居民意愿（精选9篇）
居民意愿 篇1
随着“单独二胎”政策的开放, 人们拥有了选择是否生育第二个孩子的选择权。笔者针对“单独二胎”政策的开放, 对80后、90后城乡青年的生育意愿有何影响。笔者对生育意愿的调查研究主要通过发放调查问卷、查阅数据资料相结合方式进行。通过非随机抽样和随机抽样相结合的调查方法, 调查对象在各个不同年龄段、不同性别、不同地区、不同职业和不同受教育水平等都有一定涉及的基础上进行随机抽样的抽样调查, 调查主体集中在80、90后的人员, 性别比例较为均衡。调查内容包括其生育意愿及影响因素等。发放了500份, 有效回收了350份。
一、城乡居民生育意愿现状
(一) 生育数量
理想子女数有随年代更替而下降的趋势, 城乡居民理想子女数的变化不同。无论是城市还是乡村, 居民的意愿生育子女数总体上都是有逐年下降的趋势。在乡村, 居民的主要意愿子女数为2~3人, 在城市则为1~2人。
1. 乡村居民生育意愿。
在调查研究中, 乡村居民意愿生育孩子数是2个的占一半以上, 有五分之一以上的居民是意愿生育1个, 还有极小部分有不生育的意愿, 这三部分合计起来, 生育2个孩子及以下的生育意愿是占绝大多数的, 因此, 在乡村, “孩子越多越好”的思想已经发生了转变。但也存在大约有五分之一的乡村居民还是意愿生育三个及以上子女。
2. 城市居民生育意愿。
城市居民的生育意愿也呈现出数量减少的趋势。大约三分之一左右的被调查群体是将生育两个孩子作为自己的生育意愿数量, 约五分之三的是生育一个孩子, 二十分之一左右的则没有生孩子的意愿, 只有不足百分之一的被调查群体将三个及以上子女作为自己的意愿生育数量。人们的生育意愿已经随着观念的转变、生活成本的提高而发生了改变。
(二) 性别偏好的改变
在中国乡村, 居民对于男孩的生育偏好已经有所减弱。“1男1女”的生育意愿成为了最为普遍的选择。在中国城市, 居民的男孩偏好要弱于中国农民, 甚至在部分城市出现对女孩的偏好。有数据显示, 当代城市青年在性别偏好方面, 选择“男女都一样”的占80.62%, 选择“男孩”的占7.53%, 选择“女孩”的占11.85%。在城市居民2孩意愿中, 有“1男1女”的儿女双全思想的人则占大多数。
二、影响生育意愿的因素
(一) 外出流动对生育意愿的影响
外出流动会降低女性对于意愿生育子女的数量。往往流动的育龄妇女的年龄越小、文化程度越高, 受传统思想的影响就会较小, 为了目前生活水平的保证和受集中精力培养好一个孩子的思想影响, 意愿生育的子女数会越少。
(二) 国家生育政策对生育意愿的影响
生育意愿一定程度上受生育政策限制的, 而且生育政策对中国生育水平的影响是比较大的。中国的计划生育政策对人口数量的控制效果是较为明显的, “单独二胎”政策对生育水平和生育意愿也会产生一定影响。
(三) 自身的就业、职业状况对生育意愿的影响
自身的就业、职业状况会直接决定着个人或家庭的经济收入来源和收入水平的高低, 也决定着生活质量和消费水平的高低, 会更进一步影响着生育孩子的成本和效益。为了维持好家庭的消费水平和当期的生活质量, 会对意愿生育孩子数量进行控制。
调查表明, 不同就业、职业类型下的理想子女数存在着显著差异。行政机关人员、教育工作者、个体工商户、商业人员更希望生育两个孩子, 各职业中希望生育两个孩子所占比例分别为57.1%、51.9%、56%、97%, 希望生育一个孩子的比例分别为40%、48.1%、36%、3%。而企业人员、服务业人员、交通运输人员、医护人员、自由职业者更倾向于一个孩子, 所占百分比分别为58.8%、60%、80%、53.8%、66.7%, 而希望生育两个孩子的比例为40%、39.4%、19.1%、45%、33%。可以看出, 除医护人员之外, 从职业来看, 生育意愿为1个孩子的比生育意愿为2个孩子的职业, 其收入水平和职业的稳定性相对稍差一些。在贫富差距较大的今天, 生育孩子所需要的成本已经成为一种巨大的压力, 生育意愿不仅仅是自己和家庭的真正意愿, 还要受收入水平等经济因素的影响。为避免过重的家庭经济负担, 尽量维持目前的生活水平, 意愿生育子女数为一个孩子的更为普遍。
(四) 配偶、双方父母的态度与意见对生育意愿的影响
调查表明, 城市80后独生子女的理想子女数与配偶、本人父母及配偶父母的态度与意见是显著相关的, 听从长辈意见、孝顺等传统思想在生育子女数量问题上有很大的影响, 生育子女的数量常常是配偶双方协商、与父母沟通之后达成一个共识。
(五) 孩子的教育与成长对生育意愿的影响
当今社会, 各个家庭将孩子的教育奉为头等大事, 为了让孩子享受最好的教育环境, 集中精力和金钱去更好的培养孩子, 生育一个子女的意愿数量比意愿生育两个子女的更为广泛和普遍。当然也有被调查者认为, 生育两个子女可以相互帮助, 不会让孩子感觉孤独, 因此, 更意愿生育两个孩子。由此可见, 孩子的教育与成长会对家庭生育意愿的选择产生重大影响。
三、结语
综上所述, 由于各种因素的影响, 城乡居民的生育意愿已经发生了很大变化, 随着“单独二胎”政策的逐渐开放, 一定程度上生育意愿会发生改变, 但不会变化特别明显, 因此无需担心会发生人口激增等状况, 对生育意愿改变的影响总体来说还是相对较小的。
摘要：从国家开放夫妻双方一人为独生子女, 即可生二胎 (如果前一胎为多胞胎, 则不适于此政策) 的政策后, 对于生育意愿是否会发生明显改变成为一个热议的话题。基于此, 通过对80后、90后群体的调查来研究城市与乡村居民的生育意愿, 研究影响生育意愿的因素及生育意愿在未来是否会有明显改变。
关键词：城乡居民,生育意愿,“单独二胎”政策
参考文献
[1]曾毅.试论二孩晚育政策软着陆的必要性与可行性[J].中国社会科学, 2006 (6) .
[2]陈友华.关于生育政策调整的若干问题[J].人口与发展, 2008 (9) .
[3]莫丽霞.当前中国乡村居民的生育意愿与性别偏好研究[J].人口研究, 2005 (2) .
[4]风笑天, 张青松.二十年城乡居民生育意愿变迁研究[J].市场与人口分析, 2002 (5) .
[5]风笑天.城市青年的生育意愿:现状与比较分析[J].江苏社会科学, 2004 (4) .
[6]仲长远.当代城市青年生育意愿初探—对北京市石景山区模式口社区两代人生育意愿的对比调查[J].青年研究, 2011 (5) .
[7]郑真真.中国育龄妇女的生育意愿研究[J].中国人口科学, 2004 (5) .
[8]陈胜利, 张世琨.当代择偶与生育意愿研究—2002年城乡居民生育意愿调查[M].北京:中国人口出版社, 2003.
居民意愿 篇2
目 录 研究背景 1 2 文献综述 4 3 研究设计 18 3.1研究假设的提出及变量的设计 20 3.2 问卷的设计与调查过程 32 4 问卷的形成与有效性检验 35 4.1问卷前测 35 4.2 最终问卷形成 39 5 研究一的主要结论 40 5.1 调查样本的描述性统计分析 40 5.2 杭州居民对新能源汽车的认知水平、态度和意愿 47 5.3 政策对居民新能源汽车购买意愿的影响 49 5.4 个体特征的控制效应——方差分析 54 5.5 研究假设的检验 57 6 研究二的主要结论 62 6.1居民所看重的新能源汽车的产品属性——探索性因子分析 62 6.2居民对新能源汽车的主观评价 66 7 总结与建议 69 7.1研究总结 69 7.2建议 70 8不足与展望 73 8.1 不足之处 73 8.2 展望 73 参考文献 75 附录a——调查问卷ⅰ 79 附录b——调查问卷ⅱ 84 研究背景
汽车产业是国民经济重要的支柱产业，也是体现国家竞争力的标志性产业。我国现已成为世界第一汽车产销国，在今后较长一段时期我国汽车产销量还将保持快速增长势头，预计到2020年汽车保有量将超过2亿辆，由此带来的能源供需矛盾和环境污染问题将更为突出。因此，大力发展节能与新能源汽车，加快推进节能与新能源汽车的产业化进程，既是我国有效解决能源矛盾和环境改善、实现我国汽车产业结构转型升级的必然选择，也是把握战略机遇、缩短与先进国家差距、实现汽车产业跨越式发展的重要举措，同时对促进我国经济可持续发展也有着重要的推动作用。早在2009年1月14日，国务院常务会议通过的《汽车产业调整和振兴规划》就指出：我国汽车产业应以新能源汽车为突破口，加快汽车产品升级换代和结构调整，积极发展节能环保的新能源汽车。截至今日，我国从地方到中央都制定了诸多政策分别从激励新能源汽车的生产企业、研发企业、政府采购、个人购车者的角度以推进新能源汽车的产业化进程。而一个产业的发展与成熟，政府或企业在当中所起的作用仅仅只能是辅助或是引导的作用。产业发展的最终推动力应当是消费者。为此，我国政府业已认识到了这一点，开始制定诸多政策来引导或激励新能源汽车的消费。2009年2月，财政部、科技部公布的《节能与新能源汽车示范推广财政补助资金管理暂行办法》将新能源汽车的示范和推广试点工作全面推开，以财政政策鼓励公交、出租、公务、环卫和邮政等公共服务领域率先使用节能与新能源汽车。2010年6月四部委联合出台的《关于开展私人购买新能源汽车补贴试点的通知》则进一步将财政补贴的对象转移向普通购车者。
杭州市已将“培育发展战略性新兴产业”写入杭州市十二五规划：在十二五期间，将重点培育新能源、新材料、新能源汽车产业成为我市的先导性产业。就新能源汽车产业这一战略性新兴产业在杭州市的发展而言，目前我市已投产和正在建设的新能源汽车企业有23家，包括众泰控股、万向电动汽车、浙江吉利、东风裕隆、吉奥汽车、青年商用车、青年莲花轿车、中国重汽集团杭州发动机项目其中高新技术企业9家，拥有公开专利298件，其中发明专利87件。万向电动汽车是目前国内唯一同时具备电池、电机、电控等关键零部件和动力总成系统生产能力的单位。目前，新能源汽车已经在杭州的快递、邮政、公交、出租车等诸多行业开始使用。为了激励更多的个人购车者购买新能源汽车，杭州作为开展私人购买新能源汽车补贴工作的试点城市之一，已出台《杭州私人购买新能源汽车补助金管理办法》，给予购车者以经济补助。
可见，国家和杭州市政府在激励消费者选择新能源汽车的政策选择上，均选择了价格补贴政策。政府期望通过价格补贴的方式来打破新能源汽车在发展过程中所遇到的“高成本——高价格——低销量——低产量——成本难以下降”循环，试图通过政府补贴策略来吸引更多的消费者选择新能源汽车，从而促进这一行业的快速发展。而这一政策的有效性前提在于：价格是影响购车者选择新能源汽车的重要因素。而这一前提是否成立，值得探讨。
目前，市场上已经有多款新能源汽车销售，如长安杰勋hev、比亚迪f3dm众泰2008ev、奇瑞a5bsg混合动力等，但新能源汽车销售状况不佳。2010年网易汽车联合j.d.power发布新能源汽车消费趋势调查报告，该调查表明：大部分消费者对新能源汽车仍抱有观望态度，但仍有37%的消费者会考虑购买新能源汽车。如何打破这一困境，价格补贴政策是否为一有效的利器，需要深入探究价格对居民新能源汽车购买意愿存在何种影响，以及影响程度的大小。根据我国于2009年7月1日开始实施的《新能源汽车生产企业及产品准入管理规则》将新能源汽车定义为“新能源汽车是指采用非常规的车用燃料作为动力来源(或使用常规的车用燃料、采用新型车载动力装置)，综合车辆的动力控制和驱动方面的先进技术，形成的技术原理先进、具有新技术、新结构的汽车”。现有新能源汽车包括混合动力汽车、纯电动汽车(bev，包括太阳能汽车)、燃料电池电动汽车(fcev)、氢发动机汽车、其他新能源(如高效储能器、二甲醚)汽车等各类别产品。文献综述
学者指出：影响消费者购车的因素可分为情景因素和心理因素。其中，情景因素可分为经济环境、法规环境、车辆性能、现有能源及道路基本设施；个人心理因素可分为：态度、生活方式、个性形象、风险感知、企业文化和公司品牌等。
国外学者较早开始对新能源汽车产业展开相关研究，相关研究成果也较为丰富。现有研究可分为以下几个主题：
1）消费者选择购买新能源汽车的原因或动机
mcmanus & berman(2005)通过对532名混合电动汽车拥有者和933名混合电动汽车潜在购买和的在线调查，分析得出：在所有的调查者中，节省汽油开支的期望以及减少污染是消费者购买混合电动汽车的主要驱动因素。turrentine，kurani（2007）指出混合电动汽车早期的购买者主要关注的是其较高的燃油经济性。zhang等（2011）指出消费者购买生物燃料汽车的原因在于：替代能源技术的市场吸引力增加、生物能源服务网络的完善、法律法规的要求、令人满意的能源性能、购买其他汽车的税费刺激、能源价格的吸引、环境污染的降低、朋友的影响、尝试新能源。heffner，turrentine（2006）指出：机动车辆并不仅仅是机动性，更多的是一种理念的象征；这些理念与购车者的自我认同有关。通过选择一特定车辆，消费者明确并向外传递“我是谁”，传递其兴趣、信念、价值观和社会地位。在过去的研究中，诸如挪威和澳大利亚的蓄电池电动车早期购买车（gjoen and hard，2002）、俄勒冈州和加利福尼亚州的混合电动车早期购买者（oregon environmental council，2003；turrentine and kurani，2007）都认为汽车所传达的形象价值对于其购买决策来说非常重要。根据cnw market research（2006）的调查报告显示，目前31%的混合电动汽车购买者认为他们之所以购买混合电动汽车的原因在于：混合电动汽车向外表达了“我是谁”（转引自heffner，turrentine，2006）。
heffner，kurani，turrentine（2005）认为混合电动汽车具有一种形象价值。部分消费者购买混合电动汽车的原因在于此类汽车可向周围的人传递“驾驶人关心自然资源的保护、自然生态系统的维持”、“对社会负责”、“关注他人”等信息。通过对南加州25个已购买混合电动汽车的家庭访谈，结果发现：成本节约和形象价值是影响这些家庭购买hev决策的重要因素。
heffner，kurani，turrentine（2007）认为混合电动汽车给人们带来的形象价值包括保护环境、节约成本、对新技术的支持、与汽油厂商保持独立性、成熟理智的人。该研究得出的结论有值得借鉴之处：即在访谈中发现，很少有家庭会对混合电动汽车的环境利益、全生命周期成本的节约、对汽油厂商的影响等问题进行深入分析。很多家庭会看一些诸如消费者报导之类的期刊来证明混合电动汽车的成本节约性，会看一些诸如popular mechanics来评估新技术，会参考一些非营利性组织诸如sierra club来证明混合电动汽车的生态有效性。没有一个家庭会仔细计算他的混合电动汽车到底可以减少多少二氧化碳排放量，或是hev能够给他们节约多少钱。
2）愿意购买或已购买新能源汽车的消费者具有哪些群体特征？ 学者就新能源汽车购买意愿高的群体特征得出了一些结论：
2004年一份市场调查报告指出：混合电动汽车的所有者通常是高收入者，在购买混合电动汽车时更加关注的是汽油价格而并非是环境利益。ong and hasselhoff（2005）就美国居民为调查对象，结果表明年龄较大且每年收入超过8万美元的消费者愿意支付较高的费用来购买混合电动汽车。kahn（2006）指。
证实了如果有折扣、退税等措施，消费者将会改变其购车选择，且基于能效比的政策措施要更好。de haan et al(2009b)则进一步证实了feebate政策的有效性，即该策略可以带来使得二氧化碳排放量和能源使用量显著降低，但不会带来汽车市场的波动。nijhuis and van der burg（2009）研究能效标签和补贴对新西兰居民购买混合动力汽车的影响。该研究指出税收补贴可以提升混合动力汽车的销量。同样，de haan et al(2007)也得出相同的结论。david（2009）则就美国政府为激励人们选择混合电动汽车所采取的政策有效性进行了研究。ambarish等（2010）则进一步分析了加拿大政府所采用的税费减免政策对混合电动汽车销量的影响，研究结果表明这一减免政策可使得混合电动汽车的市场份额明显增加。zhang j.（2010）的研究指出：汽车企业在新能源汽车技术创新上缺乏积极性，因此，政府必须在我国新能源汽车产业发展的初期制定一些临时性支持策略，以激发汽车生产商在环保汽车上进行创新。此外，对于政府支持新能源汽车的发展所提出的税费减免、补贴等多项措施，是否会鼓励消费者更多的使用新能源汽车而导致总体能耗增高，即政策的反跳效应是否存在这一问题进行了深入探讨。de hann，michel，anja(2006)、de hann，anja，ronald（2007）的研究均证实了政府相关激励政策并不具有反跳效应。gallagher，muehlegger（2011）利用美国2000-2006年间混合电动汽车的销售数据，验证美国联邦政府、州政府、地方政府为鼓励消费者购买混合电动汽车所制定的各种激励政策是否有效。分析结果表明：州政府所提出的诸如营业税免征或所得税减免的税费政策都有效促进了混合电动汽车的销量，且营业税减免的效果更为显著。1000美元的税费优惠政策可以使得混合电动汽车销量增加5%。且该研究进一步得出，不断上涨的汽油价格也使得混合电动汽车的销量有所增加。（可见，政策选择应有侧重点）。ambarish，sumeet，milind（2010）则就加拿大政府提出的税费减免政策对混合电动汽车销量的影响进行了研究，研究结果表明：这一税费减免政策大大刺激了混合电动汽车销量的增加，1000美元额度的税费减免可以刺激混合电动汽车市场的销量增加31%-38%。zhang 等（2011）的研究指出：优化生物燃料行业链和形成有效的利益机制以降低成本；协调原材料供应、制造、销售以形成以有效的生物燃料供应链；就生物燃料的使用给予补贴等三个政策可以促进生物燃料汽车行业的发展。
可见，国外学者就新能源汽车购买意愿及其影响因素已进行了广泛的讨论。但现有实证研究大多是基于美国或瑞士居民的调查结果，这一结果是否具有普遍性令人质疑，因此，有必要以我国为背景展开调查研究。
国内有关消费者汽车购买的研究大多数集中于传统汽车行业。目前，现有研究将居民传统汽车购买意愿的影响因素归纳为以下四个方面：
1）个人因素：消费者的经济状况，即消费者收入、存款与资产、借贷能力等因素将会对购车行为造成影响。而地区、收入、受教育程度等因素将会影响消费者对家庭汽车消费认知（胡小军，张希良，何建坤，2007；朱莉妍，2010）。文化程度与居民购车行为成正比关系（刘琛敏，2003）。且消费者个人的生活方式将会其购车行为产生影响（刘金平，张松鹤，2003；王卿，2008）。不同生活方式的消费者在轿车主要“购买目的”、主要“信息来源”、重视的“产品属性”、“购买价格”、“购买渠道”、“购买车型”上均有显著差异（王卿，2008）。
2）社会影响因素：人生活在社会之中，消费行为会受到诸多社会因素的影响，如社会文化的差异、相关团体、广告效应等多个方面的因素都会对消费者产生影响（朱莉妍，2010）。现有研究证实相关团队（雷欲倩，2008），特别是由家人、朋友、同事、邻居所组成的主要群体（何小洲，雷欲倩，2008）将会对购车者的购买意向产生显著影响。而消费者教育程度和职业的不同，其受相关群体的影响会存在显著差异（雷欲倩，2008）。
3）产品本身因素：随着居民收入的升高，汽车消费越来越多的摆在大众家庭面前。消费者在买车所考虑的更多的转移为该车的价格、质量、品牌及售后服务、外观款式、舒适性等方面的问题（邵世风，2003）。颜色对消费者的影响特别是对女性消费者的影响不可轻视（殷志扬，范金，2004）。
4）政策因素：政府的各种税收、财政政策（如燃油税）（李晶，2009；严军生，钱永坤，艾刚，2002）和银行的汽车消费信贷（邵世风，2003）引导大众汽车消费行为。
国内学者也开始就新能源汽车产业展开相应研究。国内大多数研究局限于政府在新能源汽车发展过程中的作用及相关政策（张经天，公静，2010；洪凯，朱珺，2010；陈柳钦，2010；李红利，2010；方海洲，胡研，2009）、新能源汽车行业发展的现状及主要障碍（王气良，2010；徐枭，王巧凤，周荣，2009）、新能源汽车的竞争策略（邢洪金，汪波，2010；吴勇，2009）的定性探讨、新能源园汽车的发展瓶颈（yao，liu，feng，2011）。而关于我国消费者购买新能源汽车行为的相关问题却缺乏实证研究。因此，要解决新能源汽车在中国叫好不叫座的问题，有必要深入了解中国消费者购买新能源汽车的购买意愿，以及影响这一意愿的关键因素。
本课题将在上述研究的基础上，借鉴前人的研究框架，对杭州市居民的新能源汽车购买意愿展开调查研究，检验影响居民新能源汽车购买意愿的因素，并探讨各要素对居民新能源汽车购买意愿的内在作用机理，从消费者角度为政府各方推动杭州市新能源汽车产业的发展提出可行性建议。研究设计
本课题以个人访谈和问卷调查相结合，以定性和定量相结合的研究方法，从消费者购买意愿的角度研究杭州市居民新能源汽车的消费行为，探讨当前杭州市居民对新能源汽车的购买意愿及其影响因素，以期为相关政府部门提供决策建议，为新能源汽车行业的企业提供经营启示。主要研究内容包括以下几部分：
（1）调查杭州市居民新能源汽车购买意愿的现状
对杭州市居民对新能源汽车认知、态度和购买意愿的现状进行调查分析。 认知水平指居民对新能源汽车的知晓程度、对新能源汽车相关知识的了解程度； 态度是指居民认为政府推广新能源汽车的必要性，及其给自身生活所带来的影响；
购买意愿是指从消费者角度调查目前居民是否在购车时考虑新能源汽车。（2）研究影响杭州市居民新能源汽车购买意愿的主要因素
本课题根据研究的内容选取性别、年龄、教育程度、职业、家庭收入、生活方式、家庭生命周期、个人价值观作为个人属性因素，测量个人属性因素对居民新能源汽车认知程度及态度的影响程度，从中可以发现目前对新能源汽车具有较高认知态度和积极态度的居民群体的某些特征。
本课题重点引入相关团体因素、产品本身因素以及政策因素，研究以上因素对居民新能源汽车“认知——态度——意愿”这一关系的影响程度及作用方向。
首先，选取家人、朋友、邻居、政府、销售员的宣传五个变量作为相关团体因素，考察相关团体因素对居民新能源汽车购买意愿及态度的影响程度及作用方向；
其次，选取价格、维护与保养费用、配套设施、品牌、消费者口碑、售后服务、动力性能、质量可靠性、安全性、续航里程、舒适性、造型、颜色等变量作为产品属性因素，考察产品属性对“居民对新能源汽车的态度—居民新能源汽车购买意愿”这一关系的调节作用及程度； 再次，选取政府的价格补贴政策、新能源汽车产业发展监管、银行的汽车消费信贷政策等变量作为政策属性，考察政策属性对“居民对新能源汽车的态度—居民新能源汽车购买意愿”这一关系的调节作用及程度。
（3）构建杭州市居民新能源汽车购买意愿模型 使用spss分析工具，构建杭州市居民新能源汽车购买意愿的决策模型。该模型大致框架如图1所示。该模型的构建，有助于政府和企业全面了解当前我市居民对新能源汽车的认知、态度和购买意愿三者之间的关系，从而为提高杭州市居民新能源汽车购买意愿、促进新能源汽车产业的快速发展提出可行性策略和建议。
图3.1 本课题的基本研究框架
（4）研究提升杭州市居民新能源汽车购买意愿的对策和建议
本课题在实证分析的基础上，提出政府应当如何有效提升杭州市居民新能源汽车购买意愿的对策和建议。
3.1研究假设的提出及变量的设计 3.1.1 参照群体
理性行为理论和计划行为理论的缺陷在于：消费者的消费选择，并不完全是个人的独立选择，在很大程度上受到社会因素的影响，参照群体（reference group）正是社会对个人施加影响的重要手段与途径之一。营销学者已经开始广泛关注参照群体对个人购买行为、产品品种及品牌选择、奢侈品消费等决策问题的影响，即参照群体影响（reference group influence）。park & lessig(1977)将参照群体影响主要体现在以下三个方面：价值性影响、功利性影响、信息性影响。信息性影响在于个人把参照群体的行为和观念当作潜在的有用信息加以参考；规范性影响是指个体认为参照群体可感知其购买行为并产生奖励或惩罚时，会服从参照群体的期望以获得奖励回避惩罚；价值性影响是指个体被影响是因为其期望提升自我概念或喜欢该群体。
现有研究表明：产品或服务的必需程度越低，产品的公众性越强，参照群体的影响程度越大；消费者在缺乏购买经验与能力的情况下，其购买行为对相关群体的依赖性非常高（clee和wicklund，2008）。居民购买新能源汽车是属于一种环保的消费行为。在解释环保消费行为上，学者分为两派，一派是理性选择模型，而近年来，学者开始关注参照群体对环保消费行为的影响。heithz & jan（2009）研究表明：传统的经济因素和教育因素（如收入、成本、教育）同样可以用于解释消费者的环保消费行为，且参照群体的消费模式对环保消费行为的影响同样显著。hein 和jan（2009）以德国居民环保消费行为的驱动因素进行的实证研究表明：参照群体的消费模式对个人环保消费行为具有显著影响。同样，新能源汽车属于一新产品。而人们选择新产品时，通常是为了融入某个群体，或与之相区别（timmor，katz-navon，2008）。ritsuko & katerina（2011）也进一步证实了社会群体压力是消费者购买混合电动汽车的驱动因素之一。为此，有必要深入探讨参照群体对居民新能源汽车购买意愿的影响机制。可以预期，参考群体对居民新能源汽车的购买意愿会有很大的影响。尤其是在新能源汽车产业发展，消费者尚未形成消费自觉和消费习惯时，参考群体可能会在引导居民新能源汽车消费上起到重要的作用。根据park & lessig(1977)的研究，本研究认为参考群体可通过两种方式来影响：一是信息性影响，即参照群体向消费者传播新能源汽车的相关知识，建议、鼓励或要求消费者购买新能源汽车等；二是规范性影响，参照群体的行为对消费者产生的引导作用，在消费者寻求群体认同时，就会自觉或不自觉地模仿群体行为，群体里的新能源汽车购买氛围就会对消费者的安全农产品购买意愿和行为产生影响。所以，参照群体是影响消费者新能源汽车购买意愿的重要因素；三是价值性影响。
假设1：杭州市居民在新能源汽车购买决策中会受到参照群体的影响。
本研究选择park & lessig(1977)所开发的参照群体影响的3维度量表，来测量参照群体对居民新能源汽车购买意愿的影响，具体如表3.1所示。表 3.1 “参照群体”变量的测量问项 变量 测量问项
价值表达性影响 我有时候觉得如果能成为新能源汽车广告中那种类型的人挺好。
我觉得购买新能源汽车的人具有我所喜欢的那种个性特征。
我觉得购买新能源汽车会提升我在群体中的形象。
我感觉购买新能源汽车的人可以获得其他人的羡慕或尊敬
我感觉购买新能源汽车可以帮助我向其他人展示真正的我或我希望成为的人。功利性影响 我购买新能源汽车是受到同事们偏好的影响。
我决定购买新能源汽车是受到我交往的人际关系网的影响。
我决定是否购买新能源汽车会受到家人的影响。
我会为了符合社会标准而购买新能源汽车。
信息性影响 我会通过观察专业人士的选择来判断是否购买新能源汽车。
我会从一些第三方专业组织那里获得新能源汽车的产品信息。
我会从销售新能源汽车的专业人员那里，收集新能源汽车的产品信息。
我会从熟悉新能源汽车的朋友那里获得新能源汽车的产品信息和相关体验。
我会通过观察新能源汽车是否具备权威独立机构的认证来决定是否购买它。
3.1.2 个人因素
过去大量的研究证实了，汽车对于很多人来说，不仅仅是一种交通工具，更是一种身份、地位、自我形象的象征（dittmar，1992；choo，mokharian，2004；heffner et al，2005）。诸如豪华汽车的驾驶者通常具有高收入、高学历，追求一种品质生活（choo，mokharian，2004）。anja, michel, peter and roland（2008）通过对瑞士居民的随机调查，发现：喜欢小型车的购车者在政府退税等刺激政策出台后，有可能改变其购车决定，去选择马力更小、车型更小的高能效汽车。anja，heinz，roland（2011）的研究则进一步指出：传统的symbolic motive对态度产生负面影响，从而对购买意愿产生间接的负向影响。susana 等人的而研究也指出一些社会经济因素，如性别、年龄、家庭规模、受教育程度、收入、驾驶习惯，会对司机的能源选择产生直接影响。因此，有必要探究哪一类消费群体更愿意购买新能源汽车。我们引入一般人口统计变量如性别、年龄、收入、职业、受教育水平、婚姻状况等因素。假设2：不同个体特征因素的杭州市居民就新能源汽车的购买意愿上存在显著差异。
许多研究（antil，1978：roberts，1995，1996；roberts和baeon，1997；webster，1975）强调了消费者对环境友好产品的态度和反应取决于消费者相信的个人行为的结果对环境问题的积极影响。这一种态度和相信就是顾客感知效力(perceived consumer effectiveness)。这些研究发现的结果表明，pce与生态关注消费行为有着密切正比关系。robert（1996）发现这一态度变量是对生态消费行为影响最大的因素，比所有的人口统计变量和心理变量的影响都大。因此，将顾客感知效力这一个人特征变量引入模型框架中，有其合理性。假设3:顾客对新能源汽车的感知效力对其新能源汽车的态度具有显著积极影响。
“顾客对新能源汽车的感知效力”这一变量测量量表将选择ritsuko和katerina（2011）的相关量表，具体如表3.2所示：
表3.2 “顾客对新能源汽车的感知效力”变量的测量问项 变量 测量问项
顾客对新能源汽车的感知效力 驾驶新能源汽车可以缓解气候变化。
驾驶新能源汽车可以降低碳排放。驾驶新能源汽车可以保护环境。
驾驶新能源汽车可以降低目前环境受污染程度。
驾驶新能源汽车可以减少对自然资源的消耗。
驾驶新能源汽车代表我做了一件正确的事情。reid r.h., kenneth s.k., thomas s.t（2007）、ritsuko和katerina（2011）的研究都指出对新技术具有积极态度或支持的消费者会选择购买新能源汽车。因此，将对新技术的态度这一个人特征变量引入模型框架中，有其合理性。
假设4：对新技术的支持态度对消费者新能源汽车态度具有积极正向影响。
“对新技术的态度”这一变量的测量量表将选择ritsuko和katerina（2011）的相关量表，具体如表3.3所示：
表3.3 “对新技术态度”变量的测量问项 变量 测量问项
顾客对新技术的态度 当你驾驶新能源汽车时，它会让你成为分享技术知识的人
当你驾驶新能源汽车时，它会让你成为享受创新所带来的乐趣的人
当你驾驶新能源汽车时，它会让你成为率先使用该技术的先锋的人
当你驾驶新能源汽车时，它会让你成为能够向他人培训这一新汽车的相关知识的人
当你驾驶新能源汽车时，它会让你成为一个想要尝试不同事物的人
在过去消费者行为学的研究中，学者认为个人价值观会影响消费者的行为和决策。已有研究指出绿色消费者或环保主义者更愿意购买新能源汽车。kahn（2007）的研究也指出环保主义与拥有混合电动汽车间存在相关关系。heffner et al（2005）指出绿色形象将会影响家庭对混合电动汽车的购买决策。mcmanus & berman(2005)指出减少污染是消费者购买混合电动汽车的主要驱动因素。bradley（2009）表明：具有环保态度的家庭所拥有的车辆较少、车辆的能源利用率较高、更少开车、能源消耗更低。ritsuko和katerina（2011）的研究也进一步表明关注环境和拥有绿色价值观的购车者会购买混合电动汽车。因此，本研究假定个人价值观将会影响消费者对新能源汽车的态度。
假设5：个人的绿色消费观会对消费者对新能源汽车的态度产生显著积极影响。
“个人绿色消费观”测量量表主要选择min 和 heejun（2011）的测量量表，如表3.4所示： 表3.4 “个人绿色消费观”变量的测量问项 变量 测量问项
个人的绿色消费观 我认为通过绿色购买可以缓解当前自然资源和能源匮乏的现状。
我认为我国的环保法规正在积极的影响社会大众的生活方式。
我认为政府所倡导的“低碳经济”与社会福利息息相关。
日常生活中，我追求健康且高品质的生活
我很向往亲近大自然的生活
消费时，产品安全、健康、环保是我主要考虑的因素
我认为我们的消费应该对环境负责
在已有关于汽车购买的研究中，不论是传统汽油汽车、柴油汽车，还是新能源汽车，学者均指出汽车所具有的形象价值。汽车对于人们来说，不仅仅是一个交通工具，更多的一种自我形象的表达，比如说个人兴趣、社会地位等信息。而形象价值在消费者购车决策和汽车使用决策上都起到很重要的作用（choo，mokhtarian，2004；turrentine，kurani，2007）。heffner et al（2005，2007）对美国加利福尼亚州25个购买混合电动汽车的家庭进行深度访谈，发现混合电动汽车所传达的形象价值是多方面的，如环保主义者、关心他人、对新技术的积极支持态度等。而anja等（2011）的实证研究也证实了传统形象价值对新能源汽车的接受度会产生负面影响。因此，本研究将人们对新能源汽车的形象价值的感知引入到模型框架当中，试图探讨这一形象价值在本模型中所起到的作用。
假设5：个人对新能源汽车形象的感知会对消费者对新能源汽车的态度产生显著积极影响。由于在已有新能源汽车消费相关研究中，并没有可供直接参考的测量量表，本研究将在henffer等学者多年的研究基础上，构建一量表来测度人们对新能源汽车形象价值的感知这一变量。
表3.5 “对新能源汽车形象的感知”变量的测量问项 变量 测量问项
对新能源汽车形象价值的感知 驾驶新能源汽车的人是一种环保主义者的人。
驾驶新能源汽车的人是一种关心他人的人。
驾驶新能源汽车的人是一种节约的人。
驾驶新能源汽车的人是一种敢于接受新事物的人。
3.1.3 产品认知—产品知识
在消费者行为的研究中，许多实证研究也指出产品知识对消费者行为有一定的影响。产品知识是指“当搜寻发生时，存于记忆中的关于品牌或产品相关的知识”（srinivasan & ratchford）。bruck（1985）将产品知识分为主观产品知识和客观产品知识。也有学者将产品知识分为能力和熟悉性，而熟悉性则包括主观知识和客观知识。客观产品知识指的是“消费者客观上掌握的有关产品的知识”（bruck，1985，1986；rao & monroe，1988）。而主观产品知识是指“消费者自己主观上感觉到的自己掌握了的产品知识的量”（brucks，1985；johnson &russo，1984），反映的是消费者的一种自信程度。schmidt & spreng（1996）研究指出，客观知识和主观知识虽然是密切相关的，但是还是存在一定的差异。然而，由于客观知识的测量在实际操作中存在很大的困难，所以，一般都用主观知识来衡量消费者的产品知识。在本研究中，产品知识被定义为主观知识.假设6：个人所拥有的新能源汽车产品知识越高，其购买新能源汽车的意愿就越强。
产品主观知识的测量量表目前仍未统一，代表性量表包括korgaonkar & wolin（1999）、srinisasan 等（1988）、srinivasan 等（1991），brucks（1985），raquel et al（2009）研究所使用的主观知识量表。本研究出于研究的方便性目的，仅采用一个问项，由被调查对象自行评估其所拥有的新能源汽车知识的多少。
3.1.4 产品属性因素
在过去已有关于影响消费者购买意愿的影响因素研究中，强调了产品因素对消费者购买意图的影响。产品因素分为产品相关因素与非产品相关因素。babin等(1999)认为产品自身所表现的属性是消费者采取购买行为最主要的动力，对产品属性的评价是影响消费者购买意愿的最直接和主要的因素。吴亮锦等(2005)认为影响消费者的感知价值进而影响消费者购买意愿的因素可以分为三类，其中之一的内部线索是指产品固有的属性，包括产品自身的价值、使用价值、质量特性等。具体来讲，耐用品的内部线索一般指质量、性能、可靠性等指标。产品的相关属性因素是直接影响消费者购买意愿的线索。非产品相关因素指与产品自身属性无关的外部因素，比如价格、品牌、保证等。由于交易双方信息不对称或无使用经验，消费者不可能完全掌握产品的属性信息，因而可以借助非产品相关属性的信息来帮助识别产品的品质，以降低购买风险，进而影响购买意愿。例如品牌信誉、形象等信息。知名品牌代表高的知觉品质和低的选购风险，因而也会产生高的购买意愿。学者已经就消费者所关注的新能源汽车属性进行了研究。综合前人包括beggs et al（1982)），calfee（1985），bunch et al（1993）brownstone & train（1999），brownstone et al（2000），ewing & sarigollu（1998，2000），dagsvike et al（2002），molin et al（2007），turrentine et al（2007）h.o.& kitirattragarn v（2008），brian et al（2010），michael et al（2011），theo et al（2011）的研究，本研究将新能源汽车产品属性归结为以下几个方面：使用便利性、安全保护性成本、外观内饰、服务、质量可靠性、舒适性、电池技术成熟度、动力性能、品牌、燃油经济性、排放污染物的降低等。相关测量量表可见附录。
假设7：个人所关注的新能源汽车产品属性表现越好，其购买新能源汽车的意愿就越强。3.1.5 态度
在学术研究中，就态度这一概念的认识主要分为两派。一派是广义的态度概念。即态度是一种带有认知成分、情感成分和行为倾向的持久系统（弗里德曼）。影响态度的三因素可以归结为：认知是指个体在对对象的认识与理解的基础上所作出的评价；情感是指个体对对象的好恶；意向是个体对对象的反应倾向，即采取行为的准备状态。而另一派则是相对狭义的态度概念，即态度是指对某一对象所持有的赞同或反对的情感程度。
在过去的研究中，学者发现消费者持有的态度与其购买意向之间存在直接的联系。消费行为学认为：态度通过影响消费者的购买意向，进一步影响消费者的购买行为。理性行为理论（theory of reasoned action）认为消费者对特定行为的态度是预测消费者行为最好的指标。而态度是由个人对该行为结果的认识、主观规范所决定。其中，主观规范（主观准则）指的是个人对特定群体（如家庭、社会）的感知期望，以及与他人期望保持一致的动机水平所决定的。
根据三成份态度模型，态度主要由三项因素所构成，分别为认知、情感(affect)和行为倾向(conation)。消费者对态度标的物的所有经验和信息集合而成的知识与信念，就是认知因素。而情感因素是指消费者对态度标的物所产生正面或负面的情绪与感觉。行为倾向是指消费者对态度标的物所可能产生特定行为倾向与可能性。此三者之间是相互影响的。本研究的模型框架正是基于三成份态度模型所构建，其中认知因素即产品的认知程度，情感即本模型中的狭义态度概念，行为倾向则是购买意愿。
假设8：在新能源汽车购买决策中，态度与购买意愿间有着显著的正向影响。
本研究将采用anja等（2011）的测量量表来测量消费者对新能源汽车的态度。测量问项如表3.6所示：
表3.6 “对新能源汽车的态度”变量的测量问项 变量 测量问项
对新能源汽车的态度 我认为发展新能源汽车是我们对环境和未来的一份责任
我支持国家发展新能源汽车
我认为低碳出行是十分必要的
我认为新能源汽车的发展将会促进环境保护
对个人而言，使用新能源汽车是支持环保的具体表现
我认为国家政策在鼓励个人购买新能源汽车
3.1.6 购买意愿
mullet(1985)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，是衡量消费者购买某项产品的可能性（schiffman，kanuk，2000），购买意愿愈高表示消费者购买的机率愈大。购买意愿可视为消费者选择某一产品的主观倾向，并可做为预测消费行为的重要指标，且得到实证(fishbein&ajzen，1975)。“购买意愿”这一变量测量量表来自min & heejun（2011），如表3.7所示。表3.7 “购买意愿”变量的测量问项 变量 测量问项
新能源汽车的购买意愿 我会考虑购买新能源汽车
如果新能源汽车不错，我将愿意推荐其他人购买
我期待有更多品种、型号的新能源汽车能够尽快推出市场。最终研究假设汇总如表3.8所示： 表3.8 本项目假设汇总 序号 假设描述 杭州市居民在新能源汽车购买决策中会受到参照群体的影响。不同个体特征因素的杭州市居民就新能源汽车的购买意愿上存在显著差异。3 顾客对新能源汽车的感知效力对其新能源汽车的态度具有显著积极影响。4 对新技术的支持态度对消费者新能源汽车态度具有积极正向影响。个人的绿色价值消费观会对消费者对新能源汽车的态度产生显著积极影响。6 个人所拥有的新能源汽车产品知识越高，其购买新能源汽车的意愿就越强。7 个人所关注的新能源汽车产品属性表现越好，其购买新能源汽车的意愿就越强。8 在新能源汽车购买决策中，态度与购买意愿间有着显著的正向影响。3.2 问卷的设计与调查过程
根据前文的阐述，依据已有学者的研究，参考已有学者的问卷问项，本项目所设计的问卷包括两部分，第一部分为问卷涉及居民的性别、年龄、文化程度、月收入这几项个人特征，第二部分为居民对新能源行业及新能源汽车理解、汽车消费意识、态度、影响因素等问题。其中问卷的第一部分为居民的个人资料。此部分总共有7 道题目，其中第一道题为居民的性别；第二道题为居民的年龄，选项为“25 岁以下”、“26～30 岁”、“31～35 岁”、“36～45 岁”和“45 岁以上”五个选项；第三道问题是居民的婚姻状况调查；第四道题为居民的文化程度，选项为“高中及以下”、“中专”、“大专”“本科”、“硕士”、“博士”“其他”七个选项；第五道题为居民的年收入，选项为“小于5万”、“5～10万”、“10～20万”、“20万以上”四个选 项；第六题是自主回答类问题，调查被调查人的职业；第七题为被调查者家庭人数请康，选项为“2人及以下”、“3人”、“4人”、“5人及以上”四个选项。
问卷的第二部分主要调查居民对汽车消费的态度、购买新能源汽车的意识与购车消费行为的影响因素，用于模型中变量的测量。此外，问卷还调查了居民了解新能源汽车的渠道,与其认为促进消费者购买消费的有效方法等问题。在此部分与其他学者的调查问卷有所不同，问卷中使用5 点likert量表来反应居民对问题的认可程度。这5分制分别为“非常不同意”、“不同意”、、“不确定”、“同意”、“非常同意”，或者“非常不重要”、“不重要”、“一般”、“重要”、“非常重要”，又或者“非常不好”、“不好”、“一般”、“好”、“非常好”均分别对应问卷中“1”、“2”、“3”、“4”、“5”五个分等。居民所选的的分数越高表示对该问题的认可度越高。
本次调研设计以杭州市居民为研究对象，调研主要采用了个人访谈与调查问卷相结合的方法。课题组在2011年12月-2012年3月分别进行了两次抽样调查。信度和效度说明后面详细分析中会进行说明。
本次调查问卷的调查对象是浙江省杭州市内居民，调查地点是杭州市。本次问卷调查采用实地发放问卷、当场回收和网上发放问卷这两种调查方式进行。实地发放问卷、当场收回调查方式选择了汽车的大型卖场（譬如说九堡等）、居民小区公园、实习单位办公楼、各大高校校园作为调查点。选择这三个地方的理由是：第一，这四个地方的人一般有比较充裕的时间来回答问卷的所有内容。第二，汽车大型卖场去的人要不然就是作为汽车销售人员，对车子比较了解，亦或者直接就是汽车购买者，具有购买意愿；居民小区公园里出现的不同人群会比较多；学校里的人受教育程度高；利用实习期间的便利，在实习单位办公楼里，发放部分问卷，这部分人，薪资收入较高。网上发放问卷调查方式，是在发放问卷于专业调查网上，对填写问卷的居民所在地区进行限制。由于网上居民填个人信息状况时，可能没有反应真实情况，所有在网上回收的问卷数量相对少些，仅有67 份。
本课题调查结束后，统计这次问卷调查所得的所有相关数据，用excel 以及spss 统计软件对问卷进行统计和简单的分类，最后根据调查结果对杭州市居民新能源汽车购买意愿的影响因素进行了分析，并给出相关建议。问卷的形成与有效性检验 4.1问卷前测
居民意愿 篇3
关键词：养老方式；养老意愿；研究综述
我国的人口结构正在发生巨变，老龄化速度比原来预测的要快许多，老龄化问题从一个中长期问题演变成需要立即着手解决的新问题。现在每天有2.5万人迈入老年，改革开放以来社会负担系数持续下降的趋势出现转折。人口老龄化对中国的养老保障体制提出严峻挑战，面对家庭的小型化趋势和独生子女的新一代，中国千百年来的家庭养老方式和社会伦理规范都在发生变化。庞大的养老规模需要巨额资金，但我国必须迅速建设广泛覆盖的社会养老安全网，同时又要防止福利的快速增长成为经济增长的沉重负担，处理好养老保障水平刚性增长与经济发展周期波动的矛盾，成为中国在发展中要应对的重要挑战。在我国已超过2亿的老年人口中，有超过六成生活在农村。基于农村地区经济发展的特殊性，找寻满足时代需要的新型养老方式已至关重要。本文在梳理目前养老方式存在的问题及解决的路径，本文在结合其他研究成果的基础上，利用实地调研数据对新农保试点中的农民养老方式选择进行实证研究。为完善农村居民养老保障体系提供一定的参考依据。
一、有关农村居民养老方式的研究
对养老方式的研究，相比农村，对城市关注的文献更加丰富。穆光宗（1999）以养老支持力为划分标准定义了家庭养老方式，并指出了家庭养老功能的弱化、外移和替代的客观发展趋势，因此，应该在家庭养老方式的基础上大力发展社会化养老和助老事业。杨宗传（2000）等学者从经济供养、生活服务由谁提供，区分了社会保障和家庭保障方式，从老年人和谁一块居住的居住方式划分了机构养老和居家养老，在此基础上，详细界定了中国的养老模式。
有关新兴的养老方式的探讨，柴效武（2004）以生命周期理论为基础，详细论证和分析了以房养老的运行和社会实践的可行性，并用生命周期理论对以房养老的运作做了进一步的解释和说明。田晓虹（2005）以在北京周边地区建立老人宜居城市和上海农家养老寄养计划为案例，分析了养老都市新模式-异地养老能够改善老年人的生活质量和缓解城市人口压力和人口结构不合理问题，并指出应该探索中国式的养老新模式。
更多学者采纳了折中观点，提倡应该坚持多种养老方式相结合。谭克检（2002）指出社会养老保障机制是一个根本的养老保障系统，其目前在农村的运作仍十分的薄弱，虽然现阶段家庭养老仍占据主要地位，但是伴随农村家庭结构类型的变化，强化农村的社会养老保障机制已经十分必要。杨燕绥、赵建国、韩军平等（2004）通过研究指出了三个悖论，即解放思想和制度创新才是解决农民养老保障问题的关键而不仅是资金；尽早建立可以整合城乡养老保障体系的平台，对城镇化建设具有促进作用；农民养老保障制度建设不是扶贫政策，而是促进农村经济发展和社会进步的重要手段。刘晓梅（2012）的研究表明：家庭养老正在被取代，养老方式向个人化和社会化发展。杨恩艳等（2012）的研究表明养老的实现取决于家庭责任的体现，家庭养老在中国养老方式中占据主要地位，应积极探索新型家庭养老方式。钟建国等（2009）研究表明应以政府养老为主，家庭和社会养老为辅的养老制度。钱海龙（2012）的研究表明应探索依靠老年人、家庭和社区相结合的多层次养老方式。阮荣平（2010）从绩效的角度对各种养老方式进行比较，得出社会时间平衡对风险化解有效，家庭时间平衡的个体福利最大。
二、有关农村居民的养老意愿研究
通过对养老意愿的文献梳理，使我们更加清楚地了解人们对晚年生活的预期，揭示养老方式的发展变化；也有助于对选择和确定社会养老制度提供科学依据。从现有的研究看，对养老意愿的研究主要集中在老年群体这一研究对象；另外，随着第一代独生子女父母进入中年后期，也有学者对独生子女父母养老意愿进行研究；还有学者对中、青年群体的养老意愿进行研究。
关于养老意愿，目前学术界尚没有一个严格的定义。有学者认为养老意愿是指人们对养老所持有的看法和态度；也有学者认为养老意愿是个体对养老模式的主观选择倾向。以上两种界定，虽然在具体化程度上有所不同，但都明确指出养老意愿是一种关于养老问题的主观意愿。在实际研究中，因不同研究者的侧重点不同，故对养老意愿的操作化亦有差别。复寿劳（1997）在对上海浦东老年人的研究中，将养老意愿具体化为居住意愿和生活护理意愿；李建新等（2004）在对中西部农村的相关研究中，将养老意愿操作化为三个变量：是否同意“养老靠子女”、是否同意“养老靠自己（配偶）”和是否同意“养老靠政府（集体）”；龙书芹等（2007）认为目前关于城市居民养老意愿的研究，主要侧重老年人的居住意愿；田北海等（2012）的研究认为养老意愿就是对养老模式的主观倾向，并将其操作化为“您最愿意以哪种模式养老”选项涉及家庭养老、集体养老、社会养老保险、商业养老保险和其他等五项。程亮（2014）在养老意愿上，认为子女负责者占据主流，政府、子女和老人责任均摊次之，两者相加所占比例高达90%，而认为由政府负责和由老人自己负责所占比重较小。此外，代际之间的养老意愿也有很多差别。
上述学者有的从城市老年人的角度出发来分析养老的经济支持、居住方式以及养老照顾模式意愿，有的研究老年人对非家庭养老方式选择意愿的影响因素，有的学者分析了老年人选择某种养老方式偏好的深层次原因，也有的从农村老年人的思想观念入手挖掘老年人对养老态度的转变。而无论从哪个视角出发，影响老年人对养老模式或养老内容的因素都可以归结为个体因素、家庭因素、经济因素、观念因素以及社区因素。
三、有关农村居民的养老意愿影响因素研究
宋宝安（2006）通过对城乡老年人口调查数据的研究发现，老年人的人口特征、社会地位和家庭情况等因素影响着其在“共同生活模式”、“独自生活模式”和“福利模式”三者之间的选择。董沛（2009）对城市老年人的养老意愿进行了实地研究，发现目前家庭养老仍然是多数老人的第一选择，但是选择机构养老的人数增多，年龄结构以60-65岁组，80岁以上组最高。子女个数和配偶、子女居住地、邻里关系成为了老年人养老方式选择的社会支持重要影响因素。年龄、健康状况、经济等个人特征直接关系到对他人的依赖程度，进而影响到了老年人对养老方式的选择。唐利平等（2010）通过对相关数据的分析，考察了第一代农村独生子女父母与同时代非独生子女父母在养老意愿上的差异，结果表明，是否参加农村养老保险是影响农村独生子女父母养老意愿的一个重要因素。程亮（2014）基于2010年中国综合社会调查数据，建立养老意愿影响因素的Logistic回归模型，分析传统观念、经济状况、养老保险和政治信任对养老意愿的影响。研究表明，有无子女和是否受过高等教育对养老意愿选择几乎没有影响；家庭经济状况越好，越不倾向选择政府养老，而选择子女养老；有养老保险者倾向选择非子女养老方式；相对子女养老而言，随着对中央政府信任程度的提高，选择政府负责养老的几率降低。
四、结语
综合国内外研究文献得知，专家学者对农村地区养老现状、现存的主要养老方式及其影响因素都进行了一些探索，但涉及农村地区养老方式实证研究的文献较少。上述文献为未来研究奠定了一些基础，但也存在不足。一方面，养老方式的选择不够完善，尤其在2009年新农保试点后，农民选择多样化，相关研究的缺乏使养老方式选择不易被准确把握；另一方面，实证研究主要集中于农村中青年和老人的方式选择影响因素分析，规范分析偏向何种养老方式占据主导地位。然而，对于新农保试点和实施后农民养老方式选择问题研究的还需广泛和深入。（作者单位：河北经贸大学）
居民意愿 篇4
一、研究假设与设计
中国人在消费方面受面子的影响更为突出,这种独特的面子文化对消费意愿的影响受到了更多营销学者的关注( 张新安,2010) 。美国传教士Authur. H. Smith ( 1894) 较早对 “面子” 进行了研究,他提出 “面子”是中国人的第一性格,其潜在力量既无可否定又没有规则可循,只能按照人们约定俗成的常识来替换。就消费意愿而言,本文依据江林和马椿荣( 2009) 的研究,将其具体细分为消费总量、消费类别、消费时间和消费档次,其中消费档次分为高、中、低三档。就消费类别而言,在借鉴李培林( 2009) 关于消费支出的分类标准基础上,本文以国家统计局所划分的8 大消费支出类型为基础,将消费类别划分为食品、服装、居住、美容/保健、交通通讯、文化娱乐、医疗、杂项商品与服务、教育培训、旅游、人情支出、电子产品( 手机、电脑、相机等) 、家用电器( 电视机、空调、冰箱、洗衣机等) ,并重点关注面子文化与汽车、住房、奢侈品等商品消费意愿之间的关系。因此,本文做如下假设:
H1: 面子文化对消费者的消费总量具有显著的正向影响。
H2: 面子文化对消费者的消费时间具有显著的正向影响。
H3: 面子文化对消费者的消费档次具有显著的正向影响。
H3. 1: 面子文化对高档消费品消费具有显著的正向影响。
H3. 2: 面子文化对中档消费品消费具有显著的正向影响。
H3. 3: 面子文化对低档消费品消费具有显著的正向影响。
H4: 面子文化对不同消费类别商品的消费意愿具有显著的正向影响,即面子文化对( 1) 食品、( 2) 服装、( 3) 居住、( 4) 美容/保健、( 5)交通通讯、( 6) 文化娱乐、( 7) 医疗、( 8) 杂项、( 9) 教育培训、 ( 10) 旅游、 ( 11) 人情支出、( 12) 电子产品、 ( 13) 家用电器等方面的消费意愿具有显著的正向影响。
H5:面子文化对汽车消费具有显著的正向影响。
H6:面子文化对住房消费具有显著的正向影响。
H7: 面子文化对奢侈品消费具有显著的正向影响。
( 一) 研究对象和数据搜集
本文的目的是探究面子文化对消费意愿的影响,调查对象主要涉及国内年龄在18 岁以上的家庭用户。本文主要采用Qualtrics在线调查软件和纸质问卷方式,以家庭为单位进行调查。此次调研范围涵盖全国31 个省、自治区,共发放问卷1 600份,收回的有效问卷为1 383份,问卷的有效回收率为86. 44% ,样本的人口统计学特征见表1。
( 二) 研究工具与测量
1. 面子的维度与测量。借用李洋( 2010 ) 给出并经过验证后测量中国人面子的量表,本文对面子进行维度划分与测量,该量表如表2 所示。
2. 消费意愿的测量。本文参照江林和马椿荣( 2009) 的做法,采用一般经济学的做法,将消费意愿操作化为4 个维度( 消费总量、消费类别、消费时间和消费档次) ,对于消费总量意愿和消费类别意愿的测量,用被测样本家庭近一年的实际消费支出状况来反映其消费意愿。具体来说,如果某个家庭为购买某一类产品的花费越大,就说明其对这类产品的消费意愿较强。消费档次意愿具体指以家庭为单位打算购买高、中、低档产品/服务意愿的强烈程度,消费时间意愿具体指家庭尽早购买所需要的商品/服务意愿的强烈程度( 见表3) 。
二、数据分析与假设检验
本文主要采用SPSS 20. 0 作为数据分析工具,对有关问题进行描述性统计、问卷信度及回归分析,以验证本文提出的假设。其中,通过回归分析既可以验证面子文化与消费意愿不同层面之间的关系,又可以区分面子文化对不同类型产品/服务消费意愿影响作用的强度,这主要依据标准化的Beta系数来进行检验,分析结果见表4。
注: ***p < 0. 01,**p < 0. 05,*p < 0. 1。资料来源: 根据本项目实证数据整理。
在表4 中可以看到消费总量、消费时间与消费档次( 高、中、低) 各自回归模型调整后的判定系数分别为0. 022、0. 004、0. 055、0. 008 和- 0. 001,消费类别食品、服装、居住、美容保健、交通通讯、文化娱乐、医疗、杂项商品与服务、教育培训、旅游、人情支出、电子产品、家用电器及汽车消费、住房消费、奢侈品消费等各自回归模型调整后的判定系数分别为0. 153、0. 162、0. 151、0. 151、0. 180、0. 171、 0. 018、 0. 096、 0. 005、 0. 201、 0. 178、0. 097、0. 060、0. 087、0. 078、0. 073。需要说明的是,回归模型调整后的判定系数值都较小( 都小于0. 21) ,但本文旨在探索面子文化与消费意愿之间的关系,并未将其他影响消费意愿的变量( 诸如宏观经济政策、社会保障及社会阶层等因素)一并放入回归分析。因此,尽管该值较小,但仍能接受。此外,消费总量、消费时间、消费档次( 高、中、低) 、消费类别和汽车消费、住房消费及奢侈品消费各自的D - W值均在2 左右,这说明所有回归模型的随机误差项没有严重的序列自相关现象; 各自的VIF值均小于1. 1,说明所有回归模型中各自的自变量之间不存在严重的共线性问题。因此,所有回归模型的拟合度总体来看较好,可进一步分析模型中各自变量的系数统计显著性。
从表4 中可以看出面子文化对消费总量和消费时间方面的意愿具有显著的正向影响,假设H1和H2成立; 面子文化对消费档次中高档商品和中档商品的消费意愿具有显著的正向影响,而面子文化对低档品消费意愿的影响不显著,假设H3. 1和H3. 2得到支持,而假设H3. 3没有得到支持,假设H3得到部分支持。面子文化与服装、居住、美容保健、交通通讯、旅游、人情支出及电子产品等方面的消费意愿具有显著的正向影响,也就是假设H4. 2、H4. 3、H4. 3、H4. 5、H4. 10、H4. 11、H4. 12等得到支持。但是,面子文化对食品、文化娱乐、医疗、杂项商品与服务、教育培训、家用电器等方面的消费意愿影响不显著,也就是假设H4. 1、H4. 6、H4. 7、H4. 8、H4. 9、H4. 10、H4. 13没有得到支持,假设H4得到部分支持。面子文化分别对汽车消费、住房消费、奢侈品消费均有显著的正向影响,假设H5、H6、H7均得到支持。
三、研究结论与讨论
第一,面子文化对消费总量、消费时间、消费档次意愿的影响。面子文化对我国居民的消费总量具有显著的正向影响,面子作为一种符号资源是中国很多消费者追求的目标,消费者在通过消费多样化的名牌产品而提升自己的面子,这就在不经意间增加了自己的消费总量,进而促进了社会消费总量的实际上升。在消费档次上,面子文化对于高档产品和中档产品的消费意愿的影响很明显,消费比别人高档的商品更能提升自己的面子,这就助长了消费者对中、高端商品的需求。对于低端产品的消费,面子文化的影响不是很显著,这是因为低端商品对消费者显示 “面子”具有副作用。在消费时间上,面子文化对于消费的时间偏好具有显著的正向影响,这在很大程度上是由于面子文化引起的攀比心理在作祟,并促使消费者在尽可能早的时间节点上购买能充分展示自己 “有面儿”的商品。
第二,面子文化对消费类别意愿的影响。在消费类别上,面子文化对于更能体现自身面子的商品类别( 如服装、居住、美容保健、交通通讯、旅游、人情支出和电子产品等) 的消费影响更加明显。对于服装类商品而言,很多消费者宁可吃的差一些也要穿的体面些,通过穿名牌衣服来给自己挣得面子,以获得别人的尊重。在旅游方面,你在省内游,我出省游就感觉要比你好很多; 你在国内游我出国游,我就比你感觉良好。在日常用品中,还有类似美容保健等的消费受面子文化的影响比较明显。但是,面子文化对于食品消费意愿的影响不被支持,在医疗、家电等方面的影响也很小,这既与消费本身的特殊性有关,又由于这些消费大多数是私密的消费,没有炫耀的必要。家用电器的消费受面子文化的影响较小,这可能是由于家用电器的功能基本相似,加之家电的普及也使其失去了进行攀比的功效。在特殊消费品上,诸如住房、汽车、奢侈品等能给足人面子的商品非常吸引爱面子的消费者的青睐。在面子文化的影响下,人均收入在国际上排名并不靠前的中国消费者现已成为全球奢侈品购买量排名靠前的消费群体,作为特殊消费品的住房、汽车等商品最大限度地迎合了这种爱面子的消费行为。
四、局限性及未来研究方向
本文的局限性,首先体现在选择问卷调查进行消费意愿的测量,没有在现场情境下进行,如果能够进行现场情境下的消费意愿调查,结果可能会更有说服力。其次,在问卷的发放过程中,由于时间和精力的有限,样本范围的代表性还存在一定的局限性。第三,除了本文所涉及的因素外,影响消费者购买意愿还有诸如宏观经济政策、社会保障及社会阶层等因素的影响,本文在这些方面尚未有涉及。因此,后续的研究除了扩大消费者的研究范围,还应重点从宏观层面探究消费政策对消费意愿的影响,以使消费者购买意愿的研究更加完善。
摘要：消费意愿可分为消费总量、消费时间、消费档次及消费类别等维度,它是影响居民消费行为的原动力。中国人讲面子,特别是在消费意愿方面受面子的影响更为突出。本文分析了面子文化对消费意愿的影响,发现面子文化对居民的消费总量、消费时间方面的消费意愿有显著的正向影响,对高、中档商品的消费意愿具有显著的正向影响,对低档消费品的消费意愿没有显著影响,对不同类别商品的消费意愿的影响存在差异。
关键词：面子文化,消费类型,消费意愿
参考文献
[1]A.H.Smith.Chinese Characteristics,New York:Fleming H.Revel Company,1894:16.
[2]张新安,厉杰,马源.中国人的面子消费观与身份消费行为:人际影响敏感度的中介作用[J].营销科学学报,2010,6(4):14-28.
[3]江林,马椿荣.我国最终消费率偏低的心理成因实证分析[J].中国流通经济,2009,23(3):57-60.
[4]李培林.当前中国城乡家庭消费状况[N].光明日报,2009-01-20(005).
居民意愿 篇5
气候问题不仅是环境问题, 更是关乎社会经济可持续发展的问题, 也不单是发展问题, 如今已关乎人类的生存问题。2012年6月召开的联合国可持续发展会议是自1992年联合国环境与发展大会和2002年可持续发展世界首脑会议后, 国际可持续发展领域举行的又一次重要会议, 会议集中讨论了绿色经济在可持续发展和消除贫困方面的作用和可持续发展的体制框架两个主题, 并重申了共同责任原则[1]。生态可持续发展和低碳经济发展逐渐成为世界范围内的共识, 2013年1月24日的全国环境保护工作会议提出了具体落实十八大中关于生态建设思想, 促进生态文明建设的十项任务部署。其中第七项指出要初步建立生态补偿机制, 探索流域上下游之间、自然保护区内外和不同主体功能区之间生态补偿的有效办法, 为生态补偿问题提供了政策支撑。气候环境问题与每个人的生活和工作有着密切联系, 年初全国范围的雾霾天气再一次警示国人, 爱护环境就是爱护我们自己。政府对于环境问题的治理已经持续多年, 但环境问题依旧没有很大改善, 局部地区环境甚至不断恶化。如今生态补偿作为治理和保护环境的新思路被提出, 或许可以起到意想不到的效果。
生态补偿作为一种以保护和可持续利用生态系统为目的, 以经济手段为主要方式, 调节相关者利益关系的制度安排[2]。生态补偿实质上是一种利益再分配和调整的机制, 生态补偿与生态环境等公共物品的使用相关, 生态补偿的受益或者受损对象都较广[3]。具体来说, 草原生态补偿供给方的支付意愿就是草原生态补偿的成本[4], Zhai和Takeshi调查了中国沿海居民对水、海洋生态系统等环境质量的支付意愿[5], 生态补偿和担保的激励措施可以促进农户的环境保护行为[6]。生态补偿的基本理论来源是环境外部成本内部化原理, 其目的是解决资源与环境保护领域的外部性问题, 使资源和环境适度地、可持续地得到开发和利用, 实现经济发展与保护生态平衡的协调, 进而达到促进可持续发展的最终目标[7,8]。
农户参与生态补偿的意愿既受到主观因素和非主观因素的影响, 又受到理性和非理性因素的作用, 是多因素综合影响的结果, 其中内部因素即家庭生计资本[9], 外部影响因素包括生态补偿本身的一些特征因素、农户所在农村社区 (村社) 的特征因素以及其它的一些外部影响因素[10]。性别[11,12,13]、受教育程度[12,13,14,15]和收入水平[12,13,14,15,16]等人口学特征影响到居民的生态补偿意愿。除受到非主观性的人口学特征影响外, 成本收益等理性因素[17]和环境认知程度等主观非理性因素[18,19]也会影响到居民生态补偿意愿。
总结学者关于生态补偿意愿的影响因素发现, 学者更多的从个体受教育程度、经济状况、性别、年龄、比较收益等非主观和理性因素探讨生态补偿意愿, 但居民的支付意愿不仅取决于“外部条件和现实能力”, 也取决于居民对环境的认知情况、心理预期、信心程度等心理特征[20]。现有生态补偿意愿的研究很少涉及生态补偿意愿的心理机制。基于此考虑, 本研究利用2010年南昌市居民低碳意识与生活调查的原始数据, 运用定量分析模型, 尝试对居民低碳补偿意愿的心理影响因素进行研究, 以期发现低碳补偿意愿的心理基础。
2 数据与方法
2.1 数据来源
本研究采用江西农业大学2010年4月对南昌市居民低碳意识与生活调查的原始数据。考虑到不同调查地点居民的代表性, 问卷调查采用判断抽样法确定调查地点, 即南昌市青山湖区青山路街道办和湖坊镇镇政府附近、东湖区公园街道办事处和八一桥街道办事处附近、西湖区南浦街道办事处和桃花镇镇政府附近等共3个区30个调查地点。本次调查共发放问卷3000份, 回收问卷2788份, 回收有效问卷2759份, 有效问卷率98.96%。在30个调查地点, 将偶遇的且愿意接受调查的居民作为调查对象。
2.2 研究方法
2.2.1 定序变量Logit模型。
本研究根据因变量的类型使用了定序变量的序列对数回归模型 (Ordered Logit Model) , 使用的统计分析软件为Stata12.1。显然, 居民低碳补偿意愿是一个有着程度等级差异的序列变量, 而不同低碳补偿意愿取值之间的距离并不相等。因而, 分析模型不能使用线性回归模型。为了更为有效地在分析中反映出自变量在意愿强度等级序列上的差异, 同时也更为精准地厘清因变量与自变量之间的因果决定关系, 使用定序变量的序列对数回归模型是适合的选择 (Peter&John[21], 1989;Agresti[22], 2002) 。
在定序变量Logit模型中, 因变量Y有M个取值。对于第i个样本自变量向量Xi, 因变量yi的取值小于j的累积概率为:
其中, i=1, 2, …n;j=1, 2, …m (本文中m=3) 。
而序列等级间的比率比的对数回归模型则可以表示为:
其中, i=1, 2, …n;j=1, 2, …, m-1 (本文中m=3) ;k=1, 2, …, k, 为自变量的个数;μj为满足对数分布 (logistic distribution) 的残差项。这个模型将估计出K个回归系数β1, β2…, βk, 以及m-1个递增的分割点 (cuts) α1, α2, …, αm-2。
模型的回归系数估算根据以下方程得出:
根据这一模型的设定, 当βk时, 表示在控制其他自变量的基础上, 随着第k个自变量取值的增大, yi落入较高意愿等级 (参照上述编码方案, 低碳补偿意愿更高) 的概率增大;当βk<0时, 表示在控制其他自变量的基础上, 随着第k个自变量取值的增大, yi落入较低意愿等级 (参照上述编码方案, 低碳补偿意愿更低) 的概率增大。
2.2.2 因变量与自变量的选取。
在定序变量logit模型中, 将因变量设为“低碳补偿意愿”, 即低碳补偿意愿低、低碳补偿意愿一般、低碳补偿意愿高。根据理论支持、文献回顾及单变量似然比检验, 将居民低碳关注度、低碳意识、低碳认知、低碳态度、性别、年龄阶段、月均收入及学历程度等变量拟纳入回归模型, 并对因变量与自变量作如下描述 (见表1) :
注: (1) 标*者为分类变量的参照组。 (2) 表中分类变量报告频数及百分比。 (3) 总案例数为2759。 (4) 数据来源于2010年南昌市低碳意识与生活调查原始数据。
3 结果分析
3.1 居民低碳补偿意愿描述分析
居民在回答“您是否愿意以植树或付费的方式补偿您的日常生活碳排放?”这一问题时, 7.4%的被访者选择不愿意, 50.1%的被访者选择看情况, 42.5%的被访者选择愿意。回答中虽然只有7.4%的被访者不愿意以植树或付费的方式补偿日常生活碳排放, 却有一半的被访者 (50.1%) 选择看情况决定是否进行低碳补偿, 42.5%的被访者愿意以植树或付费方式补偿日常生活中的碳排放。
3.2 回归模型结果
注: (1) 因变量为低碳补偿意愿, 参照组为“低碳补偿意愿低”。 (2) 括号内为标准误。 (3) *表示标示p<0.05;**表示p<0.01;***表示p<0.001。 (4) 数据来源于2010年南昌市低碳生活调查原始数据。
本研究采用了定序变量logit模型对居民的低碳补偿意愿进行了影响因素的考察, 并对“嵌套模型”进行了似然比检验 (Prob>chi2=0.4140) , 根据模型选择的简约原则选择了模型2 (见表2) 。
从表2中, 可以看出模型2对数据的拟合程度较好 (Log likelihood=-2322.1554, p=0.0000) , 自变量中的“低碳关注度”、“低碳意识”、“低碳认知”、“低碳态度”、“性别”、“年龄阶段”、“学历”呈显著统计学意义 (p<0.05) 。即在控制其它变量的条件下, 居民因“低碳关注度”、“低碳意识”、“低碳认知”、“低碳态度”、“性别”、“年龄阶段”、“学历”的差异引起了低碳补偿意愿的显著统计学差异, 这说明这些变量对于居民的低碳补偿意愿有一定的影响作用。
就居民低碳关注度而言, 在以低碳关注度低为参照组、控制其它变量的条件下, 可以看出, 随着居民低碳关注度的增强, 对低碳补偿意愿也在不断增高, 如与低碳关注度低的居民相比, 低碳关注度一般的居民的低碳补偿意愿增加了34.72% (=e0.298-1) , 低碳意识强的居民的低碳补偿意愿增加了99.97% (=e0.693-1) 。随着居民低碳意识的提高, 低碳补偿意愿也在不断增高, 如与低碳意识低的居民相比, 低碳意识一般的居民的低碳补偿意愿增加了36.34% (=e0.310-1) , 低碳意识高的居民低碳补偿意愿增加了135.61% (=e0.857-1) 。与低碳认知低的居民相比, 低碳认知高的居民对低碳生活的认同增加了90.41% (=e0.644-1) 。与低碳态度消极的居民相比, 低碳态度不确定的居民的低碳补偿意愿减少了40.67% (=e-0.522-1) , 低碳态度积极的居民低碳补偿意愿增加了43.91% (=e0.364-1) 。男性居民较女性居民低碳补偿意愿低18.45% (=1-e-0.204) 。老年居民较青年居民低碳补偿意愿增加了98.38% (=e0.685-1) 。随着居民学历的提高, 低碳补偿意愿也在不断增高, 如与初等学历的居民相比, 中等学历的居民的低碳补偿意愿增加了82.76% (=e0.603-1) , 高等学历的居民低碳补偿意愿增加了109.59% (=e0.740-1) 。但模型中居民月均收入并没有呈现显著性统计学差异, 即月均收入的不同并不导致居民低碳补偿意愿的不同。
4 结论与讨论
对居民低碳补偿意愿进行的回归分析表明, 居民低碳关注、低碳意识、低碳认知、低碳态度、性别、年龄和学历的差异导致了居民低碳补偿行为意愿的统计学差异, 表现为:相对低碳关注高、低碳意识强、低碳认知高、低碳态度积极、女性、老年人、高等学历的居民, 低碳关注低、低碳意识弱、低碳认知低、低碳态度消极、男性、青年人、初等学历的居民低碳补偿意愿相对较低, 即低碳关注高、低碳意识强、低碳认知高、低碳态度积极、女性、老年人、高等学历的居民低碳补偿意愿较高。居民的月均收入特征并未对居民的低碳补偿意愿产生统计学差异, 而不确定的低碳态度相比低碳态度消极的居民的低碳补偿意愿更低。即低碳补偿意愿有其低碳心理基础, 低碳心理基础 (低碳关注、低碳意识、低碳认知、低碳态度) 的加强有助于低碳补偿意愿的提高。
居民意愿 篇6
1 对象和内容
本文采用随机抽样的方法, 在古美社区卫生服务中心门诊及社区卫生服务站点拦截就医居民发放问卷进行现场调查, 共发放问卷1 800 份, 回收1 800 份, 回收率为100%剔除不合格问卷之后, 得到有效问卷1 728 份, 有效应答率为96.0%。 问卷了解调查对象的人口学特征; 调查对象对签约家庭医生制服务的接受度及主要相关影响因素。 调查对象的纳入标准为: 本街道常住人口; 年龄不小于18 周岁; 意识清楚, 语言表达无明显障碍; 自愿接受本次调查。
2 研究方法
2.1 调查方法
根据知情同意的原则, 由经过统一培训的调查员进行现场调查, 采用不记名填写, 对有需要的调查对象一对一指导填写问卷。
2.2 统计学方法
通过软件Epidata 3.1 建立数据库进行数据的双遍录入, 并进行逻辑纠错, 以缺项≥5%的问卷为无效问卷并剔除;运用SPSS 11.5 软件进行统计学分析, 统计学方法主要有:描述性分析、 χ2检验等, 以P<0.05 (双侧) 为差异有统计学意义。
3 结果
3.1 一般特征
性别: 男性696 人 (40.3%) , 女性1 032 人 (59.7%) 。 年龄: 平均68.8 岁, 最大者97 岁, 最小者18 岁, 60 岁以上者占48.0%。 文化程度: 大专及以上244 人 (14.1%) , 高中及中专568 人 (32.9%) , 初中590 人 (34.1%) , 小学及以下326 人 (18.9% ) 。 职业: 离退休964 人 (55.8% ) , 干部/职员160 人 (9.3% ) , 工人/ 服务人员344 人 (19.9% ) , 其他26人 (15.0%) 。 医疗保险类型: 城镇职工医疗保险1194 人 (69.1%) , 城镇居民医疗保险232 人 (13.4% ) , 公费/劳保医疗32 人 (1.9%) , 新农合88 人 (5.1%) , 干保88 人 (5.1%) , 商业保险10 人 (0.6%) , 自费84 人 (4.9%) 。
3.2 健康状况
就医社区居民主要以高血压病 (786 人, 占45.5%) 、 心脑血管疾病 (512 人, 占29.6% ) 及糖尿病 (324 人, 占18.8%) 等常见慢性疾病为主。
3.3 签约家庭医生意愿情况
愿意签约家庭医生984 人, 占56.9% (其中, 愿意签约并没有顾虑者432 人, 占25.0%; 愿意签约但心存顾虑者552 人, 占31.9%) ; 对签约无所谓者470 人, 占27.2%; 不愿意签约者274 人, 占15.9%。
3.4 不同个性特征签约意愿的差异比较
经 χ2检验结果表明: 不同性别、 不同年龄组、 不同文化程度和不同职业之间社区就医居民签约意愿无显著差异 (P>0.05) , 见表1~表4。
但不同医疗保险类型社区就医居民的签约意愿有显著差异 (P<0.05) 。 进一步通过两两比较结果如下: 城镇职工医疗保险与城镇居民医疗保险比较 (χ2=14.767, P=0.001) 、 与其他类型比较 (χ2=10.056, P=0.007) ; 干部医保与城镇居民医疗保险比较 (χ2=10.081, P =0.006) 、 与其他类型比较 (χ2=7.816, P=0.020) , 城镇职工医疗保险与干部医保的签约意愿明显高于其他保险类型, 余无统计学意义, 见表5。
3.5 知晓度与签约意愿的关系
截至调查之日, 社区就医居民对于本社区卫生服务机构开展家庭医生制服务的知晓度较高, 有1 202 人, 占69.6% , 不知晓的有526 人, 占30.4% 。 χ2检验结果显示:知晓度对签约意愿有显著影响 (P<0.001) , 知晓度高的社区就医居民更倾向签约, 见表6。
3.6 社区就医居民就诊行为与签约意愿的关系
影响社区就医居民择医的医生品质主要有服务水平、 服务态度及沟通能力三个方面 (表7) 。 社区就医居民就诊行为也影响签约意愿, χ2检验结果显示: 在社区卫生服务中心就诊时喜欢选择固定的全科医师的签约服务愿意较高, 见表8。
3.7 社区就医居民社区首诊接受度对签约意愿的影响
能接受社区首诊872 人, 占50.5% (其中: 544 人存在顾虑, 占62.4%) ; 无所谓434 人, 占25.1%; 不能接受211人, 占24.4%。 c2检验结果显示: 社区首诊接受度不同的社区就医居民的签约意愿有显著差异。 进一步进行两两比较发现, 不接受社区首诊和无所谓者的签约意愿有显著差异 (χ2=69.960, P<0.001) , 其中, 对不愿意和无所谓、 不愿意和愿意及无所谓和愿意进行两两比较均有显著差异 (P<0.001) 。 不接受和接受社区首诊的签约意愿有显著差异 (χ2=156.770, P<0.001) , 其中, 对不愿意和无所谓、 不愿意和愿意及无所谓和愿意进行两两比较均有显著差异 (P<0.001) 。 接受社区首诊和无所谓的签约意愿有显著差异 (χ2=218.445, P<0.001) , 其中, 对不愿意和无所谓、 不愿意和愿意及无所谓和愿意进行两两比较均有差异 (P<0.001) 。因此, 可以得出接受社区首诊的签约意愿最强, 不接受社区首诊的最不愿意签约的结论, 见表8。
3.8 有无转诊经历对签约意愿的影响
在本次的调查中, 接受过转诊的有392 人, 占到调查总人数的22.7% (表9) 。 经过c2检验得知, 是否经历过转诊对签约意愿有一定的影响, 差异有统计学意义 (表10) , 进一步经过两两比较发现, 有无转诊经历在愿意签约和无所谓者之间差异有统计学意义 (χ2=20.007, P<0. 000) , 经历过转诊的愿意签约的比例较高; 在不愿意签约和无所谓者之间差异有统计学意义 (χ2=19.695, P<0. 000) , 经历过转诊的不愿意签约的比例较高; 在愿意签约和不愿意者之间差异没有统计学意义 (χ2=0.834, P=0.384) 。
人
人
人
人
人
人
3.9 非完全愿意签约的社区就医居民考虑的因素
调查发现: 居民对签约家庭医生时考虑的因素主要有4个方面, 对要签约的家庭医生信任情况、 签约可获益处如何、 对签约后是否只能在签约的社区或只能在签约的家庭医生处就医, 见表11。
人
人
人
人 (%)
4 讨论及建议
4.1 社区就医居民签约家庭医生意愿一般
国际上实施家医生制度的国家普遍建立了家庭医生与居民之间的签约机制[7], 建立签约机制对于稳定医患关系、引导有序就医和提高卫生服务的连续性具有十分重要的意义[8], 是家庭医生制度得以开展的基石。 针对社区就医居民的调查表明, 愿意签约家庭医生制服务的有56.9%, 其中心存顾虑的达到愿意签约人数的56.1%, 完全愿意签约人数较少, 仅占总人数的25.0%。 目前, 上海市实施的是软签约, 并未对服务提供者和利用者规定相应的权利和义务, 对签约服务的有效性无法给予保证。 而签约意愿同时影响着签约率和签约的有效性, 因此, 探究影响签约意愿的影响因素具有十分重要的意义。
4.2 影响社区就医居民签约家庭医生的主要因素
调查结果显示, 对本社区开展家庭医生制服务知晓度高的就医居民更倾向签约家庭医生。 因此, 加强宣传力度, 正确宣传家庭医生制度, 多途径让居民了解家庭医生制服务, 提高居民对签约家庭医生制服务重要性的认识, 宣传中要突出本社区卫生服务中心在试点家庭医生制服务采取的措施和特色, 吸引更多的居民主动了解家庭医生制服务。
上海市对家庭医生资质的规定的是全科主治医师或有三年工作经验的全科医师[5], 因此, 全科医师是家庭医生的主力军, 也是家庭医生制度实施的关键。 本次调查结果显示就医中有相对固定的全科医生的居民签约意愿较高, 反映了居民对社区全科医师的信任感在一定程度上影响签约的意愿。 而就诊时选择全科医师时最看重的品质主要是服务水平、 服务态度和沟通能力, 服务水平作为服务机构之间及服务提供者的核心竞争力, 影响居民对家庭医生的信任程度进而影响签约; 服务态度与沟通能力作为居民与家庭医生关系的桥梁, 是实现人文关怀的基本途径, 能够拉近彼此之间的距离, 提高居民对家庭医生的信任程度。
社区首诊制是指规定除急诊外, 居民在患病需要就诊时, 须首先到社区卫生服务机构接受全科医生诊疗的一种制度[9]。 社区首诊是家庭医生制度的基础, 是家庭医生承担起居民健康和卫生经费的 “双重守门人” 职责的保障[4], 家庭医生制度比较成熟的国家对社区首诊具有明确的规定, 在英国, 除急诊外, 患者必须经过自己的家庭医生的转诊才能接受专科和住院治疗, 90%的患者是经由全科医生与国民医疗服务体系发生接触的。 在美国, 未经过初级医疗通科医生的许可, 若擅自择医则自担全部或部分医疗费用[8]。 上海市新医改也明确提出探索建立并逐步实现社区首诊制度[5]。 但对于居民而言, 社区首诊制影响对家庭医生制服务的签约意愿, 对社区首诊接受度越高, 签约意愿越高。 影响居民对社区首诊的原因可能有以下几个方面: (1) 与受上海市长期以来由于就医一卡通形成的自由就医习惯有关。 (2) 社区家庭医生医疗技术水平相对较低, 担心社区首诊后会出现误诊、 延误治疗等有关。 (3) 在不同等级医院就诊时医保报销比例差距不大, 社区卫生服务机构在费用方面优势较弱。 (4) 目前经过社区首诊后转诊时的就医选择范围较窄。 (5) 缺乏对接受社区首诊的社区就医及转诊就医的利益吸引等。 (6) 不同医疗保险类型社区就医居民签约意愿的不同其实质与相关保障政策不同相关。
双向转诊有利于分级转诊制度的建立和完善, 对合理利用卫生资源、 提高服务质量及降低卫生费用的支出具有较好的现实的意义。 但目前双向转诊制度存在一定的缺陷, 同时由于医疗机构经济利益驱动、 社区卫生服务能力较弱、 政府社区就诊引导和限制性政策滞后等因素的影响[10], 我国转诊制度还不太完善, 其运行还缺乏有效的管理机制, 未形成对整个转诊过程有效的监督和考核。 根据本次的调研结果可以看出, 是否经历过转诊对签约意愿有一定的影响, 可能原因主要有以下几个方面: (1) 转往上级医院的就诊绿色通道带来的便利得到居民的认可。 (2) 转诊平台预约范围较窄, 尚不能满足居民的需求。 (3) 社区医生在转诊过程中的参与度较低。 (4) 转诊流程烦琐, 与自行就医区别不大。 (5) 部分社区卫生服务机构没有设立康复病床, 仅靠家庭病床尚不能满足居民需求。
参考文献
[1]中华人民共和国国务院办公厅.《国务院关于建立全科医生制度的指导意见》 (国发[2011]23号) [DB/OL].http://www.gov.cn/zwgk/2011-07/07/content_1901099.htm, 2011-07-01.
[2]王莹.青岛城镇居民医疗保险新亮点[J].山东社会保障, 2008 (4) :20-22.
[3]赖光强.深圳市实施家庭医生责任制项目路径的分析与思考[J].中华全科医师杂志, 2009, 8 (11) :813-814.
[4]方芳.北京“片儿医”联系卡年内发到每户家庭[J].中国社区医师 (医学专业半刊) , 2008, 10 (7) :30.
[5]上海市人民政府.关于印发上海市深化医药卫生体制改革近期重点实施方案的通知 (沪府发[2011]18号) .[EB/OL].http://wsj.sh.gov.cn/website/b/63997.shtml, 2011-08-25.
[6]杜兆辉.城市社区家庭医生制服务的实践与思考[J].中国全科医学, 2011, 14 (11) :3541.
[7]余澐, 张天晔, 刘红炜, 等.上海市社区家庭医生制服务模式的可行性探讨[J].中国初级卫生保健, 2011, 25 (10) :7-11.
[8]李子贵, 樊朝阳, 吕岩玉, 等.签约制对社区卫生服务连续性作用的调查分析[J].中国全科医学, 2004, 7 (13) :1010-1012.
[9]黄俊芳, 王庆川.深圳市观澜人民医院成功实施社区首诊的原因分析与思考[J].中国全科医学, 2011, 14 (28) :3198-3211.
居民意愿 篇7
十八届三中全会通过 《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》中提到 “坚持计划生育的基本国策,启动实施一方是独生子女的夫妇可生育两个孩子的政策”。2014年1月16日,浙江省率先正式实施,其后各省市也相继执行。不少专家学者和社会大众皆认为,此举标志着中国将逐步放开严控生育政策,向 “全面二孩” 过渡。2015年两会上,多地代表也提出全面放开生育政策的建议。然而当前是否适合全面放开生育政策,还是只是适合全面放开二孩生育政策,首先需要了解现阶段的生育率水平、生育意愿。尤其是长期以来生育率较高的农村,需要切实关注其现阶段生育意愿到底怎样?2010年中国第六次人口普查资料显示农村育龄妇女的总和生育率约为1.44,这一水平远低于更替水平的2.1。农村居民的现实生育水平是否是意愿生育的反应?如果不是,其差距又有大多?本文将对此进行研究。尤其是在当下社会保障制度逐渐完善的情况下,农村养老保险和医疗保险是否对农村居民的生育意愿有影响?影响程度怎样?对此本文将着重考察。
关于生育的影响因素,一直以来都是国内外专家学者讨论的焦点。上世纪六十年代以来,国外学者就对此进行了研究。Becker从 “效用最大化”的视角对家庭生育意愿进行研究,提出了孩子质量替代数量的成本抉择理论。〔１〕Leibenstein也指出生育意愿取决于生育的预期成本和预期收益。他认为,孩子的成本分为直接成本(即生活、教育、娱乐等费用)和间接成本(即父母的受教育机会和增收机会的减少,又称 “机会成本”),并引入 “边际孩子理性选择模型” 进行具体分析。〔２〕此后不久,Hoffman等的研究也证实了这点。〔３〕Easterlin结合发展中国家经济现代化进程,运用生育的供给和需求理论来分析生育的决策问题。〔４〕以上研究皆显示:随着收入的提高,家庭更倾向于少生。国内部分学者的研究也都显示:家庭收入或者经济状况与生育之间有着显著的负向关系,经济发展,收入增加,人民生活改善是妇女生育率下降的主要原因。〔５～７〕
有不少学者从父母的受教育程度来研究生育意愿,Mcdonald认为随着教育水平的提升,妇女的生育意愿下降,并且低生育意愿有从高学历人口向低学历人口扩大的趋势。〔８〕一部分研究学者也从不同代际的生育意愿进行研究,发现教育无论是对年轻人,还是年长的人在生育方面都有抑制作用,即受教育程度越高的人,越倾向于低生育。〔９〕〔１０〕尤其是妇女的受教育程度提高后,劳动参与率大大提升,社会地位也大为改善。这不仅减少了妇女生育孩子的时间,也改变了妇女的传统婚育观念,使其从热衷于生育变为倾向于少生,从而使得生育意愿下降。〔１１〕〔１２〕职业也是影响生育的一个重要因素,不同职业人群的生育意愿有显著差异。李彩霞对不同职业的女性农民工的生育意愿进行调查,研究显示从事较累、较苦、待遇较差职业的女性偏向多生,且偏好生男孩;而从事较为轻松,待遇较好职业的女性更倾向少生,且性别偏好不明显。〔１３〕李波平和向华丽的研究也显示,随着时代的进步,职业对妇女生育意愿的影响作用逐渐显著。〔１４〕伍海诚和乔天宇对农村一孩户再生育意愿的研究显示:职业为经商的育龄妇女意愿再生育一孩的可能性最低,务工的其次,务农的可能性最高。〔１５〕此外,还有不少学者从人口流动迁移、妇女的社会交往、生育政策、户籍、婚姻状况等角度对生育意愿进行研究。〔１６～２３〕
尽管学者们从以上多方向进行了生育意愿因素的研究,但是从社会保障的角度来研究的学者还很少。已有的相关研究往往只是简要提到社会保障可以改变人们传统 “养儿防老”的生育观念,但是对生育意愿的影响如何却缺乏具体的实证研究,相关定性研究也不多见。研究认为流动人口在城市社会保障的缺失,很大程度上影响其在城市生活的融入程度,进而影响他们对城市生育文化观念的接纳程度,使流动人口缺乏自觉实行计划生育的有效支撑。〔２４〕〔２５〕同时,根据以往相关领域的研究和调查数据的实际情况,本文将着重研究居民生育意愿的生育数量和生育性别。
二、数据来源与研究方法
1.数据来源
本研究数据来源于中国社会科学院社会学研究所2011年的中国社会状况综合调查(CSS)数据,该问卷采用概率抽样入户访问方式,在全国25个省(自治区)的128个县(区)、256个街道(乡、镇)、512个居(村)民委员会开展调查,共获得有效样本7026份,其中农村样本4294份。样本具有广泛的地域代表性和大样本性质。
2.研究方法与变量设定
本文首先采用描述统计方法分析了农村居民的意愿生育数量和意愿生育性别,其次采用多组Lo- gistic回归方法研究社会保障对农村居民生育意愿的影响。具体分析中,本文采用SPSS中的Binary LogisticRegression模块进行分析。
本文的因变量为农村居民的意愿生育数量和意愿生育性别,意愿生育数量分为意愿生育1个、2个、3个及以上,由于农村意愿不生的统计样本不到1%,因此不加以考虑。意愿生育性别分为:偏好男孩、偏好女孩和男女无所谓。本文将偏好男孩界定为意愿生育中男孩数量大于女孩数量;偏好女孩为意愿生育中女孩数量大于男孩数量;男女无所谓是指意愿生育中选择无性别偏好或意愿生育男孩数量等于女孩数量。关注变量为:是否参加养老保险和是否参加医疗保险。参加了赋值为1,未参加赋值为0,后者为参照组。
根据以往的相关文献,本文还选取了以下控制变量进行研究:性别、年龄、文化程度、工作情况、家庭人口数、婚姻状况、兄弟姊妹数、家庭年收入等变量。性别变量中,男性赋值为1,女性赋值为0,即女性为参照组。年龄变量中,将调查对象(皆为15岁及以上的人群) 分为三个年龄段,青年组:15-39岁,中年组:40-59岁,老年组:60岁及以上,并以老年为参照组。文化程度变量中,分为小学及以下、初中、高中及以上三个层次,并以高中及以上为参照组。工作情况:以有工作为1,无工作为0,即无工作为参照组。家庭人口数变量中分为三个类别:家庭人口数为2人及以下、家庭人口数为3人和4人,家庭人口数5人及以上,并以后者作为参照组。婚姻状况变量中,以有配偶为1,无配偶为0,即后者为参照组。兄弟姊妹数变量中,以独生子女为1,非独生子女为0,即后者为参照组。家庭年收入变量中分为三个层次:0~19999元、20000~49999元、50000元及以上,并以后者为参照组。
三、农村居民意愿生育的描述分析
1.农村居民意愿生育数量
农村居民的意愿生育数量约为1.94,其中仅有0.31%的居民不想生育子女,17.99%的居民意愿生育1个子女,73.29%的居民意愿生育2个子女,意愿生育3个或3个以上子女的居民占8.42%。总体来看,大多数的居民想生育2个子女,具体情况如表1所示。
单位:个、%
不同特征的农村居民理想子女数有较大差异,本文关注的社会保障中养老保险和医疗保险与平均理想子女数就存在一定关系,有养老保险的居民理想子女数比无养老保险的少0.23个;无医疗保险的居民理想子女数比有医疗保险的人群少0.1个。从性别来看,女性比男性的理想子女数多0.07个。不同年龄组的差异也较为明显,60岁及以上的老年组平均理想子女数最多,为2.20个;40~59岁的中龄组其次,为1.97个;15~39岁的青年组最少,为1.83个。受教育程度方面,小学及以下的居民平均理想子女数最多,为2.05个,初中最少,为1.88个。有工作和无工作居民的平均理想子女数都一样,为1.944。家庭人口方面,家庭人口数5人及以上的居民平均理想子女数较多,为2.03个;家庭子女数为3人和4人的平均理想子女数最少,为1.86个。有配偶的居民理想子女数更多,为1.97个;无配偶的少,仅为1.83个。调查者为独生子女的,理想子女数少,为1.78人;非独子女理想子女数多,为1.95个。家庭收入越低者倾向于多生,越高者倾向于少生,具体情况如表2所示。
2.农村居民意愿生育性别
从意愿生育偏好来看(如表3),大多数的农村居民对子女的偏好不强烈,86.19%的人认为生男生女无所谓,偏好男孩的人群比重仅为8.66%,偏好女孩的比重仅为5.15%。其中,52.4% 的农村居民明确表示生育男女各一个。通过意愿生育男孩数量与女孩数量之比,得到农村意愿出生人口男女性别比约为104,比2010年人口普查资料显示的农村出生人口男女性别比122低18。可见,生育政策的调整有利于降低出生人口性别比。
单位:个
单位:个、%
四、社会保障对农村居民生育意愿的实证研究
1.社会保障对农村居民意愿生育数量影响分析
社会保障对农村居民意愿生育数量影响分析的实证结果,如表4所示。社会保障对农村居民意愿生育数量是否为1个孩子的影响显著,有养老保险的人与无养老保险者相比,意愿生育1个孩子的机会比率Exp (B) =1.472;而有医疗保险的人与无医疗保险者相比,意愿生育1个孩子的机会比率Exp(B)= 0.714,即说明有养老保险的人生育1个孩子的可能性更大,而有医疗保险的人生育1个孩子的可能性更小。在意愿生育是否2个孩子的居民中,养老保险的影响不显著;医疗保险的影响显著,有医疗保险的人生育2个孩子的机会比率是无医疗保险者的1.385倍。而在是否生育3个及以上孩子中,无论是养老保险还是医疗保险的影响皆不显著。
此外,本文还发现其他控制变量对意愿生育数量有影响。与女性相比,男性生育1个孩子的机会比率Exp (B)=1.287,即男性意愿生育1个孩子的可能性更大。年龄段对意愿生育数量影响显著,与60岁及以上的老年人相比,15~39岁的青年生育1个孩子和2个孩子的可能性都大,而生育3个及以上孩子的可能性小很多,机会比仅为前者的0.317倍;40~59岁中年组的研究也得到和青年组类似的结论。由此说明年龄越大的人倾向于多生,越年轻的倾向于少生。文化程度方面,与高中及以上文化程度的人相比,小学及以下文化程度的人生3个及以上孩子的机会比率较大,初中文化程度的人生2个孩子的可能性更大,分别提高了1.094倍和0.254倍。与无工作的人相比,有工作的人生育1个孩子的可能性更小, 机会比为前者的0.830倍。与家庭人口为5人及以上的大家庭相比,人口越少的越倾向于生育1个孩子,生育3个及以上孩子的可能性更小。婚姻状况方面,有配偶者意愿生育更多,生育2个孩子和3个及以上孩子的机会比率分别比无配偶者提高了0.266倍和0.384倍。独生子女更倾向于生育1个孩子,机会比率为非独生子女者的1.556倍,生育2个孩子的机会比率比非独生子女者少0.328倍。与家庭收入5万元及以上的高收入者相比,家庭收入2万元下的低收入者生育1个孩子的机会比率Exp (B)=0.803,说明高收入者生育1个孩子的可能性更大。
2.社会保障对农村居民意愿生育性别影响分析
社会保障对农村居民意愿生育性别的影响,如表5所示。养老保险对是否偏好男孩有显著影响,与无养老保险的居民相比,有养老保险的居民偏好男孩的机会比率Exp (B) =0.422,即无养老保险的居民更偏好生男孩。医疗保险对意愿生育性别偏好无影响。与女性相比,男性偏好女孩的可能性更小,比前者少0.269倍。年龄组中,与老年人相比,青年群体更喜欢女孩。文化程度方面,与高中及以上文化程度的居民相比,小学及以下文化程度的居民性别偏好明显。家庭人口在2人及以下的居民与家庭人口在5人及以上的相比,偏好女孩的可能性更大。独生子女相比非独生子女,生育性别偏好更明显。家庭收入在20000~49999元的中等收入家庭与50000元及以上的高收入家庭相比,生育偏好更明显,尤其是对女孩的偏好更强。
五、结论与启示
本文根据2011年的中国社会状况综合调查(CSS)数据,分析了农村居民的生意意愿,并重点研究了社会保障中养老保险和医疗保险对农村居民生育意愿的影响。描述统计分析显示:大多数(73.29%) 的居民只想生育2个孩子, 只有8.42%的居民希望生育3个或以上。从不同特征来看,性别、年龄、受教育程度、家庭人口数、婚姻状况、家庭收入、养老保险、医疗保险等变量对农村居民的生育意愿数量都有一定的影响。在意愿生育性别偏好方面,大多数的家庭没有明显偏好,一半以上的居民认为最理想的情况是一男一女。但偏爱生育男孩的比率还是略高于生育女孩的比率。二元logistic回归分析结果表明:养老保险对农村居民意愿生育数量有一定的抑制作用,而医疗保险的作用则相反,有养老保险的人倾向于生育1个孩子的可能性更大,而有医疗保险的人倾向于生育1个孩子的可能性更小。在意愿生育性别方面,无养老保险的居民更偏好生育男孩,而医疗保险对居民意愿生育性别无明显偏好。
通过以上研究,本文得到以下启示:
第一,农村居民的生育意愿数量已经处于更替水平之下,有必要放开二孩政策,但是从什么时候放开,还需要进一步研究。2010年的全国人口普查资料显示农村的总和生育率仅为1.44。如果当前全面放开二孩,必将导致人口的严重堆积。由于单独二孩政策已于2014年开始全面执行,通常有3~5年的堆积期。因此,全面放开二孩的政策建议从2018~2020年开始执行,未来三年可以进一步做深入的调研论证。
第二,社会保障对农村居民的生育意愿有一定的影响。尤其是做好农村养老保障,可以改变居民传统的 “养儿防老”观念,从强调生育孩子的数量到质量的进一步转变,这也证实了贝克尔的生育抉择理论。医疗保险对农村居民的生育意愿的影响不是很明显,但是在少子化的时代,农村医疗保险的设计也应有所完善,实现从单一的新型农村合作医疗保险到多种类型的保险,比如推广农村长期护理保险等。
居民意愿 篇8
近年来, 伴随着我国城乡差距不断扩大, 城乡关系成为重要的时代命题。农村居民的城镇化意愿是反映城乡关系的重要因素, 相关研究逐渐增多。在农村居民迁居影响因素方面, 李毳认为农民进城并没有实现稳定就业, 是一种不彻底的迁移, 经济动因是进城就业农民行为选择的重要动因, 除此之外, 还有一些诸如家庭、个人偏好、社会关系等因素也起了重要作用。李君等认为家庭总人口、现住宅改造时间、出路交通、房屋面积及结构、地形是影响农村居民迁居意愿的主要因素, 吴晓认为影响进城农民择居行为的社会经济因素为经济收入、就业方向、教育程度、性别、年龄等。殷红敏将影响农民城镇化意愿的因素分为正负两个方面, 其中正向因素为子女教育改善、自身发展、交通便利、个人生活质量改观、收入提高, 负向因素为城市消费水平高、住房难、就业难、难以享受基本保障等方面;杨叶忠从社会学的研究视角提出了苏浙沪三地农民城镇化意愿及其主体参与机制的建构措施, 夏显力、杨萍萍等相关研究集中在农民工市民化意愿和影响因素方面。
国外对农村居民城镇化意愿的研究更多集中在城乡联系的宏观背景下。从20世纪90年代开始, 国外形成了城市偏向理论、城乡联系理论、乡村偏向理论三类观点, 出现了专门研究城乡空间分布的理论模型如Desakota模型、区域网络模型、城乡连续体、城乡动力学以及其他城乡相互联系的观点, 这些研究拓展了对发达国家和发展中国家城乡关系研究的重点和目标。发达国家对城乡关系的研究集中在从空间整合、社会文化融合角度推动城乡一体化, 发展中国家的研究则集中在对城乡二元结构方面。城乡关系发展阶段可分为农业社会的乡育城市、城乡模糊阶段;工业化前期的城乡分离阶段;工业化后期的城乡融合、城乡一体化阶段。此外, KOMB归纳了对于农民或者移民迁移及生计改善主要有推力—拉力因素、社会文化网络因素、生计改善因素三类。Tacoli从结构性因素和社会文化因素两个方面归纳了影响城乡迁移的生计要素, 其中, 结构性因素包括农业收入、城郊扩张、城市的不安全因素 (财务、安全) 、新的就业机会 (如国际旅游度假区、出口加工区) 等, 社会文化因素包括市场信息、社会网络、家庭内部结构变化 (性别、代际联系) 等。总体上, 农村居民的城镇化选择与年龄、受教育程度和经济水平等有关, 现有的对农村居民城镇化的研究大部分集中在“就农民意愿论农民意愿”上, 以城乡关系为分析框架的研究较少, 更是缺乏空间的研究维度。
本文选取河北省鹿泉市作为县域农村居民城镇化意愿特征的典型案例, 从收入、教育与公共服务选择几个方面分析鹿泉市农村居民的城镇化意愿特征, 对推进健康城镇化具有重要的指导意义。其核心议题是:为什么农村居民选择城镇化的方式会有所不同?不同城镇化路径的影响因素有哪些?
2 案例概况与研究方法
2.1 案例概况
鹿泉市东临省会石家庄市, 西倚太行山, 市辖8镇4乡和1个省级高新技术产业开发区, 208个行政村, 面积603平方公里, 人口38万 (见图1、图2) 。
2.1.1 经济发展水平较高, 城乡功能混杂
鹿泉市经济基础相对较好, 在河北省136个县级市中, 鹿泉市经济总量排在第13位, 人均经济指标排在第7位, 排名靠前。一方面受石家庄中心城区的辐射带动显著, 另一方面, 位于石家庄近郊的区位特征使得鹿泉市面临快速城镇化、生态保护、产业承接等问题, 城乡功能相对混杂。
2.1.2 产业结构以二产为主, 城乡工业发展活跃
鹿泉市产业资源依托型特点突出, 依托自身资源环境条件, 鹿泉市的优势产业主要有非金属矿物制品和采选、电子信息、装备制造、食品制造, 2012年, 鹿泉市三次产业比重为7.2:59.2:33.6, 是石家庄都市区四县市中二产比重最高的城市。
2.1.3 生态环境优势突出, 但近年来破坏严重
鹿泉市是石家庄市重要的生态屏障地, 地形条件多样, 具有山地、丘陵、平原、水面、森林等自然资源, 与石家庄都市区四县市的栾城、正定和藁城相比, 鹿泉市具有天赋的、卓越的山地自然生态环境, 将构成未来鹿泉进行城市竞争的重要资本。但由于近年来大规模的以资源依托型为主的资源开采方式, 使鹿泉市生态环境破坏严重。
2.1.4 距离省会城市近, 受中心城市辐射作用明显
鹿泉市全境南北狭长、东西窄, 与石家庄市区的空间联系十分紧密, 有6个乡镇直接与石家庄市区接壤, 大部分乡镇与石家庄保持30分钟内的车程, 多数乡镇已经实现与中心城区的公交化, 鹿泉市是石家庄都市区四县市与石家庄市区最具同城化发展潜力的地区。
2.1.5 城镇化进程缓慢, 始终维持较低发展水平
城镇化水平从1980年到1990年由5%增长到7.6%, 增长了2.6个百分点。1990到2000年, 城镇化水平由7.6%增长到13.4%, 增长了5.8个百分点。2000年到2008年, 城镇化水平基本稳定在13%左右。此外, 人口规模与地形关系密切, 平原村人口规模大, 丘陵村人口规模中等, 山区半山区村人口规模最小。
注: (1) 平均年龄= (各年龄组的组中值×各年龄组人数) 之和/人口总数 (2) 受教育程度的有效样本量为1110个。
2.2 研究方法
本文采取实地调研和问卷统计的研究方法, 2010年3~5月, 调查小组在鹿泉市按照0.1%的人口比例抽样发放村民问卷1500份, 实际回收问卷1246份, 回收率83.06%。从有效问卷中抽取与农村居民城镇化意愿相关的指标进行统计分析, 包括对鹿泉市农村居民性别、年龄、受教育程度以及城镇化意愿等方面特征的描述, 并对鹿泉市的经济情况、人口规模及地形做了简要的描述。
统计显示, 鹿泉市受调查农村居民以男性为主, 达到了70.47%, 平均年龄41.03岁, 集中于40~50岁的年龄区间, 受教育程度集中在初中及高中, 其中小学及以下占7%, 初中占36%, 高中占47%, 大学以上占9%。年收入集中在1万元至3万元之间, 其中低于1万元的占16%, 在1万至2万之间的占46%, 在2万至3万之间的占28%, 大于3万的占10%。城镇化意愿以迁入农村新社区的最高, 达到52%, 其次迁入小城镇的占28%, 最后迁入县城的仅占20% (见表1) 。
3 鹿泉市农村居民的城镇化意愿特征
3.1 经济收入与城镇化意愿的关系:收入不是决定农民城镇化的唯一因素
问卷调查表明, 迁入中心村的家庭年收入为11842元, 迁入小城镇的为26380元, 迁入县城的为12433元, 迁入中心村和迁入县城的平均收入几乎相同, 而迁入小城镇农民平均年收入则分别超过迁入中心村、迁入县城的14538元和13947元 (见表2) 。因此, 农村居民城镇化过程中收入不能决定城镇化的方式选择。
3.2 受教育水平与城镇化意愿的关系:受教育程度高的人, 迁入县城的意愿也高
农村居民的城镇化意愿与受教育程度存在一定的相关性。从农村居民城镇化意愿与教育水平可以看出, 初中以下文化水平的农村居民迁入中心村占8.79%, 迁入小城镇的占6.82%, 迁入县城仅占3.15%。初中文化水平的农村居民迁入中心村的占39.14%, 迁入小城镇的占36.04%, 迁入县城的占28.83%, 高中或中专文化水平的农村居民迁入中心村的占44.31%, 迁入小城镇的占47.73%, 迁入县城的占55.41%, 高中以上文化水平的农村居民迁入中心村的7.76%, 迁入小城镇的占9.42%, 迁入县城的占12.61%。总体上, 教育水平越高, 迁入县城的意愿越明显, 教育水平越低, 更倾向于迁入中心村或者小城镇 (见表3、图3、图4) 。
受教育程度在高中及初中有明显的分界, 高中以下文化水平的农村居民迁入中心村、迁入小城镇、迁入县城的意愿依次递减, 高中以上文化水平的农村居民则依次递增, 这部分农村居民由于受教育程度相对较高, 相比受教育程度低的农村居民更了解外面的世界, 对自身和生活环境的要求也相对较高, 从而导致了他们迁入县城的意愿高于高中以下文化水平的组别。
农村居民的受教育程度与城镇化意愿存在相关性。从鹿泉市教育水平与城镇化意愿的关系看, 初中以下文化水平迁入中心村农村居民的比重占64.56%, 到高中以上文化水平迁入中心村占44.12%, 下降了20.44%。初中以下文化水平迁入小城镇的农村居民比重占26.58%, 高中以上文化水平占28.43%, 增加了1.85%。初中以下文化水平迁入县城的农村居民比重仅占8.86%, 高中以上文化水平的占27.45%, 两者相差18.59% (见表4、图5) 。
3.3 公共服务与城镇化意愿的关系:基础设施延伸至本地意愿高于给予安家费迁入城镇
目前, 乡镇级公共服务不足或缺失是我国绝大部分地区面临的普遍问题, 公共服务的不均等制约着农村居民的城镇化意愿。鹿泉市乡镇级公共服务设施相对落后, 乡镇与乡村地域景观差别不大。根据2009年河北省城镇建设统计年报, 鹿泉县城公共服务设施用地2.8平方公里, 占建成区面积的15.4%, 在石家庄各县市比重中处于中等偏下的水平。公共服务设施受地形以及距离中心城区远近有着显著的差别, 按照距离中心城市远近和地形进行比较, 山区半山区乡镇有白鹿泉乡、山尹村乡、上寨乡、石井乡, 该地农村居民基础设施延伸至本地的意愿高于给予安置费迁入城镇的意愿, 分别高于38%、45%、19%、14%, 平原村的乡镇有大河镇、黄壁庄镇、开发区 (缺数据) 、李村镇、寺家庄镇, 该地农村居民基础设施延伸至本地的意愿高于给予安置费迁入城镇的意愿, 分别高于13%、15%、28%、42%, 介于山区和平原之间的乡镇有获鹿镇、上庄镇、铜冶镇、宜安镇, 两种意愿之差分别为15%、58%、28%、-1% (见表5) 。
距离中心城区越远、基础设施条件越差的区域农村居民对基础设施延伸至本地的意愿强于给予安置费迁入城镇的意愿。距离中心城区越近、基础设施条件越好的区域农村居民给予安置费迁入城镇的意愿强于基础设施延伸至本地的意愿。农村居民对基础设施延伸至本地的意愿要高于给予安家费迁入城镇的意愿 (见图6) 。
4 结语
农村居民城镇化的意愿受到收入、受教育水平以及公共服务均等化等多种因素的影响, 调查结果分析表明, 收入并不是决定农村居民城镇化意愿的唯一要素;随着农村居民受教育程度的提高, 农村居民迁入县城的意愿也越加强烈;公共服务配置不均造成了农村居民城镇化意愿倾向于基础设施本地延伸高于给予安家费迁入城镇。
农村居民的城镇化进程是一个缓慢而艰巨的过程, 农村居民城镇化难度大主要存在以下几方面原因:一是城市吸纳就业能力有限, 农村以承接城市的第二产业为主, 这些产业对农村自身就业带动能力不强;目前大部分城市盲目进行产业结构调整和升级, 大量缩减劳动密集型产业, 为农村居民进入城镇就业带来困难。二是近年来县城及中小城市房价的上涨加重了农村居民进入城市的困难, 据调查, 乡镇一套住房的价格基本上是农村居民在农村建房的3~4倍。三是城乡割裂的制度性壁垒并未完全消除, 户籍制度、医疗、子女教育、社会福利等城乡平等的制度正在建设中。因此“积极稳妥推进城镇化”是未来相当长一段时间内农村居民城镇化进程中需要坚守的前提和原则, 尊重城乡发展的一般规律性是有效指导农村居民城镇化意愿的有效“抓手”。
摘要：伴随着中国快速的城镇化进程, “以人为本”的城镇化道路是我国未来城镇化发展方向的重点, 尊重农民城镇化意愿是新型城镇化的根本。中国的新型城镇化道路将由大都市区发展转向以城镇发展为重点, 新型城镇化必须满足农村居民的实际需要。本文选择河北省鹿泉市这一典型案例, 采取实地调研和问卷统计的方法, 从收入、教育、公共服务与城镇化意愿几方面分析了鹿泉市农村居民城镇化意愿特征。研究指出, 收入不是影响城镇化意愿的唯一因素, 受教育水平越高迁入县城的意愿越强烈, 基础设施延伸至本地意愿高于给予安家费迁入城镇。
居民意愿 篇9
关键词：农村居民,无偿献血,意愿,知识,调查
目前南宁市临床用血量大幅度增长, 临床用血供需矛盾愈显突出。南宁市农村人口占全市人口总数60%以上, 其献血总量尚不到用血总量的10%[1], 农村居民献血量与用血量的不平衡加剧了当前的采供血紧张局面, 农村无偿献血工作迫切需要进一步加强。在此背景下, 该研究于2012年6月—12月开展了此次农村无偿献血意愿及相关知识知晓度的调研, 为下一步的工作改进提供参考, 现报告如下。
1 对象与方法
1.1 研究对象
南宁市辖6县年龄为18~60周岁的城镇和农村居民。
1.2 问卷调查内容
1.2.1 基本情况
年龄、性别、民族、文化程度、职业, 是否参加过无偿献血等。
1.2.2 无偿献血意愿
是否愿意无偿献血, 是否支持和鼓励亲友参加无偿献血, 见表1。
1.2.3 无偿献血相关知识知晓度
包括对无偿献血有关法律法规、南宁市免费用血政策, 以及对血液知识、无偿献血年龄献血量和献血间隔、献血是否会感染疾病、献血是否影响健康、献血对健康要求等知识的知晓度, 见表2。
1.3 调查方法
参考《中华人民共和国献血法》、《血站管理办法》、《血站质量管理规范》、《献血者健康检查标准》、《南宁中心血站献血登记表》拟出问卷初稿, 经过血站专家组成员论证、修改和完善, 形成正式调查问卷。
选择在2012年6—12月期间到南宁市辖六县的捐血屋或献血车参加无偿献血活动的县域居民, 以及到各县人民医院、县中医院和县妇幼保健院就诊的患者及其家属作为对象进行调查, 同时在六个县随机选择12个乡镇, 随机选取18~60周岁的农村居民作为调查对象。
通过问卷调查法收集资料, 被调查者按照要求填写《南宁农村地区无偿献血知识的调查表》调查问卷内容根据采用一对一、无记名、当场收回的方式进行。
1.4 质量控制
对于问卷调查收集的数据资料, 问卷调查填写完整率在80%以上的为有效问卷, 去除无效问卷, 在资料整理审核的基础上, 采用双盲法录入, 由质量控制人员查错、补漏。
1.5 统计方法
所有资料统一编码后, 经审核无误后, 建立数据库, 按照被调查者是否献过血分组为组1 (曾参加过无偿献血) 、组2 (未参加过无偿献血) 、组3 (因年龄、健康等原因已达不到无偿献血要求) 。运用SPSS 13.0进行统计分析, 组间计数资料比较采用χ2检验。
2 结果
2.1 调查表发放与回收情况
共发放问卷4 500份, 回收问卷3 987份, 回收率88.60%。回收问卷中, 有效问卷3 815份, 回收问卷有效率95.69%。
2.2 无偿献血意愿调查结果
是否愿意无偿献血, 是否支持和鼓励亲友参加无偿献血, 结果见表1。
3 讨论
调查显示69.1%南宁市农村居民表态愿意参加无偿献血 (如果流动献血车开到他们的镇区/社区/村开展无偿献血时) , 与王晓妹[2]报道的安徽省农村居民、王淑香[3]报道的承德市农村居民无偿献血意愿相似, 高于夏晓春[4]报道的瑞安市农村居民无偿献血意愿, 同时75.5%南宁市农村居民表态支持亲友参加无偿献血。剔除因年龄健康等原因不能献血的人群后仍有高达59.4%的适龄农村居民愿意献血, 从调查数据来看发展农村无偿献血的潜力非常大。
*P<0.05
关于无偿献血知识知晓率方面, 南宁市农村居民对于献血知情权、咨询体检、传染病患者和高危人群不宜献血, 不安全血液会危害生命, 不应为化验而献血, 不冒名献血, 血站使用一次性无菌耗材采血等知识的知晓程度超过60%, 无偿献血年龄、间隔和献血量低于60% (分别为34.0%、35.3%和56.9%) , 但仍高于承德市农村居民无偿献血知识知晓度[3]。调查数据提示南宁市既往的农村无偿献血知识宣教取得了一定的效果, 至于献血年龄、间隔和献血量的知晓率低于其他知识, 可能原因在于:1被调查者中曾参加过无偿献血者占比不高, 而未曾参加过无偿献血的居民由于缺乏献血的亲身经历, 对无偿献血年龄、间隔和献血量等细节知识了解不够;2我国过去规定的无偿献血年龄上限为55岁, 2012年7月1日才正式施行既往无献血反应的多次献血者年龄延长至60周岁[5], 部分农村居民对“新规”尚不了解;3该站既往以200 m L和400 m L献血量为主, 部分居民对300 m L献血量了解不多。
有报道认为, 农村居民献血参与度偏低, 并非奉献爱心意识不强, 而是与诸如文化程度、交通、地域、时间及对献血相关知识了解不够的等因素密切相关[6], 献血知识知晓率低会影响无偿献血的深入开展[7]。献血条件便利是否更是影响居民无偿献血的重要因素[8]。农村居民文化水平普通不高, 受地域制约信息相对闭塞, 对血液生理和安全献血知识了解不够, 陈旧观念知识仍然还不同程度影响着部分农村居民, 导致他们对无偿献血心存顾虑, 加上农村交通不便, 农民参加无偿献血花费的时间和精力成本较大。多种因素造成农村居民不敢献血、不愿献血和不便献血。因此, 要提升农村无偿献血工作, 除了要继续加强无偿献血知识和政策的宣教以外, 一定要创新农村无偿献血工作模式, 提供更加便利的献血条件和专业温馨的献血服务, 减轻和消除献血者的恐惧心理[5], 让农村居民敢于献血、便于献血和乐于献血, 吸引更多的农村居民加入到无偿献血队伍中来, 真正形成城市地区和农村地区无偿献血全面发展的“两手都硬”的崭新局面, 如此才有有效缓解“血荒”状态。
参考文献
[1]陆祝选, 唐再志, 李彬.农村无偿献血问题分析及建议[J].中国卫生质量管理, 2011, 18 (2) :19-21.
[2]王晓妹, 窦燕, 夏志强.安徽省农村居民无偿献血知晓水平及意愿影响因素分析[J].中国输血杂志, 2009, 22 (8) :656-659.
[3]王淑香, 郑洪波, 王天恒.承德市农村居民无偿献血现状调查[J].中国输血杂志, 2013, 26 (6) :578-579.
[4]夏晓春.瑞安市农村无偿献血工作模式探讨[J].中国农村卫生事业管理, 2011, 31 (11) ) :1153-1154.
[5]中华人民共和国卫生部.中华人民共和国国家标准GB18467—2011[S].北京:中华人民共和国卫生部.
[6]牛宗新, 杨占凯, 张曼.因地制宜、有的放矢, 提高农民无偿献血比例[J].中国输血杂志, 2008, 21 (2) ) :132-133.
[7]张寒梅.浅谈我国无偿献血特点及主要影响因素[J].中外医疗, 2012, 31 (21) :183-184.