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導語：在統計學變量的定義的撰寫旅程中，學習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秀范文，愿這些內容能夠啟發您的創作靈感，引領您探索更多的創作可能。
地質統計學是在礦山儲量計算工作中慢慢發展起來的，是上個世紀六七十年代法國統計學家馬特隆教授(G．Matheron)大量的理論研究基礎上形成的數學地質學科的一個分支，他的專著《應用地質統計學》的問世標志著地質統計學作為一門新興學科的誕生①。地質統計學是和采礦業發展同步興起的學科，它是以變差函數為主要工具，以區域化變量理論為基礎，研究在空間分布上既有結構性又有隨機性(或有空間相關性和依賴性)的自然現象(包括地質現象)的一門科學。
2地質統計方法發展現狀
地質統計學作為一個年輕的邊緣學科，正處在蓬勃向前發展的階段，目前地質統計方法的發展主要有以下幾個方面：
2．1兩大學派地質統計學發展至今，出現了兩個學派。
一個是以A．G儒爾奈耳(A．GJourna1)為首的“斯坦福地質統計學派(非參數地質統計學派)”。這一學派研究了不需要對數據的分布做假設的快速條件模擬、概率克立格法和指示克立格法等方法，并且研究了軟數據的使用問題。另一個學派以馬特隆教授為首，他們開展了以正態的假設為基礎的析取克立格法和條件模擬研究，把協同克立格法和主成分分析進行有效結合，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據為基礎，所以也稱“參數地質統計學”
2．2多學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據，就要把穩健統計學思想應用到求變差函數當中，繼而提出了穩健克立格法；把多元區域化的變量引到克立格法中，運用兩個或兩個以上有相關性的變量對某一個變量估值，繼而產生了協同克立格法；把多元區域化的變量引到指示克立格法中，繼而得到了協同指示克立格法。
2．3多領域應用地質統計學目前不斷擴展其應用領域，深入到生活的各個方面。
3地質統計方法在地質工程中的重要作用
隨著市場飛速發展，統計方法運用在地質工程是時代潮流發展的必然。以前我們在計算礦產資源的儲量時，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資源儲量的可靠程度，并將相對誤差值作為衡量礦產資源儲量精度的標準。然而，這種方法缺乏科學根據，被許多人置疑，地質統計方法的出現很好地解決了這類問題。地質統計工作是深化我國經濟體制改革和加強經濟發展的必然要求。地質統計不但可以整體估計，還能對局部進行估計，對原有的數學方法和理論進行選擇創新，把更好地解決面臨的地質問題作為目標。地質統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。地質統計的隨機模擬能很好的再現出地質變量變化，從而為定量研究地質體提供一個有利的基礎和可靠的保障。
4一維變差函數
可以假設空間中一點只在一維數軸X上變化，把區域化變量z作者簡介：常維(1990一)，男，江蘇泰興人，本科生，研究方向為統計學。(x)在X，x+／兩點處的數值的差的方差的一半定義成區域化變量z(x)在x方向上的變差函數，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；E表示期望值，V表示方差。變差函數的函數值僅依賴于x和Z兩個自變量。在本假設條件下，變差函數僅依賴于分割它們的距離z和方向，因而變差函數可定義成：變差函數是在任一方向，相距f的兩個區域化變量[z(x)和(x+／)的增量的方差的一半。變差函數是一個有關距離的函數，描述不同位置變量的相似性，‘p值越大，變量的相關性越差。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統計方法在地質工程中的應用
1977年地質統計學正式引入我國，經過我國對地質統計方法的努力學習，地質統計方法在我國得到了飛快的發展，目前廣泛應用于以下幾個方面：
5．1用于儲層的預測石油地質學研究中的一個重要的難點和熱點，就是對儲層的參數進行一個有效的科學的預測。我國原先利用的是傳統數理統計的方法，這種方法是純數學的方法，沒有充分考慮到儲層參數間相關性和空間連續性的問題，也不附帶任何的地質意義，因此，對儲層的參數預測有較大局限性。使用地質統計方法就可以有效解決這一問題，它以區域化的變量理論作為基礎，對地質參數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，算出了與地質規律吻合的統計方法和模型，繼而表征儲層參數的規律變化，利用這規律，針對滲透率和孔隙度等參數的空間展布開展有效又合理的預測。
5．2用于不確定性描述油藏的復雜變化，很難通過動態或靜態的確定性模型來反映。只有運用地質統計方法，用不確定性的描述，才能反映出真實的復雜油藏模型。地質統計方法最大的一個優點就是可以很方便地把不同的資料有效整合應用，如生產、測井、地震、地質等方面信息，這些對于油藏；隹確的描述是非常關鍵的。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，幫助他們全面分析，制定一個合理的科學的開發方案。
5．3用于數據整合地質統計方法通過隨機模擬方法和油藏數值模擬相結合，繼而預測出油藏動態的特征，為調整和制定開發決策和提高最終的采收率提供一個合理的依據。
1、相關系數越大，說明兩個變量之間的關系就越強。當相關系數為1時，兩個變量其實就是一次函數關系。
2、相關系數介于0與1之間，用以反映變量之間相關關系密切程度的統計指標。相關系數是按積差方法計算，同樣以兩變量與各自平均值的離差為基礎，通過兩個離差相乘來反映兩變量之間相關程度；著重研究線性的單相關系數。
3、相關系數是最早由統計學家卡爾·皮爾遜設計的統計指標，是研究變量之間線性相關程度的量，一般用字母 r 表示。由于研究對象的不同，相關系數有多種定義方式，較為常用的是皮爾遜相關系數。
（來源：文章屋網 ）
關鍵詞：總體；數理統計；經濟統計
中圖分類號：C829.2 文獻標識碼：A 文章編號：1001-828X（2014）06-0-02
一、引言
作為2011年新成立的一級學科，如今的統計學巧妙地借助數據這根紐帶，將原先“藩鎮割據”的數理統計、經濟統計和醫學統計等諸多學術領域融為一體，形成了多種分支協同發展，“大統計”格局初步形成的良好勢頭。然而，盡管不同的統計分支中采用的統計學方法論“殊途同歸”，少數細小的概念似乎仍舊“水火不容”。
例如，在諸多種類的統計調查中，抽樣調查以其經濟性好、實用性強、適用面廣和準確性高等特點獨占鰲頭，成為我國在1994年確立的新統計調查方法體系的主體。但直到今天，抽樣調查理論中最重要的概念之一——“總體”，依舊面臨著無法獲得統一定義的尷尬局面。該現狀的始作俑者是經濟統計學和數理統計學之間“針鋒相對”的學術較量，而這種較量如若繼續進行下去，不僅將給今后的學習者帶來有增無減的困擾與疑惑，也與當今統計學各分支“水融”之趨勢格格不入。
基于此，本文通過闡述“總體”在數理統計和經濟統計中定義的差異，初步地梳理出兩大分支在研究方法和概念處理層面的內在聯系與不同取向，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計學學習者在這類問題上產生的疑惑，為統計學學科體系的完善出一份綿薄之力。
二、經濟統計中的總體
美國辛辛那提大學教授戴維·安德森等在其舉世聞名的《商務與經濟統計》（機械工業出版社，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“樣本數據”，并從中計算出樣本平均數，借以推斷總體平均數。由此可見，在作者看來，“總體”并不是一群孤零零的數據，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據去推斷的參數。
無獨有偶，國內的經濟統計教材對總體的定義方式也與《商務與經濟統計》如出一轍。例如，袁衛、龐皓、曾五一和賈俊平主編的《統計學》（高等教育出版社，2009年7月第三版）認為，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：現假設人們要對某一月份該廠生產的電視機進行質量檢查， 則該廠當月生產的全部電視機就是總體， 該廠當月生產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（如使用壽命）僅僅是總體的一個數量特征，是總體的組成部分，是一個幫助人們認識總體的量化的工具。
一言以蔽之，經濟統計中的總體包含一個或一個以上的數字特征，然而又不局限于數字本身，它在現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“聯系實際、聯系生活、聯系經濟運行”的宗旨，與經濟統計學的基本理念遙相呼應。
三、數理統計中的總體
與經濟統計截然不同的是，數理統計更傾向于把“總體”抽象為數量標志——也就是說，上文舉出的“全體新燈泡”在數理統計學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。數理統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《概率論與數理統計》（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量指標進行的實驗和觀察，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，認為在針對2000個大學一年級男生體檢中，2000個身高觀測值才是嚴格意義上的總體，2000個男生卻不是；當人們研究全國范圍內某型號燈泡的使用壽命時，不能將國內所有的該型號燈泡作為總體（這與《商務與經濟統計》的觀點出現了正面沖突），而應該采用它們的使用壽命。
茆詩松、程依明和濮曉龍主編的《概率論與數理統計教程》（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》更詳細地說明了在數理統計中，為什么總體只能取為大學生的身高：每個學生有許多特征，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，故人們把每個學生都擁有的數量指標值（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，我們不難發現，數理統計學的“總體”是拋開實際背景的“一堆數”，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。結合數理統計學作為數學分支所發揚的量化、精準化和高效化的治學風格，產生此類定義也就不足為奇了。
四、一例不成熟的創新
即使是經濟統計和數理統計屬于相同一級學科的今天，上述兩種定義方式依舊是各自為政，互不承認。經濟統計學家指責數理統計的定義方式撇下了研究對象的實際意義，而數理統計學家常將經濟統計的總體定義看作是“易產生爭議的”、“不簡潔的”甚至“錯誤的”。然而，隨著“大統計”格局的初見雛形，經濟統計和數理統計的相互滲透與影響不僅是大勢所趨，也關系著新的統計學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，例如伍業鋒在《關于統計總體的界定、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，它形象地揭示出經濟統計和數理統計在總體定義這一問題上的直觀區別，并較為成功地將二者聯系起來；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”是否一定得是現實中存在的具體物體？若果真如此，諸如對某地區閃電發生頻率進行的研究（閃電不是物體），又應該把“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果，可以是數，也可以是其他任何體現共同性和本質性的名詞。假設我們要考察某地區紅富士蘋果的年產量，從哲學的角度來講，將“紅富士蘋果”轉換為“年產量”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成的集合，它們共同包含一種或一種以上的數量指標；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量指標的取值所構成的集合。
讀者不難發現，在這種定義方法中，“直接總體”呼應著經濟統計的定義法，而“間接總體”與數理統計的現有概念類似。但必須指出的是，這種定義方法相對傳統概念的改善也是不可小覷的，其優勢有三：“直接”和“間接”兩個名詞在概念定義中運用相當廣泛（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，不會給學習者任何的陌生感或距離感。此為其一；“直接”二字意為不經過中間事物，它生動地代表著原始的、未經處理的研究對象。而“間接”二字則恰如其分地體現了從研究對象中篩去無關變量，保留數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，這種定義方法創造了一個嚴密的邏輯體系，即：間接總體來源于直接總體；間接總體是基于共有的數字特征對直接總體的高度抽象與濃縮；直接總體只有先轉化為間接總體方可進行統計調查、統計分析與統計推斷；來源于間接總體的統計結果服務于直接總體。此為其三。
回到電氣公司一例，按照筆者剛剛給出的定義，該調查中的直接總體應為全部的新燈泡。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”的傳統定義，新的界定方法很好地體現著經濟統計與數理統計的融通與交匯。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，只擷取一項數字特征，將無關變量統統篩去。完成這道工序后，由一系列使用壽命所構成的間接總體也就產生了。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計工作的順利進行。通過研究間接總體得出的結論，可以很好地服務于直接總體——也就是說，如果我們有充足的把握認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品。
六、總結與展望
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”轉變為“分工合作”。與此同時，它所具有的簡潔明了，準確精煉等特點，也使這一嘗試具備了成為統計理論主流的潛力。該套定義的提出，不僅給為這一爭論所困的學習者和研究者節約了寶貴的精力與時光，還體現著統計學“百川入海，分久必合”的大趨勢、大未來，在經濟統計和數理統計之間架起了又一道友誼之橋。
有事物的地方就有數據，有數據的地方就有統計。今日之中國正昂首踏入嶄新的大數據時代，在國家經濟發展和世界格局變化中，統計學所發揮的支撐作用正變得舉足輕重。我們需要大量的高精尖統計人才，而一套日臻完善的學科建設與知識體系，對于培養此類國家棟梁尤為重要。現如今，經濟統計和數理統計的融合為我國統計學專業的發展提供了前所未有的寶貴機會。在此歷史關頭，所有的統計人應摒棄成見，張開懷抱，以更為包容與合作的姿態著力學科間的交流共進，去迎接“大統計”夢想的最終實現，使統計之光廣照天下。
參考文獻：
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關鍵詞 克里格插值；SST；應用檢驗
中圖分類號P208 文獻標識碼A 文章編號 1674-6708（2010）33-0207-02
0 引言
衛星遙感數據反演得到的海面溫度（SST）數據，往往因云覆蓋等原因造成某些區域缺少有效SST數據，即使經過數據融合處理后，這種情況也不能完全杜絕，可能依然存在云邊緣等缺少數據或數據奇異的區域。
克里格插值也稱局部估計或空間局部插值，是空間統計學中地質統計學的兩大主要內容之一[1-4]。最早由南非礦山工程師克里格和統計學家西舍爾用于考察樣品空間位置與樣品的相關性[5]，是一種常用的空間預測方法，當前在降雨量、GPS高程、溫度等物理量的空間研究中有廣泛應用[6-8]。它建立在變異函數理論以及結構分析的基礎上，在有限區域內對變量進行無偏最優估計，其實質是利用了區域化變量的原始數據和變異函數的結構特點，對未知的區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數據中的奇異點，本文嘗試應用克里格插值方法對SST數據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、協同克里格、泛克里格、指示克里格和對數克里格等。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重系數，得到分析變量的估計值：
簡單克里格對權重系數沒有限制，但是需要知道變量均值，普通克里格對權重系數限定為式（2），但是不需要知道變量均值，克里格空間預測方法基于空間中各點之間的相關性來進行，具體的圍繞變異函數γ展開。空間中相距h的兩點，其測量序列的相關性可以用協方差函數來表示。變異函數同樣基于相關性來進行定義，一維條件下的變異函數定義為：
普通克里格認為測量序列是二階平穩的，同時由于觀測樣本的有限性，對變異函數進行內蘊假設，在上述假設下可以得出結論：
上述假設下得到的結論說明變異函數和協方差函數均與位置x無關，僅僅與距離向量h有關。
根據變異函數定義，由式5，h=0時，變異函數應為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依然有差異，此時的差異值稱為塊金值。當γ（h）隨距離h的增大而增大并趨于平穩時，稱為有基臺模型或可遷模型，此時變異函數趨近的值稱為基臺值，當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，其反映了空間數據的自相關距離尺度。當h>a時，除非變異函數具有周期性，否則樣本之間不具備相關性。因此變程也表示了空間插值的極限距離，只有在變程范圍內進行插值才有意義。另外變程可能具有各向異性，在復雜多維問題中需要考慮。
獲取變量在區域中的變異函數是進行克里格插值的關鍵步驟之一。變異函數分為試驗變異函數和理論變異函數。試驗變異函數根據已有資料利用變異函數的計算公式推求而來，往往存在一定的離散性和趨勢性；理論變異函數是擬合試驗變異函數中的趨勢性得到可表達的連續性解析函數，常用的擬合函數有球狀函數、高斯函數、指數函數等。在滿足平穩性假設前提下，數據量越大則試驗變異函數的趨勢性越明顯，否則試驗變異函數點分布散亂無規則，將直接影響到理論變異函數獲取的準確性和可靠性。因此，可認為當試驗變異函數不具趨勢性時，理論變異函數不可信，即克里格方法的結果不可信。
常用的理論變異函數經驗模型有塊金效應模型、指數模型、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。
高斯模型：（6）
當時，，因此高斯模型的有效變程為。時，稱為標準高斯模型。
球狀模型:（7）
具體到實際問題中，變異函數經驗模型的選擇往往需要結合實際，進行大量的比較之后來確定。根據已知的樣本數據確定了變異函數模型中的未知參數后，根據式（1），如果要確定估計值ZV*，需要求出權重系數。基于普通克里格對權重系數限定（見式2），可以得到矩陣關系式[9]：
[K]稱為克里格矩陣，為對稱矩陣。當[K]、[M]矩陣確定后，即可得到[λ]矩陣。而[K]、[M]矩陣的確定，需要實現選擇合適的變異函數模型。
2 方法檢驗
為了檢驗克里格插值是否可以用于SST數據空間插值，我們以NOAA的OISST融合數據作為原始數據，將數據塊中部分位置處的數據剔除，采用高斯模型進行普通克里格插值，將插值后的數據與原始數據進行比對。原始數據為時間范圍2010年1月至2010年6月上旬的162天數據；空間區域為15N~19.5N，120E-124.5E，數據網格點數為20×20；數據時間分辨率為一天，空間分辨率為0.25°×0.25°。剔除數據（待插值數據）的位置見圖1，分別位于四角，中心，以及集中在某一角。
圖1數據網格及待插值數據位置
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數據值和插值的數據值，i、j、t分別為坐標位置和時間。
檢驗結果如表1所示。
從檢驗結果來看，如果待插值位置處周圍存在充足的數據，可以保證插值后的精度；如果待插值位置周圍數據量不足或僅在某個方向有數據，會造成插值結果的不穩定，這應該是沒有足夠的數據提供相關信息造成的。即使周圍數據充足，也可能出現誤差較大的插值結果，這可以在后期的SST數據檢驗中通過梯度閾值進一步的平滑處理。
3 結論
從本文的檢驗結果來看，采用克里格插值進行小面積的SST數據空間插值是可行的，運算速度和精度均可以滿足需求。克里格插值的精度很大程度上依賴于變異函數與實際的吻合程度，而由于海洋各區域存在不同的溫度變化趨勢，因此通過對實際溫度的分析，對不同區域選取不同的變異函數是提高插值精度的一個途徑。
參考文獻
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[關鍵詞] 針刺；紅外線；肩頸綜合征
[中圖分類號] R259.897 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673-7210（2013）07（c）-0017-04
頸肩綜合征是以頸椎關節失穩、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、骨質增生等）或頸、項部軟組織病損，卡壓頸脊神經，導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為主， 如頸椎骨質增生， 椎間隙變窄， 椎間孔變小， 周圍軟組織充血水腫， 產生無菌性炎癥， 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月在北京豐臺區興隆中醫醫院（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 納入標準
1.1.1.1 明確診斷為頸肩綜合征 診斷標準為：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慣長時間看顯示屏者，往往呈慢性發病。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、肩脾骨內緣等部位出現壓痛。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，至少包含患側頸段夾脊穴、天柱、風池、肩井、肩外俞、天宗、曲池、合谷、后溪穴位。操作方法按常規操作，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、風池、肩井30 min以上。
1.1.1.3 治療效果 達到“好轉”及“痊愈”標準，符合療效判斷標準“好轉”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：頸、肩臂及后背部疼痛消失，可有肩背酸痛重感或頸部轉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 排除標準
①伴隨其他影響療效判斷的疾病，如中風（中臟腑）患者等；②除上述治療方法外，還應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
內容包括年齡、性別、從治療到“好轉”的間隔時間。
1.3 統計學方法
所有數據錄入Excel表，經核對無誤后借助SAS 9.1.3統計分析軟件，應用生存分析方法進行統計分析。分析變量“生存時間”的定義為：從治療到“好轉”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資料進行分析
提供性別比例、年齡的最小值、最大值、均數、標準差。為分析組間的均衡性，對性別比例應用χ2檢驗進行統計分析；對于兩組年齡，按如下標準進行統計分析：①首先進行正態性及方差齊性分析，如果年齡不符合正態性，則對年齡取對數，再進行正態性檢驗；如果仍不符合正態性，則對年齡取秩，然后應用秩和檢驗進行統計分析；②在兩組年齡或年齡的對數符合正態性的情況下，如果符合方差齊性，則應用獨立樣本t檢驗進行統計分析；如果不符合方差齊性，則應用獨立樣本t'檢驗進行統計分析。
1.3.2 采用Kaplan-Meier法進行單因素統計分析
以“從治療到‘好轉’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、四分位數生存時間及95%可信區間、均數及標準差。
1.3.3 應用Cox比例風險回歸模型進行多因素回歸分析
以“從治療到‘好轉’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”有影響的相關變量。由于Cox比例風險回歸模型要求連續自變量必須符合正態性，因此，在回歸分析之前，首先對年齡進行正態性檢驗，如果不符合正態性，則對年齡取對數，再進行正態性檢驗；如果仍不符合正態性，則對年齡取秩，然后利用“秩”進行趨勢分析。分析結果提供參數估計、標準誤、χ2值、風險比及風險比的95%可信區間。
1.3.4 Cox比例風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；年齡經正態性檢驗后，按連續計量數據或“秩”引入模型。
2 結果
2.1 兩組一般資料情況
共有174例患者符合本研究納入標準并不符合排除標準，兩組性別、年齡分布比較見表1。
表1顯示，兩組性別比較，差異無統計學意義（P > 0.05）；兩組年齡比較，差異無統計學意義（P > 0.05）。上述結果表明，兩組在性別、年齡兩個協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結果顯示，針刺加紅外線照射組的生存時間均數、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計學意義（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”反應的是“從治療到‘好轉’的間隔時間”，因此，可以認為，針刺加紅外線照射組達到“好轉”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于單純針刺組。
2.3 Cox比例風險回歸模型統計分析結果
根據本研究的設計要求，在Cox比例風險回歸模型統計分析過程中，針刺加紅外線照射組取0，單純針刺組取1，年齡經正態性檢驗后，按連續計量數據引入模型。本研究中，經對年齡進行正態性檢驗，該變量符合正態性（P > 0.05），直接將原始連續變量引入模型。
Cox比例風險回歸模型統計分析結果顯示，年齡和組別差異有統計學意義（P < 0.05），性別差異無統計學意義（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。結果中，年齡和組別的參數估計均為負值，提示年齡、組別與“生存風險”呈負相關，即年齡、組別的數值越大，“生存風險”越小。在Cox比例風險回歸中，“生存風險”與“生存時間”呈負相關關系，即“生存風險”越小，“生存時間”越長。因此，本研究結果提示，年齡、組別與“生存時間”呈正相關關系。見表3。
由于本研究對“生存時間”的定義為“從治療到‘好轉’的間隔時間”，上述結果可以解釋為兩個結論：①年齡越大，“從治療到‘好轉’的間隔時間”越長，年齡越小，則“從治療到‘好轉’的間隔時間”越短，提示年輕的患者更容易獲得“好轉”的效果；②由于在Cox比例風險回歸模型統計分析過程中，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”呈正相關可以理解為，隨著組別數值的增高，“從治療到‘好轉’的間隔時間”將更長，即單純針刺組“從治療到‘好轉’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的結果。
3 討論
頸肩綜合征屬于中醫的“痹”證范疇，是由于風、寒、濕、熱等邪氣閉阻經絡，影響氣血運行，導致肢體筋骨、關節、肌肉等處發生疼痛、重著、酸楚、麻木等癥狀的一種疾病[5]。《素問·痹論》指出：“風、寒、濕三氣雜至，合而為痹”。《類證治裁·痹證》：“諸痹……良由營衛先虛，腠理不密，風寒濕乘虛內襲。正氣為邪阻，不能宣行，因而留滯，氣血凝澀，久而成痹”。因此，中醫學確立了袪邪通絡的根本治則。
頸肩綜合征是針灸科的常見病種，也是針灸治療的優勢病種。多個文獻報導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。張學梅等[7]通過比較運用溫通針法與常規針刺治療頸肩綜合征的療效差異，發現溫通針法治療頸肩綜合征療效優于常規針刺治療。②針刺加傳統治療方法：李麗紅[8]運用手法和體針拔罐相結合治療頸肩綜合征，并以單純性體針拔罐組為對照，發現手法和體針拔罐相結合組的療效明顯優于對照組。吳玉輝[9]針藥并用治療頸肩綜合征106 例，取得了顯效83例（78.3%），好轉21 例（19.8%），無效2 例（1.89%）的良好療效。徐樹立[1]應用針刺、推拿、放風箏治療頸肩綜合征124例，發現治療組具有療程短、見效快的顯明特點。王秀珍等[10]應用針刺結合走罐法治療頸肩綜合征126例，總有效率達到100%。③針刺加現代物理療法治療方法：鄒娟芬[11]應用短針淺刺配合TDP治療學生頸肩綜合征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，發現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計學意義。④其他：潘莉萍[13]基于針灸理論，應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]應用丹參聯合中頻電療法治療頸肩綜合征28 例，結果發現，顯效16 例， 有效8 例， 無效4 例， 總有效率達86%。
《醫學入門》曰：“凡病藥之不及、針之不到，必灸之。”《扁鵲新書》認為：“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、灸聯合治療痹病將可能取得更佳的臨床療效。由于灸法會產生較多煙霧，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，許多灸法內容近年來已經逐漸被紅外線照射所替代。
紅外線治療作用的基礎是溫熱效應，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、神經末梢及皮下組織，在紅外線照射下，組織溫度升高，毛細血管擴張，血流加快，代謝增強，血液循環改善，細胞的吞噬功能增加，消除腫脹，促進炎癥消散，降低神經系統的興奮性，有鎮痛、解除橫紋肌和平滑肌痙攣以及促進神經功能恢復等作用。在治療中應用紅外線照射加針刺法，不僅可以發揮針刺的疏通經絡、祛風散寒、利濕止痛的作用，還充分發揮了紅外線照射的疏風散寒、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]應用紅外溫針治療急性痛風性關節發作126例，結果發現紅外溫針可安全有效治療急性痛風性關節發作。李霞等[16]應用針刺加遠紅外照射治療原發性痛經46例，總有效率達到95.7%。筆者認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，則沖任自調。
我院針灸科應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”時間的影響。為消除性別、年齡等混雜因素對分析結果的影響，將性別、年齡作為協變量引入Cox比例風險模型之中，研究發現年輕患者較年老患者能夠明顯地縮短“好轉”時間，針刺結合紅外線照射方法較單純針刺法也能夠明顯地縮短“好轉”時間，提示年輕、針刺配合現代醫學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。
由結果表3可以看出，組別的風險比為0.003（95% CI為0.001～0.007），而年齡的風險比為0.561（95% CI為 0.506～0.622）。在Cox比例風險回歸分析中，風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險率之比，即流行病學中的相對危險度（RR）。本研究中，年齡的風險比為0.561，提示年齡每增加1歲，“好轉”的可能性將減少到0.561倍，減少近44%；組別的風險比為0.003，提示單純針刺組較針刺加紅外照射組“好轉”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’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，針刺結合紅外線照射方法將明顯地降低患者的醫療費用，提高經濟效益。
本研究的主要不足之處在于，對“好轉”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。這主要由于多數病歷對“病程”的描述不精確，往往應用模糊時間進行描述，從而無法進行科學的統計分析。
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”時間，減輕患者痛苦；另外，年齡也是影響療效的重要因素，Cox比例風險回歸模型統計分析結果顯示，年齡越大，“好轉”時間越長。
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[關鍵詞] Ⅱ型糖尿病； 自我管理； 健康教育
[中圖分類號] R587.1[文獻標識碼] 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，并發癥發生率低；自我管理能力弱，血糖控制差，并發癥發生率高[3-4]。本文調查評估了我院門診Ⅱ型糖尿病患者自我管理行為水平現狀，探索了影響患者自我管理行為水平的人口社會學因素。
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查，采用定量研究和定性研究相結合的方法綜合分析。
1.3 測量工具 本研究采用量表收集患者信息，量表各部分內容如下：1)一般情況調查表：包括姓名、年齡、性別、職業、文化程度、婚姻狀祝、居住狀況、經濟收入、醫療保障、住院史、病程、并發癥、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)，內容涉及飲食控制、運動鍛煉、遵囑用藥、血糖監測、足部護理、預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、經常做到和完全做到。本文采用得分指標法，得分指標=(實際總得分/最高可能得分)×100％，并將得分指標80％為良好，此量表編制者測其Cronbach's α為0.87，結構效度為0.68。
1.4 資料收集 對所有研究對象采用統一的調查問卷和詢問方式，由本人對研究對象進行面對面詢問并指導填寫調查表。調查表原則上由病人獨立填寫完成，但對病情嚴重或文化程度低等原因無法完成自評者，由調查員逐條詢問，如實記錄。
1.5 統計分析 患者一般資料、自我管理水平采用頻數和百分數、均數和標準差進行描述；不同特征患者自我管理水平的比較采用單因素方差分析，有統計學意義的變量再進行多因素分析，以差異有統計學意義的多個變量為自變量，自我管理水平作為因變量進行logistic回歸分析，從而篩選出對因變量影響較大的因素。
2 研究結果
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，平均得分指標為66.01%。從各維度得分指標來看，自我管理行為水平由高到低依次為：遵醫囑服藥、飲食控制、運動控制、血糖監測、高低血糖控制、足部護理，其中得分指標最高的是患者堅持用藥的自我管理，得分指標為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=(平均得分/最高可能得分)×100%。
按照量表設計者制定的得分評價標準[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準，自我管理行為水平中等者人數最多，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，發現不同性別、民族患者之間的自我管理行為水平差異無統計學意義(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、醫療保障、并發癥、住院史、工作狀態、健康教育、家族史)患者之間的自我管理行為水平差異有統計學意義(P＜0.05)，以單因素方差分析有統計學差異的變量為自變量，進行logistic回歸分析(結果見表2)，發現文化程度、經濟收入、健康教育、病程是社區門診Ⅱ型糖尿病患者自我管理行為水平重要影響因素，結果顯示文化程度越高、經濟收入越高、病程越長、參加健康教育次數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回歸分析結果
有健康教育經歷者自我管理行為水平得分高于無健康教育經歷者，兩者比較差異有統計學意義(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計學意義(P＞0.05)，結果見表3。
表3健康教育與糖尿病患者自我管理行為得分的關系
備注：“*”組差異有統計學意義(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 結論 自我管理行為水平影響因素眾多，文化程度、經濟收入、健康教育、病程是重要影響因素。有無健康教育經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、每月經濟收入低于1000元、無醫療保障、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注的人群。
健康教育是社區工作的重要內容，在今后的工作中應做到：完善社區糖尿病健康教育網絡，重視前期規劃和后期效果評價；創新健康教育形式，完善健康教育內容；重視行為改變和自我管理技能的培養；加強重點人群和患者家屬的健康教育。
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【關鍵詞】 丁書文；房顫；用藥規律；計算機應用；老中醫經驗
丁書文教授（1941－），山東中醫藥大學博士生導師、主任醫師。丁師長期從事心血管疾病的臨床、教學和科研工作，經驗豐富，見解獨到。為總結丁師治療房顫的用藥規律，筆者應用中醫門診電子病歷［1］，收集其房顫醫案102份，其他疾病醫案998份，并通過SAS統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份醫案均來自山東中醫藥大學附屬醫院心血管門診。其中房顫醫案102份（單純房顫醫案36份，合并其他疾病的醫案66份），其他疾病醫案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1～8次。
1.2 方法 全部醫案均輸入中醫門診電子病歷；參照《中醫病證診斷療效標準》按顯效（癥狀緩解，心電圖恢復正常，隨訪半年未復發）、有效（癥狀緩解，心電圖接近正常，隨訪半年復發1~6次）、無效（癥狀與心電圖無改善甚或惡化，半年復發6次以上）三種療效判定標準對就診次數≥2次的房顫患者療效進行統計；應用中醫門診電子病歷中的統計功能建立用藥頻率表（用藥頻率＝用藥次數/病歷數）；建立回歸數據表：定義電子病歷中的“西醫診斷”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，若已錄入某一數值，該數值不變，若未錄入賦值為“0”；新建一個文本文件；將回歸數據表復制到新建的文本文件中；通過SAS統計軟件的Import Data將文本文件導入到SAS數據庫中［2］。
1.3 統計學處理 應用SAS統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 結果
2.1 療效結果 就診次數≥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份醫案中，共用中藥94種。其中次數最多者為當歸，共95次，頻率為93.14%；次數最少者為白薇等20種，僅用1次，頻率為0.98%，見表1。表1 用藥頻率表 （病歷數=102，品種數=94）
2.3 Logistic回歸分析結果 經Likelihood Ratio、Score及Wald檢驗，P值均
3 討論
從療效結果可知，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份醫案中，共用中藥94種，其中當歸、黃芪、麥冬、五味子、丹參、黃連、青蒿等藥的應用頻率較高，這表明丁師治療房顫時喜用上述中藥。據現代藥理研究，當歸、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、抑制血小板聚集、增強機體耐缺氧能力等功能；麥冬等養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，麥冬潤肺養陰、益胃生津，五味子斂肺滋腎、生津斂汗，生地養陰生津，熟地養血滋陰，丁教授常將此類用于氣陰兩虛型房顫患者的治療；第2類包括當歸、丹參、三七粉、元胡、川芎、野葛根6種，其中當歸補血活血，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、柏子仁養心安神，紫石英鎮心安神，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，其中桂枝解肌發表，白芍益陰斂營，丁教授常將此類用于房顫兼有營衛不和患者的治療；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，用以調和藥性。
從Logistic回歸分析結果可知，用藥次數≥10%的34種中藥中，當歸、三七粉、元胡、人參、炒棗仁、炙甘草、鉤藤和杏仁偏回歸系數的假設檢驗具有統計學意義（P
【參考文獻】
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關鍵詞：農民工；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工作價值觀的研究進行總結后發現，目前有關工作價值觀與組織承諾之間關系的研究并不十分豐富[1]。學者們對以色列[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系進行了實證研究。對中國員工工作價值觀和組織承諾關系的實證研究目前則主要集中于醫護人員[8～10]、高校教師[11]和公司白領[12]，而對農民工工作價值觀和組織承諾關系的實證研究卻很少。
時至今日，伴隨著我國工業化和城市化進程，根據國家統計局的統計，到2012年，我國農民工數量已達到26261萬人[13]，農民工從整體上已經成為產業工人的半壁江山，在餐飲服務、制造和建筑等行業的農民工已經遠遠超過從業人員的半數[14]。但從企業管理的角度來看，農民工的組織承諾普遍不高，流動性較強，如何提高農民工的組織承諾，進而減少其離職率，一直是企業管理者，特別是以農民工為員工主體的企業管理者們關注的重點。該研究從工作價值觀角度，分析農民工的工作價值觀對其組織承諾會產生怎樣的影響？以及供給-期望匹配度是否在兩者間起著調節作用？
該研究與以往研究的不同點在于：（1）目前對農民工進行研究的文獻很多，但現有文獻大多運用社會學和經濟學理論對農民工宏觀治理政策進行探討，卻很少從管理學的微觀視角對農民工問題展開分析[15]。其實農民工工作和生活在成千上萬的企業中，企業微觀層面的農民工問題如能有效化解，則大部分農民工問題就不會演化為宏觀的社會難題[14]。因此，該研究從企業管理的微觀視角，對農民工群體工作價值觀和組織承諾之間的關系進行實證研究；（2）越來越多的研究已經表明，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節作用。
1理論與假設
1.1工作價值觀
目前對工作價值觀存在多種定義，有些學者將其定義為人們對有關工作或工作環境方面的評價標準，通過這種標準，個體可以識別事物的正確性和重要性[17]。也有的學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[21]。在該研究中，組織承諾被定義為愿意繼續和組織保持雇傭關系的一種心理狀態[22]。
1.3工作價值觀與組織承諾的關系
學者們對國外員工工作價值觀和組織承諾的關系進行了實證研究。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系的實證研究。其研究結果總體表明，員工的工作價值觀對其組織承諾有顯著的正向影響。
學者們對國內員工工作價值觀和組織承諾的關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
對醫護人員工作價值觀和組織承諾之間的關系進行了實證研究[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工作價值觀和組織承諾之間的關系進行了實證研究。其結果也表明，工作價值觀會對組織承諾產生正向影響。
基于以上論述提出：
假設1：農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-期望匹配度的調節作用
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，其實質就是個人對工作的各種期望，而供給-期望匹配度正好能準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的員工態度因素，必然受到人與組織匹配的影響[23]，因此，根據社會交換理論，供給-期望匹配度被作為工作價值觀和組織承諾之間的調節變量。
基于以上論述提出：
假設2：供給-期望匹配度在農民工工作價值觀和組織承諾之間有調節作用，在供給-期望匹配度高的情況下，兩者的關系更強，在供給-期望匹配度低的情況下，兩者的關系更弱。
綜合以上兩個假設，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據采集，由受托人進行集體或單獨施測。調查時間為2012年6月至12月。
2.1樣本
本文的調查對象只針對企業中的農民工。農民工是指戶籍身份還是農民，有承包土地，但主要從事非農產業，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，共發放調查問卷350份，收回有效問卷264份，有效率75%。具體的樣本人口統計學特征如表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，量表的內部一致性系數（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真正為其提供了多少相關工作方面的回報。采用Likert5點記分法，從“很不符合現狀”到“非常符合現狀”分別記1～5分。在本次測量中，量表的內部一致性系數（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生方法偏差和結果模糊等弊端[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“企業的問題就是我的問題”等；另外5個題項用來測量規范承諾，如“我對主管和同事有責任感”等；還有4個題項用來測量連續承諾，如“現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，量表的內部一致性系數（Cronbach’s Alpha）為0885。
3結果
3.1主要變量的相關分析
表2顯示了樣本中各個變量之間的相關系數。從表2中可以發現，供給-期望匹配度的均值為-062，說明農民工總體的工作回報是小于工作期望的，這與農民工的現實處境相一致。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關系。這只反映一種影響的趨勢，而這種趨勢可能會受到人口統計學變量的影響。因此，通過層級回歸來控制人口學變量的影響，以檢驗工作價值觀與組織承諾的關系，并探討供給-期望匹配度在其中的調節作用。
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計學變量對組織承諾的影響之后發現，在性別、年齡、婚姻狀況、教育水平、在現企業工作年限、所在行業和職位這7個人口統計學變量中，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計學變量。表3的回歸分析（第二步）發現，工作價值觀和組織承諾（β=0469，p
3.3供給-期望匹配度的調節作用
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）結果表明，在預測組織承諾時，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2得到驗證。
4結論及啟示
本文以264名企業農民工為研究對象，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節作用。下面就研究結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
該研究以企業農民工群體為研究對象，發現企業農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論是一致的。因此，對以農民工為主要員工構成的企業來說，管理者應該采取措施適當提高農民工對工作各方面的期望或目標，要適當鼓勵他們對工作有所追求，這種追求會對農民工產生激勵作用，進而提高其組織承諾。
4.2供給-期望匹配度的調節作用
該研究考慮了供給-期望匹配度這個情境變量，研究結果表明，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節作用，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。當農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出現的民工荒現象非常一致，在其期望得不到滿足的情況下，他們就“用腳投票”。因此，對那些以農民工群體為主要員工構成的企業來說，更重要的是在農民工對工作的要求和期望提高的同時，企業要相應提高對農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，農民工的組織承諾也才能相應提高。
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【摘 要】近年來，團隊異質性對團隊績效影響的研究已受到越來越多的中外學者們的關注，論文對相關文獻進行了梳理，系統回顧了國內外的相關研究成果，對團隊異質性與團隊績效從直接影響、間接影響和調節效應三個主要方面進行了總結，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。
【關鍵詞】團隊異質性；團隊沖突；團隊績效
1.團隊異質性的相關研究
1.1 異質性的概念
團隊異質性，也稱團隊多元化或團隊成員構成的多樣性，不同學者給出了不同的定義。Smolinski（1994）認為異質性是在同一個組織社會系統中，代表著團隊中不同特征的人。Cox （2001）將異質性定義為在確定的就業或市場環境下，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）則將團隊異質性定義為團隊成員在人口統計變量上有所不同的一種特征。Blau（1997）定義異質性為某一群體在人口統計屬性上的分散程度。
我國學者劉嘉等認為團隊異質性，或稱為團隊構成的多樣性，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）在研究中認為團隊的異質性是指團隊成員間人口特征以及重要的認知觀念、價值觀、經驗的差異化。張鋼（2008）在研究中指出團隊異質性是指團隊成員在個人特質方面的差異及分布情況，而這潛在地導致成員間形成不同的看法。
綜上所述，異質性包括兩個層面。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、工作經歷及認知觀念等。為此，在研究異質性相關理論時通常將其劃分成不同的維度。
1.2 異質性的分類
（1）異質性的二元論
Jackson（1995），Tsui（1992）將團隊異質性分為任務相關的異質性和關系取向的異質性。關系取向的異質性包括人口統計學的變量，如年齡、性別和種族等方面的差異，它們主要影響人際關系的形成，但通常不直接對績效產生影響；任務取向的異質性反映的是工作中所需要的知識、技能的概念能力相關的特質，如工作年限、教育背景等。Milliken，Martins（1996）將異質性分為表層特質異質性和深層特質異質性兩個大類。表層特質包括種族、年齡、性別等，而深層特質異質性包括個性特征、態度和價值觀等方面的差異。Maznevski（1994）將團隊成員構成的多樣性分成兩大構面：一是相關角色的異質性，包括職業背景、在組織中的職務、專業知識與技能以及家庭角色等；另一大類則是內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、人格特質等。Maznevski進一步指出，相關角色多元化與內在多元化之間通常是有相關性的。年齡、人格特質及信息處理方式相似的人，通常會選擇類似的職業或在組織中向相似的職務發展。Pelled（1996）根據個人特征與團隊任務的相關性，將團隊構成變量分為“低工作相關的特質”和“高工作相關的特質”，前者指與所要完成的團隊任務有較低相關的特征，如性別、年齡等，它更多的是與團隊的社會關系而非客觀的任務目標相連；后者指與所要完成的任務有直接關系的特征，如教育水平、任職年限等，這些更多地反映了與任務相關的經驗、觀點的差異。
在國內的研究中，張鋼（2008）等將異質性分為一般異質性和專長異質性。團隊成員在性別和年齡等人口統計學特征兩方面及工作年限上的差異一起歸類為一般異質性；而專業背景、學歷和職業經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性，專長異質性與工作直接相關。
（2）異質性的三元論
Jehn等（1999）在研究異質性與沖突對團隊績效影響的研究中，將團隊異質性分為社會類別異質性、信息異質性和價值觀異質性。信息異質性指的是團隊成員的知識基礎與觀點，例如：教育背景、經驗、專業知識等；社會屬性異質性指人口統計學方面的特征，例如：種族、性別、民族等；價值觀異質性指當團隊成員在任務執行過程中出現不同的觀點時，即產生了價值觀異質性。
（3）異質性的多元論
Morgan（1992）將團隊多樣性分為四類：人口統計特征的多樣性，如性別、年齡等；個性特征多樣性；認知能力特征多樣性和領導經驗特征多樣性。Jehn，Northcraft，Neale（1999）；McGrath，Arrow，Berdahl（2000）提出了多因素的異質性分類。Mannix，Neale （2005）將眾多子分類考慮進來，并歸納為：社會類別異質性、知識和技能異質性、價值觀異質性、個性特征異質性、組織地位異質性、社交和網絡關系異質性等。張平認為團隊異質性包括多個維度，例如，年齡、團隊任期、教育水平和專業、職業經驗、文化、性別、國籍等。
綜上所述，異質性的內容可以劃分為二維構面、三維構面和多維構面。異質性研究最初關注的是性別異質性、年齡異質性等的問題，而今學者們越來越關注諸如態度、價值觀等深層異質性的研究。
2.異質性對團隊績效影響的相關研究
多數學者基于由McGrath提出的“輸入-過程-產出（I-P-O）”模型來研究二者關系，然而不同學者的觀點和視角不同探討了異質性對團隊績效影響，其中包括直接影響、通過中介變量的影響和調節變量的作用。
2.1 直接影響
在團隊成員異質性與團隊績效的眾多研究中，多數學者認為異質性如同一把“雙刃劍”，給團隊既帶來機遇，也帶來挑戰。
（1）正面作用
信息和決策理論認為團隊構成的差異會給團隊績效產生直接影響，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）認為異質性團隊會比同質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境和顧客群。Jackson，May，Whitney（1995）認為團隊成員異質性與團隊的創造性和決策有效性呈正相關。Milliken，Martins（1996）認為團隊成員由于知識、能力、專業背景等的差異化，會產生更多不同的新穎觀點，從而提高團隊績效。Hambrick，Cho，Chen（1996）認為團隊成員所擁有的認知資源的多元化，能通過提高團隊的創新能力和決策質量來對團隊績效產生積極作用。國內學者劉惠琴通過對中國高校86個學科團隊660名教師進行問卷調查，最終得出團隊異質性與團隊績效之間存在正相關關系。