。下面就研究結(jié)論及管理啟示進行討論。
4.1工作價值觀對組織承諾的直接作用
該研究以企業(yè)農(nóng)民工群體為研究對象，發(fā)現(xiàn)企業(yè)農(nóng)民工的工作價值觀對其組織承諾有顯著的正向影響作用。
如果農(nóng)民工對舒適和安全、能力和成長以及地位和獨立的期望或目標(biāo)較高，那么其組織承諾也會越高，這與以其他群體為研究對象的研究結(jié)論是一致的。因此，對以農(nóng)民工為主要員工構(gòu)成的企業(yè)來說，管理者應(yīng)該采取措施適當(dāng)提高農(nóng)民工對工作各方面的期望或目標(biāo)，要適當(dāng)鼓勵他們對工作有所追求，這種追求會對農(nóng)民工產(chǎn)生激勵作用，進而提高其組織承諾。
4.2供給-期望匹配度的調(diào)節(jié)作用
該研究考慮了供給-期望匹配度這個情境變量，研究結(jié)果表明，供給-期望匹配度在工作價值觀和組織承諾之間存在顯著的調(diào)節(jié)作用，在供給-期望匹配度高的情況下，工作價值觀對組織承諾的正向影響明顯增強，而在供給-期望匹配度低的情況下，工作價值觀對組織承諾的正向影響明顯減弱。當(dāng)農(nóng)民工的工作期望得不到滿足的情況下，盡管其工作價值觀水平很高，但組織承諾水平仍然會非常低下。這與近年來我國部分地區(qū)出現(xiàn)的民工荒現(xiàn)象非常一致，在其期望得不到滿足的情況下，他們就“用腳投票”。因此，對那些以農(nóng)民工群體為主要員工構(gòu)成的企業(yè)來說，更重要的是在農(nóng)民工對工作的要求和期望提高的同時，企業(yè)要相應(yīng)提高對農(nóng)民工的各項工作回報，只有這樣才能提高其供給-期望匹配度，農(nóng)民工的組織承諾也才能相應(yīng)提高。
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【摘 要】近年來，團隊異質(zhì)性對團隊績效影響的研究已受到越來越多的中外學(xué)者們的關(guān)注，論文對相關(guān)文獻進行了梳理，系統(tǒng)回顧了國內(nèi)外的相關(guān)研究成果，對團隊異質(zhì)性與團隊績效從直接影響、間接影響和調(diào)節(jié)效應(yīng)三個主要方面進行了總結(jié)，并指出了中外文獻研究中存在的不足之處以及未來的主要研究方向。
【關(guān)鍵詞】團隊異質(zhì)性；團隊沖突；團隊績效
1.團隊異質(zhì)性的相關(guān)研究
1.1 異質(zhì)性的概念
團隊異質(zhì)性，也稱團隊多元化或團隊成員構(gòu)成的多樣性，不同學(xué)者給出了不同的定義。Smolinski（1994）認(rèn)為異質(zhì)性是在同一個組織社會系統(tǒng)中，代表著團隊中不同特征的人。Cox （2001）將異質(zhì)性定義為在確定的就業(yè)或市場環(huán)境下，聚集在一起的人們在社會地位和文化背景上的差異。McGrath，Berdahl，Arrow（1995）則將團隊異質(zhì)性定義為團隊成員在人口統(tǒng)計變量上有所不同的一種特征。Blau（1997）定義異質(zhì)性為某一群體在人口統(tǒng)計屬性上的分散程度。
我國學(xué)者劉嘉等認(rèn)為團隊異質(zhì)性，或稱為團隊構(gòu)成的多樣性，是指團隊成員個人特征的分布情況，即團隊成員在性別、年齡、種族、專業(yè)知識、價值觀和人格等方面的特征是比較接近還是相差很大。張平（2007）在研究中認(rèn)為團隊的異質(zhì)性是指團隊成員間人口特征以及重要的認(rèn)知觀念、價值觀、經(jīng)驗的差異化。張鋼（2008）在研究中指出團隊異質(zhì)性是指團隊成員在個人特質(zhì)方面的差異及分布情況，而這潛在地導(dǎo)致成員間形成不同的看法。
綜上所述，異質(zhì)性包括兩個層面。第一個層面是指不易改變的差異，如：年齡、性別、種族等；第二個層面包括可以改變和控制的因素，如：教育背景、收入、工作經(jīng)歷及認(rèn)知觀念等。為此，在研究異質(zhì)性相關(guān)理論時通常將其劃分成不同的維度。
1.2 異質(zhì)性的分類
（1）異質(zhì)性的二元論
Jackson（1995），Tsui（1992）將團隊異質(zhì)性分為任務(wù)相關(guān)的異質(zhì)性和關(guān)系取向的異質(zhì)性。關(guān)系取向的異質(zhì)性包括人口統(tǒng)計學(xué)的變量，如年齡、性別和種族等方面的差異，它們主要影響人際關(guān)系的形成，但通常不直接對績效產(chǎn)生影響；任務(wù)取向的異質(zhì)性反映的是工作中所需要的知識、技能的概念能力相關(guān)的特質(zhì)，如工作年限、教育背景等。Milliken，Martins（1996）將異質(zhì)性分為表層特質(zhì)異質(zhì)性和深層特質(zhì)異質(zhì)性兩個大類。表層特質(zhì)包括種族、年齡、性別等，而深層特質(zhì)異質(zhì)性包括個性特征、態(tài)度和價值觀等方面的差異。Maznevski（1994）將團隊成員構(gòu)成的多樣性分成兩大構(gòu)面：一是相關(guān)角色的異質(zhì)性，包括職業(yè)背景、在組織中的職務(wù)、專業(yè)知識與技能以及家庭角色等；另一大類則是內(nèi)在固有特性的多元化，包括年齡、性別、國籍、文化價值、信息處理方式、人格特質(zhì)等。Maznevski進一步指出，相關(guān)角色多元化與內(nèi)在多元化之間通常是有相關(guān)性的。年齡、人格特質(zhì)及信息處理方式相似的人，通常會選擇類似的職業(yè)或在組織中向相似的職務(wù)發(fā)展。Pelled（1996）根據(jù)個人特征與團隊任務(wù)的相關(guān)性，將團隊構(gòu)成變量分為“低工作相關(guān)的特質(zhì)”和“高工作相關(guān)的特質(zhì)”，前者指與所要完成的團隊任務(wù)有較低相關(guān)的特征，如性別、年齡等，它更多的是與團隊的社會關(guān)系而非客觀的任務(wù)目標(biāo)相連；后者指與所要完成的任務(wù)有直接關(guān)系的特征，如教育水平、任職年限等，這些更多地反映了與任務(wù)相關(guān)的經(jīng)驗、觀點的差異。
在國內(nèi)的研究中，張鋼（2008）等將異質(zhì)性分為一般異質(zhì)性和專長異質(zhì)性。團隊成員在性別和年齡等人口統(tǒng)計學(xué)特征兩方面及工作年限上的差異一起歸類為一般異質(zhì)性；而專業(yè)背景、學(xué)歷和職業(yè)經(jīng)驗等能夠反映成員的知識儲備情況、觀點及思想傾向的差異歸類為專長異質(zhì)性，專長異質(zhì)性與工作直接相關(guān)。
（2）異質(zhì)性的三元論
Jehn等（1999）在研究異質(zhì)性與沖突對團隊績效影響的研究中，將團隊異質(zhì)性分為社會類別異質(zhì)性、信息異質(zhì)性和價值觀異質(zhì)性。信息異質(zhì)性指的是團隊成員的知識基礎(chǔ)與觀點，例如：教育背景、經(jīng)驗、專業(yè)知識等；社會屬性異質(zhì)性指人口統(tǒng)計學(xué)方面的特征，例如：種族、性別、民族等；價值觀異質(zhì)性指當(dāng)團隊成員在任務(wù)執(zhí)行過程中出現(xiàn)不同的觀點時，即產(chǎn)生了價值觀異質(zhì)性。
（3）異質(zhì)性的多元論
Morgan（1992）將團隊多樣性分為四類：人口統(tǒng)計特征的多樣性，如性別、年齡等；個性特征多樣性；認(rèn)知能力特征多樣性和領(lǐng)導(dǎo)經(jīng)驗特征多樣性。Jehn，Northcraft，Neale（1999）；McGrath，Arrow，Berdahl（2000）提出了多因素的異質(zhì)性分類。Mannix，Neale （2005）將眾多子分類考慮進來，并歸納為：社會類別異質(zhì)性、知識和技能異質(zhì)性、價值觀異質(zhì)性、個性特征異質(zhì)性、組織地位異質(zhì)性、社交和網(wǎng)絡(luò)關(guān)系異質(zhì)性等。張平認(rèn)為團隊異質(zhì)性包括多個維度，例如，年齡、團隊任期、教育水平和專業(yè)、職業(yè)經(jīng)驗、文化、性別、國籍等。
綜上所述，異質(zhì)性的內(nèi)容可以劃分為二維構(gòu)面、三維構(gòu)面和多維構(gòu)面。異質(zhì)性研究最初關(guān)注的是性別異質(zhì)性、年齡異質(zhì)性等的問題，而今學(xué)者們越來越關(guān)注諸如態(tài)度、價值觀等深層異質(zhì)性的研究。
2.異質(zhì)性對團隊績效影響的相關(guān)研究
多數(shù)學(xué)者基于由McGrath提出的“輸入-過程-產(chǎn)出（I-P-O）”模型來研究二者關(guān)系，然而不同學(xué)者的觀點和視角不同探討了異質(zhì)性對團隊績效影響，其中包括直接影響、通過中介變量的影響和調(diào)節(jié)變量的作用。
2.1 直接影響
在團隊成員異質(zhì)性與團隊績效的眾多研究中，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為異質(zhì)性如同一把“雙刃劍”，給團隊既帶來機遇，也帶來挑戰(zhàn)。
（1）正面作用
信息和決策理論認(rèn)為團隊構(gòu)成的差異會給團隊績效產(chǎn)生直接影響，從而提高團隊掌握的技能、能力、信息和知識。異質(zhì)性不僅可以為團隊提供資源儲備，還能夠使團隊成員在知識、技能以及能力上互補。Donnellon（1993）認(rèn)為異質(zhì)性團隊會比同質(zhì)性團隊提出更多的解決問題的方案，團隊成員擁有不同的個性和閱歷，因而能夠接觸到更多的組織環(huán)境和顧客群。Jackson，May，Whitney（1995）認(rèn)為團隊成員異質(zhì)性與團隊的創(chuàng)造性和決策有效性呈正相關(guān)。Milliken，Martins（1996）認(rèn)為團隊成員由于知識、能力、專業(yè)背景等的差異化，會產(chǎn)生更多不同的新穎觀點，從而提高團隊績效。Hambrick，Cho，Chen（1996）認(rèn)為團隊成員所擁有的認(rèn)知資源的多元化，能通過提高團隊的創(chuàng)新能力和決策質(zhì)量來對團隊績效產(chǎn)生積極作用。國內(nèi)學(xué)者劉惠琴通過對中國高校86個學(xué)科團隊660名教師進行問卷調(diào)查，最終得出團隊異質(zhì)性與團隊績效之間存在正相關(guān)關(guān)系。