时间：2023-07-28 17:01:56
导语：在统计学变量的定义的撰写旅程中，学习并吸收他人佳作的精髓是一条宝贵的路径，好期刊汇集了九篇优秀范文，愿这些内容能够启发您的创作灵感，引领您探索更多的创作可能。
地质统计学是在矿山储量计算工作中慢慢发展起来的，是上个世纪六七十年代法国统计学家马特隆教授(G．Matheron)大量的理论研究基础上形成的数学地质学科的一个分支，他的专著《应用地质统计学》的问世标志着地质统计学作为一门新兴学科的诞生①。地质统计学是和采矿业发展同步兴起的学科，它是以变差函数为主要工具，以区域化变量理论为基础，研究在空间分布上既有结构性又有随机性(或有空间相关性和依赖性)的自然现象(包括地质现象)的一门科学。
2地质统计方法发展现状
地质统计学作为一个年轻的边缘学科，正处在蓬勃向前发展的阶段，目前地质统计方法的发展主要有以下几个方面：
2．1两大学派地质统计学发展至今，出现了两个学派。
一个是以A．G儒尔奈耳(A．GJourna1)为首的“斯坦福地质统计学派(非参数地质统计学派)”。这一学派研究了不需要对数据的分布做假设的快速条件模拟、概率克立格法和指示克立格法等方法，并且研究了软数据的使用问题。另一个学派以马特隆教授为首，他们开展了以正态的假设为基础的析取克立格法和条件模拟研究，把协同克立格法和主成分分析进行有效结合，形成简单克立格法、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论，这些方法都要用实际的样品数据为基础，所以也称“参数地质统计学”
2．2多学科的渗透形成新克立格法
目前，对于含有一些特异值，接近了高斯分布的具体数据，就要把稳健统计学思想应用到求变差函数当中，继而提出了稳健克立格法；把多元区域化的变量引到克立格法中，运用两个或两个以上有相关性的变量对某一个变量估值，继而产生了协同克立格法；把多元区域化的变量引到指示克立格法中，继而得到了协同指示克立格法。
2．3多领域应用地质统计学目前不断扩展其应用领域，深入到生活的各个方面。
3地质统计方法在地质工程中的重要作用
随着市场飞速发展，统计方法运用在地质工程是时代潮流发展的必然。以前我们在计算矿产资源的储量时，常用不同级别储量的工程密度，用稀密法得到相对误差来论证矿产资源储量的可靠程度，并将相对误差值作为衡量矿产资源储量精度的标准。然而，这种方法缺乏科学根据，被许多人置疑，地质统计方法的出现很好地解决了这类问题。地质统计工作是深化我国经济体制改革和加强经济发展的必然要求。地质统计不但可以整体估计，还能对局部进行估计，对原有的数学方法和理论进行选择创新，把更好地解决面临的地质问题作为目标。地质统计估计的克立格方差是一个很好的估计精度，其估计精度高较高。地质统计的随机模拟能很好的再现出地质变量变化，从而为定量研究地质体提供一个有利的基础和可靠的保障。
4一维变差函数
可以假设空间中一点只在一维数轴X上变化，把区域化变量z作者简介：常维(1990一)，男，江苏泰兴人，本科生，研究方向为统计学。(x)在X，x+／两点处的数值的差的方差的一半定义成区域化变量z(x)在x方向上的变差函数，记为：‘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)表示变差函数；E表示期望值，V表示方差。变差函数的函数值仅依赖于x和Z两个自变量。在本假设条件下，变差函数仅依赖于分割它们的距离z和方向，因而变差函数可定义成：变差函数是在任一方向，相距f的两个区域化变量[z(x)和(x+／)的增量的方差的一半。变差函数是一个有关距离的函数，描述不同位置变量的相似性，‘p值越大，变量的相关性越差。通常情况下，‘p值随着距离矢量Z的增大而增大，直到到达一定值时‘p达到极大值，之后保持不变。
5统计方法在地质工程中的应用
1977年地质统计学正式引入我国，经过我国对地质统计方法的努力学习，地质统计方法在我国得到了飞快的发展，目前广泛应用于以下几个方面：
5．1用于储层的预测石油地质学研究中的一个重要的难点和热点，就是对储层的参数进行一个有效的科学的预测。我国原先利用的是传统数理统计的方法，这种方法是纯数学的方法，没有充分考虑到储层参数间相关性和空间连续性的问题，也不附带任何的地质意义，因此，对储层的参数预测有较大局限性。使用地质统计方法就可以有效解决这一问题，它以区域化的变量理论作为基础，对地质参数的空间变化方向性和趋势都有了充分的全面的考虑，再克里金方法的外推和插值的功能，算出了与地质规律吻合的统计方法和模型，继而表征储层参数的规律变化，利用这规律，针对渗透率和孔隙度等参数的空间展布开展有效又合理的预测。
5．2用于不确定性描述油藏的复杂变化，很难通过动态或静态的确定性模型来反映。只有运用地质统计方法，用不确定性的描述，才能反映出真实的复杂油藏模型。地质统计方法最大的一个优点就是可以很方便地把不同的资料有效整合应用，如生产、测井、地震、地质等方面信息，这些对于油藏；隹确的描述是非常关键的。这种不确定性的描述可以给油藏工程师一个可选择的参考，帮助他们全面分析，制定一个合理的科学的开发方案。
5．3用于数据整合地质统计方法通过随机模拟方法和油藏数值模拟相结合，继而预测出油藏动态的特征，为调整和制定开发决策和提高最终的采收率提供一个合理的依据。
1、相关系数越大，说明两个变量之间的关系就越强。当相关系数为1时，两个变量其实就是一次函数关系。
2、相关系数介于0与1之间，用以反映变量之间相关关系密切程度的统计指标。相关系数是按积差方法计算，同样以两变量与各自平均值的离差为基础，通过两个离差相乘来反映两变量之间相关程度；着重研究线性的单相关系数。
3、相关系数是最早由统计学家卡尔·皮尔逊设计的统计指标，是研究变量之间线性相关程度的量，一般用字母 r 表示。由于研究对象的不同，相关系数有多种定义方式，较为常用的是皮尔逊相关系数。
（来源：文章屋网 ）
关键词：总体；数理统计；经济统计
中图分类号：C829.2 文献标识码：A 文章编号：1001-828X（2014）06-0-02
一、引言
作为2011年新成立的一级学科，如今的统计学巧妙地借助数据这根纽带，将原先“藩镇割据”的数理统计、经济统计和医学统计等诸多学术领域融为一体，形成了多种分支协同发展，“大统计”格局初步形成的良好势头。然而，尽管不同的统计分支中采用的统计学方法论“殊途同归”，少数细小的概念似乎仍旧“水火不容”。
例如，在诸多种类的统计调查中，抽样调查以其经济性好、实用性强、适用面广和准确性高等特点独占鳌头，成为我国在1994年确立的新统计调查方法体系的主体。但直到今天，抽样调查理论中最重要的概念之一——“总体”，依旧面临着无法获得统一定义的尴尬局面。该现状的始作俑者是经济统计学和数理统计学之间“针锋相对”的学术较量，而这种较量如若继续进行下去，不仅将给今后的学习者带来有增无减的困扰与疑惑，也与当今统计学各分支“水融”之趋势格格不入。
基于此，本文通过阐述“总体”在数理统计和经济统计中定义的差异，初步地梳理出两大分支在研究方法和概念处理层面的内在联系与不同取向，最终针对这些分歧提出一种新的、两全其美的定义方式，以期尽可能多地消除统计学学习者在这类问题上产生的疑惑，为统计学学科体系的完善出一份绵薄之力。
二、经济统计中的总体
美国辛辛那提大学教授戴维·安德森等在其举世闻名的《商务与经济统计》（机械工业出版社，2012年11月原书第11版）中将总体定义为在一个特定研究中所有个体组成的集合，并用Norris电气公司的例子加深了读者对总体和样本概念的理解——在这一案例中，总体被假定为用新灯丝生产的所有灯泡，这些灯泡的平均使用寿命是未知的。该公司从中抽取了200只灯泡进行实验，而这200只灯泡便是与总体相对应的样本。有趣的是，作者在此将200只灯泡的使用寿命称之为“样本数据”，并从中计算出样本平均数，借以推断总体平均数。由此可见，在作者看来，“总体”并不是一群孤零零的数据，而是来源于生活、有实际意义，并包含着一系列需要用样本数据去推断的参数。
无独有偶，国内的经济统计教材对总体的定义方式也与《商务与经济统计》如出一辙。例如，袁卫、庞皓、曾五一和贾俊平主编的《统计学》（高等教育出版社，2009年7月第三版）认为，总体是人们研究的所有基本单位（通常是人、物体、交易或事件）。在这个定义之后，作者亦用电视机厂一例做出了说明：现假设人们要对某一月份该厂生产的电视机进行质量检查， 则该厂当月生产的全部电视机就是总体， 该厂当月生产的每台电视机即是一个总体单位。这就表明，在作者看来，全部电视机的某项指标（如使用寿命）仅仅是总体的一个数量特征，是总体的组成部分，是一个帮助人们认识总体的量化的工具。
一言以蔽之，经济统计中的总体包含一个或一个以上的数字特征，然而又不局限于数字本身，它在现实生活中有着具体而形象的存在，常常是看得见、摸得着的。这种思维方式能契合“联系实际、联系生活、联系经济运行”的宗旨，与经济统计学的基本理念遥相呼应。
三、数理统计中的总体
与经济统计截然不同的是，数理统计更倾向于把“总体”抽象为数量标志——也就是说，上文举出的“全体新灯泡”在数理统计学家看来并不能称之为总体，“全体新灯泡的使用寿命组成的集合”方可。数理统计的总体是抽象化的，而非具体化的。盛骤 、谢式千和潘承毅主编的《概率论与数理统计》（高等教育出版社，2008年6月第四版）在第六章将总体的获得过程描述为对一个研究对象的某项数量指标进行的实验和观察，而总体便是这些实验所有可能的观察值。在这本久负盛名的教材中，作者还举出男生身高和某种灯泡使用寿命等例证，认为在针对2000个大学一年级男生体检中，2000个身高观测值才是严格意义上的总体，2000个男生却不是；当人们研究全国范围内某型号灯泡的使用寿命时，不能将国内所有的该型号灯泡作为总体（这与《商务与经济统计》的观点出现了正面冲突），而应该采用它们的使用寿命。
茆诗松、程依明和濮晓龙主编的《概率论与数理统计教程》（高等教育出版社，2011年第二版）对这种冲突做了一个说明。该书首先定义总体为“研究对象的全体”，而后指出：对于多数实际问题，总体中的个体是一些实在的人或物。巧合的是，该书与浙大版《概率论》都使用了大学生身高一例来说明总体这一概念，但相比后者，茆诗松版《概率论》更详细地说明了在数理统计中，为什么总体只能取为大学生的身高：每个学生有许多特征，包括姓名、民族、身高、体重等。由于在这一问题中人们只对它们的身高感兴趣，对其他特征暂不考虑，故人们把每个学生都拥有的数量指标值（即身高）看成新的个体，这样所有身高的全体就自然成为总体。
通过以上两本主流教材的定义方式，我们不难发现，数理统计学的“总体”是抛开实际背景的“一堆数”，是一个给定但未知的分布。在这种定义下，“从总体中抽样”和“从某分布中抽样”其实是一件事情。结合数理统计学作为数学分支所发扬的量化、精准化和高效化的治学风格，产生此类定义也就不足为奇了。
四、一例不成熟的创新
即使是经济统计和数理统计属于相同一级学科的今天，上述两种定义方式依旧是各自为政，互不承认。经济统计学家指责数理统计的定义方式撇下了研究对象的实际意义，而数理统计学家常将经济统计的总体定义看作是“易产生争议的”、“不简洁的”甚至“错误的”。然而，随着“大统计”格局的初见雏形，经济统计和数理统计的相互渗透与影响不仅是大势所趋，也关系着新的统计学知识体系的建立与完善。在此背景下，对“总体”这一概念定下一个两全其美的、兼收并蓄的新定义，也就显得尤为重要。
这一方向的尝试并非前所未有，例如伍业锋在《关于统计总体的界定、分类及其特征探讨》一文中就提出，“总体”这一概念可分类为“具体总体”和“抽象总体”，其中具体总体是由现实中存在的具体物体所组成的总体，而抽象总体是由各个具体事物的概念抽象所组成的总体。
笔者认为，这种定义的方法存在明显的两面性：一方面，它形象地揭示出经济统计和数理统计在总体定义这一问题上的直观区别，并较为成功地将二者联系起来；但与此同时，这种定义方法的漏洞也可谓十分明显：一方面，“具体总体”是否一定得是现实中存在的具体物体？若果真如此，诸如对某地区闪电发生频率进行的研究（闪电不是物体），又应该把“具体总体”定义为何物呢？另一方面，对具体存在的事物进行抽象化的结果，可以是数，也可以是其他任何体现共同性和本质性的名词。假设我们要考察某地区红富士苹果的年产量，从哲学的角度来讲，将“红富士苹果”转换为“年产量”和“苹果”均属抽象，故作者对“抽象总体”的界定含混不清。
五、直接总体与间接总体
在此，笔者斗胆提出一对崭新的概念——“直接总体”和“间接总体”，其中直接总体是指在一个特定研究中全部的研究对象所构成的集合，它们共同包含一种或一种以上的数量指标；而间接总体是指在一个特定研究中全部研究对象共同包含的某种数量指标的取值所构成的集合。
读者不难发现，在这种定义方法中，“直接总体”呼应着经济统计的定义法，而“间接总体”与数理统计的现有概念类似。但必须指出的是，这种定义方法相对传统概念的改善也是不可小觑的，其优势有三：“直接”和“间接”两个名词在概念定义中运用相当广泛（如“直接引语”和“间接引语”、“直接成本”和“间接成本”），直白如话，通俗易懂，不会给学习者任何的陌生感或距离感。此为其一；“直接”二字意为不经过中间事物，它生动地代表着原始的、未经处理的研究对象。而“间接”二字则恰如其分地体现了从研究对象中筛去无关变量，保留数字特征这一道必备工序。二者相得益彰，相映成趣。此为其二；最为可贵的是，这种定义方法创造了一个严密的逻辑体系，即：间接总体来源于直接总体；间接总体是基于共有的数字特征对直接总体的高度抽象与浓缩；直接总体只有先转化为间接总体方可进行统计调查、统计分析与统计推断；来源于间接总体的统计结果服务于直接总体。此为其三。
回到电气公司一例，按照笔者刚刚给出的定义，该调查中的直接总体应为全部的新灯泡。而间接总体则为全部新灯泡的使用寿命所组成的集合。相对于“二选一”的传统定义，新的界定方法很好地体现着经济统计与数理统计的融通与交汇。对于全部的新灯泡而言，由于它们是原始的、未经处理的，所以对它们的界定可做到一步到位，直接高效。然而，我们在这项研究中只对灯泡的使用寿命感兴趣，而无心关注它的形状、亮度或是制造成本。因此，我们要对直接总体进行抽象与浓缩，只撷取一项数字特征，将无关变量统统筛去。完成这道工序后，由一系列使用寿命所构成的间接总体也就产生了。这个额外的步骤无疑是值得的：间接获得的总体以其精简、高效的特点保障了一系列统计工作的顺利进行。通过研究间接总体得出的结论，可以很好地服务于直接总体——也就是说，如果我们有充足的把握认为这些灯泡的使用寿命小于240小时（十天十夜），那么它们无疑是失败的新产品。
六、总结与展望
综上，笔者所提出的新定义使原先相互割裂的两个概念定义归入同一套体系，将原先的“分庭抗礼”转变为“分工合作”。与此同时，它所具有的简洁明了，准确精炼等特点，也使这一尝试具备了成为统计理论主流的潜力。该套定义的提出，不仅给为这一争论所困的学习者和研究者节约了宝贵的精力与时光，还体现着统计学“百川入海，分久必合”的大趋势、大未来，在经济统计和数理统计之间架起了又一道友谊之桥。
有事物的地方就有数据，有数据的地方就有统计。今日之中国正昂首踏入崭新的大数据时代，在国家经济发展和世界格局变化中，统计学所发挥的支撑作用正变得举足轻重。我们需要大量的高精尖统计人才，而一套日臻完善的学科建设与知识体系，对于培养此类国家栋梁尤为重要。现如今，经济统计和数理统计的融合为我国统计学专业的发展提供了前所未有的宝贵机会。在此历史关头，所有的统计人应摒弃成见，张开怀抱，以更为包容与合作的姿态着力学科间的交流共进，去迎接“大统计”梦想的最终实现，使统计之光广照天下。
参考文献：
[1]姜培耕.统计总体的哲学反思——兼论统计学是方法论科学[J].上海统计，2002（08）.
[2]伍业锋.关于统计总体的界定、分类及其特征探讨[J].统计与决策，2011（16）.
[3]王兢.《统计学》与《概率论和数理统计》中的概念衔接问题[J].统计教育，2007（03）.
[4]郭松云.关于统计学中几个基本概念界定的探讨[J].知识丛林，2007（06）.
[5]贾俊平，何晓群，金勇进.统计学（第五版）[M].北京：中国人民大学出版社，2012.
关键词 克里格插值；SST；应用检验
中图分类号P208 文献标识码A 文章编号 1674-6708（2010）33-0207-02
0 引言
卫星遥感数据反演得到的海面温度（SST）数据，往往因云覆盖等原因造成某些区域缺少有效SST数据，即使经过数据融合处理后，这种情况也不能完全杜绝，可能依然存在云边缘等缺少数据或数据奇异的区域。
克里格插值也称局部估计或空间局部插值，是空间统计学中地质统计学的两大主要内容之一[1-4]。最早由南非矿山工程师克里格和统计学家西舍尔用于考察样品空间位置与样品的相关性[5]，是一种常用的空间预测方法，当前在降雨量、GPS高程、温度等物理量的空间研究中有广泛应用[6-8]。它建立在变异函数理论以及结构分析的基础上，在有限区域内对变量进行无偏最优估计，其实质是利用了区域化变量的原始数据和变异函数的结构特点，对未知的区域化变量进行线性无偏估计。与普通估计相比，其最大限度的利用了空间取样所提供的所有信息。
为了消除融合SST数据中的奇异点，本文尝试应用克里格插值方法对SST数据中的奇异和空缺位置进行插值，对插值精度进行了检验。
1 普通克里格
克里格插值的主要方法有普通克里格、协同克里格、泛克里格、指示克里格和对数克里格等。本文对普通克里格法进行了检验。
克里格方法基于空间的观测样本Z（xi），估计特定位置处的考察变量ZV，得到其估计值ZV*。普通克里格方法要求分析结果是无偏的，也即，从而使估计方差尽可能小，基于上述原则来确定权重系数，得到分析变量的估计值：
简单克里格对权重系数没有限制，但是需要知道变量均值，普通克里格对权重系数限定为式（2），但是不需要知道变量均值，克里格空间预测方法基于空间中各点之间的相关性来进行，具体的围绕变异函数γ展开。空间中相距h的两点，其测量序列的相关性可以用协方差函数来表示。变异函数同样基于相关性来进行定义，一维条件下的变异函数定义为：
普通克里格认为测量序列是二阶平稳的，同时由于观测样本的有限性，对变异函数进行内蕴假设，在上述假设下可以得出结论：
上述假设下得到的结论说明变异函数和协方差函数均与位置x无关，仅仅与距离向量h有关。
根据变异函数定义，由式5，h=0时，变异函数应为0；但是由于取样误差、小尺度变化等原因，h很小的情况下变异函数依然有差异，此时的差异值称为块金值。当γ（h）随距离h的增大而增大并趋于平稳时，称为有基台模型或可迁模型，此时变异函数趋近的值称为基台值，当γ（h）并不趋于某特定值时，称为无基台模型。达到基台值的样本间距称为变程，其反映了空间数据的自相关距离尺度。当h>a时，除非变异函数具有周期性，否则样本之间不具备相关性。因此变程也表示了空间插值的极限距离，只有在变程范围内进行插值才有意义。另外变程可能具有各向异性，在复杂多维问题中需要考虑。
获取变量在区域中的变异函数是进行克里格插值的关键步骤之一。变异函数分为试验变异函数和理论变异函数。试验变异函数根据已有资料利用变异函数的计算公式推求而来，往往存在一定的离散性和趋势性；理论变异函数是拟合试验变异函数中的趋势性得到可表达的连续性解析函数，常用的拟合函数有球状函数、高斯函数、指数函数等。在满足平稳性假设前提下，数据量越大则试验变异函数的趋势性越明显，否则试验变异函数点分布散乱无规则，将直接影响到理论变异函数获取的准确性和可靠性。因此，可认为当试验变异函数不具趋势性时，理论变异函数不可信，即克里格方法的结果不可信。
常用的理论变异函数经验模型有块金效应模型、指数模型、高斯模型、球状模型等，式（6）和式（7）分别为高斯模型和球状模型的变异函数。
高斯模型：（6）
当时，，因此高斯模型的有效变程为。时，称为标准高斯模型。
球状模型:（7）
具体到实际问题中，变异函数经验模型的选择往往需要结合实际，进行大量的比较之后来确定。根据已知的样本数据确定了变异函数模型中的未知参数后，根据式（1），如果要确定估计值ZV*，需要求出权重系数。基于普通克里格对权重系数限定（见式2），可以得到矩阵关系式[9]：
[K]称为克里格矩阵，为对称矩阵。当[K]、[M]矩阵确定后，即可得到[λ]矩阵。而[K]、[M]矩阵的确定，需要实现选择合适的变异函数模型。
2 方法检验
为了检验克里格插值是否可以用于SST数据空间插值，我们以NOAA的OISST融合数据作为原始数据，将数据块中部分位置处的数据剔除，采用高斯模型进行普通克里格插值，将插值后的数据与原始数据进行比对。原始数据为时间范围2010年1月至2010年6月上旬的162天数据；空间区域为15N~19.5N，120E-124.5E，数据网格点数为20×20；数据时间分辨率为一天，空间分辨率为0.25°×0.25°。剔除数据（待插值数据）的位置见图1，分别位于四角，中心，以及集中在某一角。
图1数据网格及待插值数据位置
定义误差评估参量如下：
相对误差：，平均相对误差：，
最大相对误差：，最小相对误差：，
OISST和KSST分别为NOAA的融合SST数据值和插值的数据值，i、j、t分别为坐标位置和时间。
检验结果如表1所示。
从检验结果来看，如果待插值位置处周围存在充足的数据，可以保证插值后的精度；如果待插值位置周围数据量不足或仅在某个方向有数据，会造成插值结果的不稳定，这应该是没有足够的数据提供相关信息造成的。即使周围数据充足，也可能出现误差较大的插值结果，这可以在后期的SST数据检验中通过梯度阈值进一步的平滑处理。
3 结论
从本文的检验结果来看，采用克里格插值进行小面积的SST数据空间插值是可行的，运算速度和精度均可以满足需求。克里格插值的精度很大程度上依赖于变异函数与实际的吻合程度，而由于海洋各区域存在不同的温度变化趋势，因此通过对实际温度的分析，对不同区域选取不同的变异函数是提高插值精度的一个途径。
参考文献
[1]侯景儒.实用地质统计学[M].北京：地质出版社，1998.
[2]Journel A G，Huijbregts C J.Mining Geostatistics[M].New York：Academic Press，1978.
[3]N.Cressie.Statistics for Spatial Data，Revised Edition[M].Wiley，New York，1993.
[4]郭怀成，周丰，刀谮.地统计方法学研究进展[J].地理研究，2008，27(5)：1191-1202.
[5] Krige D G．A statistical analysis of some of the borehole values in the Orange Free State gold field[J].Journal of the Chemical and Metallurgical Society of South Africa，1952(53)：47-64．
[6]张小红，程世来，许晓东.基于Kriging统计的GPS高程拟合方法研究[J].大地测量与地球动力学，2007，27(7)：48-51.
[7]杨胜龙，马军杰，伍玉梅，等.基于Kriging方法Argo数据重构太平洋温度场研究[J].海洋渔业，2008，30(1)：13-18.
[8]高歌，龚乐冰，赵珊珊，等.日降水量空间插值研究[J].应用气象学报，2007，18(5)：732-735.
[关键词] 针刺；红外线；肩颈综合征
[中图分类号] R259.897 [文献标识码] A [文章编号] 1673-7210（2013）07（c）-0017-04
颈肩综合征是以颈椎关节失稳、颈肩部及周围肌肉、韧带劳损、颈肩部疼痛不适、颈肩部活动受限等一系列临床表现的症候群[1]，是由于颈椎的急慢性损伤、退变（椎间盘突出、骨质增生等）或颈、项部软组织病损，卡压颈脊神经，导致其所支配的颈项部及肩周活动障碍等情况的综合征。此类患者主要以颈椎退行性改变为主， 如颈椎骨质增生， 椎间隙变窄， 椎间孔变小， 周围软组织充血水肿， 产生无菌性炎症， 引起颈肩背部的肌肉痉挛， 肌群失去平衡[2]。颈肩综合征是中、老年人的常见病及多发病，也是针灸科最为常见的病种之一。本课题组采用回顾性研究方法，对针刺结合红外线照射治疗颈肩综合征患者的效果进行了分析评价，现报道如下：
1 资料与方法
1.1 一般资料
所有临床信息均来自2010年3月～2012年12月在北京丰台区兴隆中医医院（以下简称“我院”）针灸科诊治的颈肩综合征患者病历记录。
1.1.1 纳入标准
1.1.1.1 明确诊断为颈肩综合征 诊断标准为：①有慢性劳损或外伤史、颈椎先天性畸形、颈椎退行性变、长期低头工作者或习惯长时间看显示屏者，往往呈慢性发病。②颈项、肩臂疼痛，颈项僵硬不适，疼痛向前臂放射，颈项活动时疼痛加剧。③可分别在胸锁乳突肌乳突端、第7颈椎、第1胸椎棘突旁、斜方肌下方肩井穴处、肩脾骨内缘等部位出现压痛。④X线片检查可有不同程度的颈椎增生、颈椎生理曲度异常改变，或颈椎无明显异常变化[3]。
1.1.1.2 治疗方法 至少符合如下两种中的一种，①单纯针刺组：针刺取穴，至少包含患侧颈段夹脊穴、天柱、风池、肩井、肩外俞、天宗、曲池、合谷、后溪穴位。操作方法按常规操作，施平补平泻法，留针20 min以上。②针刺加红外线照射组：针刺取穴同单纯针刺组，并红外线照射颈段夹脊穴、天柱、风池、肩井30 min以上。
1.1.1.3 治疗效果 达到“好转”及“痊愈”标准，符合疗效判断标准“好转”以上要求。痊愈：颈、肩脚及后背部疼痛等症状消失，颈部活动自如；好转：颈、肩臂及后背部疼痛消失，可有肩背酸痛重感或颈部转到近极限时颈背部有轻微疼痛，颈部活动不受限；无效：颈、肩臂及后背部疼痛，颈部活动受限等症状无明显改善[4]。
1.1.2 排除标准
①伴随其他影响疗效判断的疾病，如中风（中脏腑）患者等；②除上述治疗方法外，还应用其他治疗方法的患者，如口服止痛药物者等。
1.2 患者信息采集
内容包括年龄、性别、从治疗到“好转”的间隔时间。
1.3 统计学方法
所有数据录入Excel表，经核对无误后借助SAS 9.1.3统计分析软件，应用生存分析方法进行统计分析。分析变量“生存时间”的定义为：从治疗到“好转”的间隔时间。
1.3.1 对针刺组及针刺加红外线照射组的人口学资料进行分析
提供性别比例、年龄的最小值、最大值、均数、标准差。为分析组间的均衡性，对性别比例应用χ2检验进行统计分析；对于两组年龄，按如下标准进行统计分析：①首先进行正态性及方差齐性分析，如果年龄不符合正态性，则对年龄取对数，再进行正态性检验；如果仍不符合正态性，则对年龄取秩，然后应用秩和检验进行统计分析；②在两组年龄或年龄的对数符合正态性的情况下，如果符合方差齐性，则应用独立样本t检验进行统计分析；如果不符合方差齐性，则应用独立样本t'检验进行统计分析。
1.3.2 采用Kaplan-Meier法进行单因素统计分析
以“从治疗到‘好转’的间隔时间”为分析变量，对针刺组及针刺加红外线照射组的“生存率”进行估算，并对生存曲线进行比较。提供生存曲线图、四分位数生存时间及95%可信区间、均数及标准差。
1.3.3 应用Cox比例风险回归模型进行多因素回归分析
以“从治疗到‘好转’的间隔时间”为因变量，以组别、年龄、性别为自变量，采取逐步回归法进行回归分析，探索多因素条件下对“生存率”有影响的相关变量。由于Cox比例风险回归模型要求连续自变量必须符合正态性，因此，在回归分析之前，首先对年龄进行正态性检验，如果不符合正态性，则对年龄取对数，再进行正态性检验；如果仍不符合正态性，则对年龄取秩，然后利用“秩”进行趋势分析。分析结果提供参数估计、标准误、χ2值、风险比及风险比的95%可信区间。
1.3.4 Cox比例风险回归过程中的取值定义
性别：女=0，男=1；组别：针刺加红外线照射组=0，单纯针刺组=1；年龄经正态性检验后，按连续计量数据或“秩”引入模型。
2 结果
2.1 两组一般资料情况
共有174例患者符合本研究纳入标准并不符合排除标准，两组性别、年龄分布比较见表1。
表1显示，两组性别比较，差异无统计学意义（P > 0.05）；两组年龄比较，差异无统计学意义（P > 0.05）。上述结果表明，两组在性别、年龄两个协变量上的基线是均衡的。
2.2 两组生存情况分析
由图1可以看出，两组生存曲线无重叠交叉，可以进行生存曲线比较。表2结果显示，针刺加红外线照射组的生存时间均数、中位生存时间（50%生存时间）均较单纯针刺组短，生存曲线的Log-Rank检验、Wilcoxon检验及-2Log（LR）检验均显示差异有高度统计学意义（P < 0.01），提示两组生存曲线显著不同，针刺加红外线照射组的“生存率”小于单纯针刺组。由于本研究中，“生存率”反应的是“从治疗到‘好转’的间隔时间”，因此，可以认为，针刺加红外线照射组达到“好转”的时间明显短于单纯针刺组，即针刺加红外线照射组对颈肩综合征的治疗效果优于单纯针刺组。
2.3 Cox比例风险回归模型统计分析结果
根据本研究的设计要求，在Cox比例风险回归模型统计分析过程中，针刺加红外线照射组取0，单纯针刺组取1，年龄经正态性检验后，按连续计量数据引入模型。本研究中，经对年龄进行正态性检验，该变量符合正态性（P > 0.05），直接将原始连续变量引入模型。
Cox比例风险回归模型统计分析结果显示，年龄和组别差异有统计学意义（P < 0.05），性别差异无统计学意义（P > 0.05），提示年龄和组别对治疗效果有显著影响，而性别无显著影响。结果中，年龄和组别的参数估计均为负值，提示年龄、组别与“生存风险”呈负相关，即年龄、组别的数值越大，“生存风险”越小。在Cox比例风险回归中，“生存风险”与“生存时间”呈负相关关系，即“生存风险”越小，“生存时间”越长。因此，本研究结果提示，年龄、组别与“生存时间”呈正相关关系。见表3。
由于本研究对“生存时间”的定义为“从治疗到‘好转’的间隔时间”，上述结果可以解释为两个结论：①年龄越大，“从治疗到‘好转’的间隔时间”越长，年龄越小，则“从治疗到‘好转’的间隔时间”越短，提示年轻的患者更容易获得“好转”的效果；②由于在Cox比例风险回归模型统计分析过程中，本研究将针刺加红外线照射组定义为0，单纯针刺组定义为1，组别与“生存时间”呈正相关可以理解为，随着组别数值的增高，“从治疗到‘好转’的间隔时间”将更长，即单纯针刺组“从治疗到‘好转’的间隔时间”较针刺加红外线照射组更长，提示针刺加红外线照射组更容易获得好转的结果。
3 讨论
颈肩综合征属于中医的“痹”证范畴，是由于风、寒、湿、热等邪气闭阻经络，影响气血运行，导致肢体筋骨、关节、肌肉等处发生疼痛、重着、酸楚、麻木等症状的一种疾病[5]。《素问·痹论》指出：“风、寒、湿三气杂至，合而为痹”。《类证治裁·痹证》：“诸痹……良由营卫先虚，腠理不密，风寒湿乘虚内袭。正气为邪阻，不能宣行，因而留滞，气血凝涩，久而成痹”。因此，中医学确立了袪邪通络的根本治则。
颈肩综合征是针灸科的常见病种，也是针灸治疗的优势病种。多个文献报导针灸或针灸配合其他疗法治疗颈肩综合征取得了令人满意的疗效。主要的治疗方法包括，①单纯针刺法：王薇等[6]应用颊针治疗颈肩综合征，获得了总有效率93.3%的良好疗效。张学梅等[7]通过比较运用温通针法与常规针刺治疗颈肩综合征的疗效差异，发现温通针法治疗颈肩综合征疗效优于常规针刺治疗。②针刺加传统治疗方法：李丽红[8]运用手法和体针拔罐相结合治疗颈肩综合征，并以单纯性体针拔罐组为对照，发现手法和体针拔罐相结合组的疗效明显优于对照组。吴玉辉[9]针药并用治疗颈肩综合征106 例，取得了显效83例（78.3%），好转21 例（19.8%），无效2 例（1.89%）的良好疗效。徐树立[1]应用针刺、推拿、放风筝治疗颈肩综合征124例，发现治疗组具有疗程短、见效快的显明特点。王秀珍等[10]应用针刺结合走罐法治疗颈肩综合征126例，总有效率达到100%。③针刺加现代物理疗法治疗方法：邹娟芬[11]应用短针浅刺配合TDP治疗学生颈肩综合征50 例，取得了良好的疗效。艾宙[12]以电针配合温和灸治疗颈肩综合征60例，并与颈肩部电脑中频治疗52例对照，观察两组临床疗效，发现1个疗程后电针配合温和灸治疗组痊愈率为68.33%，对照组痊愈率为26.92%，两组疗效的差异有统计学意义。④其他：潘莉萍[13]基于针灸理论，应用干扰电向量方法治疗颈肩综合征，总有效率达到74.4%。陈庆松等[14]应用丹参联合中频电疗法治疗颈肩综合征28 例，结果发现，显效16 例， 有效8 例， 无效4 例， 总有效率达86%。
《医学入门》曰：“凡病药之不及、针之不到，必灸之。”《扁鹊新书》认为：“痹病走注疼痛，或臀、腰、足、膝拘挛，两手牵急，于病处灸五十壮。”提示针、灸联合治疗痹病将可能取得更佳的临床疗效。由于灸法会产生较多烟雾，对患者本人及其他同室患者的呼吸会造成一定程度的不利影响，不利于在针灸科公共场所广泛地开展。因此，许多灸法内容近年来已经逐渐被红外线照射所替代。
红外线治疗作用的基础是温热效应，红外线透入组织较深，穿透深度可达10 mm，能直接作用于皮肤的血管、淋巴管、神经末梢及皮下组织，在红外线照射下，组织温度升高，毛细血管扩张，血流加快，代谢增强，血液循环改善，细胞的吞噬功能增加，消除肿胀，促进炎症消散，降低神经系统的兴奋性，有镇痛、解除横纹肌和平滑肌痉挛以及促进神经功能恢复等作用。在治疗中应用红外线照射加针刺法，不仅可以发挥针刺的疏通经络、祛风散寒、利湿止痛的作用，还充分发挥了红外线照射的疏风散寒、温阳胜湿、宣痹止痛、消炎的作用，从而达到良好的疗效。李成东等[15]应用红外温针治疗急性痛风性关节发作126例，结果发现红外温针可安全有效治疗急性痛风性关节发作。李霞等[16]应用针刺加远红外照射治疗原发性痛经46例，总有效率达到95.7%。笔者认为针刺配合远红外照射可温通胞脉，使寒邪得散，气滞得行，补脾胃，益气血，气血充足，胞脉得养，则冲任自调。
我院针灸科应用针刺配合红外照射治疗颈肩综合征已有多年历史，为阐明其疗效，本研究以单纯针刺组为对照，回顾性分析了针刺配合红外照射对颈肩综合征“好转”时间的影响。为消除性别、年龄等混杂因素对分析结果的影响，将性别、年龄作为协变量引入Cox比例风险模型之中，研究发现年轻患者较年老患者能够明显地缩短“好转”时间，针刺结合红外线照射方法较单纯针刺法也能够明显地缩短“好转”时间，提示年轻、针刺配合现代医学的红外线照射能够显著地提高颈肩综合征的临床疗效，减轻患者痛苦。
由结果表3可以看出，组别的风险比为0.003（95% CI为0.001～0.007），而年龄的风险比为0.561（95% CI为 0.506～0.622）。在Cox比例风险回归分析中，风险比是一个独立的概念，其所代表的意义即是暴露组与非暴露组的风险率之比，即流行病学中的相对危险度（RR）。本研究中，年龄的风险比为0.561，提示年龄每增加1岁，“好转”的可能性将减少到0.561倍，减少近44%；组别的风险比为0.003，提示单纯针刺组较针刺加红外照射组“好转”的可能性减少到0.003倍，减少99.7%，进一步说明年轻及针刺加红外照射将极大地提高颈肩综合征的临床疗效。
本研究成果的确立，将从社会效益和经济效益两个角度为患者带来福音：一方面，针刺加红外照射将极大地减少“从治疗到‘好转’的间隔时间”，缩短患者疗程，减轻患者病痛，从而为社会提供更多的健康劳动力，产生显著的社会效益；另一方面，由于红外照射价格便宜，再考虑患者治疗过程中的交通费用及误工时间，针刺结合红外线照射方法将明显地降低患者的医疗费用，提高经济效益。
本研究的主要不足之处在于，对“好转”时间具有重要影响意义的“病程”因素因在研究过程中信息采集不完善而未引入模型之中。这主要由于多数病历对“病程”的描述不精确，往往应用模糊时间进行描述，从而无法进行科学的统计分析。
综上所述，针刺加红外线照射治疗颈肩综合征，相对于单纯针刺组，能够显著地缩短“好转”时间，减轻患者痛苦；另外，年龄也是影响疗效的重要因素，Cox比例风险回归模型统计分析结果显示，年龄越大，“好转”时间越长。
[参考文献]
[1] 徐树立.针刺、推拿、放风筝治疗颈肩综合征124例[J].中国医药指南，2010，8（13）：239-240.
[2] 邓忠明.水针刀疗法治疗颈肩综合征疗效观察[C].中国针灸学会微创针刀专业委员会成立大会暨首届微创针刀学术研讨会，2009.
[3] 粟漩，巫祖强.电针肩井穴为主治疗颈肩综合征84例疗效观察[J].中国针灸，2001，21（12）：713-714.
[4] 国家中医药管理局.中医病证诊断疗效标准[M].南京：南京大学出版社，1994：186.
[5] 周仲瑛.中医内科学[M].北京：中国中医药出版社，2003：481.
[6] 王薇，方晓丽，宋志靖.颊针治疗颈肩综合征45例[J].甘肃中医，2010，23（2）：53-54.
[7] 张学梅，王芬.温通针法治疗颈肩综合征疗效观察[J].上海针灸杂志，2009，28（11）：645-647.
[8] 李丽红.手针疗法为主治疗颈肩综合征疗效观察[J].针灸临床杂志，2004，20（12）：40-41.
[9] 吴玉辉.针药并用治疗颈肩综合征106例[J].青岛医药卫生，2004，36（5）：353.
[10] 王秀珍，亓永花.针刺结合走罐法治疗颈肩综合征126例[J].中医药临床杂志，2010，22（3）：258.
[11] 邹娟芬.短针浅刺配合TDP治疗学生颈肩综合征50例[J].辽宁中医药大学学报，2009，11（2）：139.
[12] 艾宙.电针配合温和灸治疗颈肩综合征临床观察[C].广东省针灸学会第九次学术交流会暨“针灸治疗痛症及特种针法”专题讲座论文汇编，2004.
[13] 潘莉萍.干扰电向量方法治疗颈肩综合征的临床观察[J].中国中医骨伤科杂志，2007，15（7）：72.
[14] 陈庆松，曹汉明，钱红星，等.丹参联合中频电疗法治疗颈肩综合征28例[J].现代中西医结合杂志，2009，18（8）：897.
[15] 李成东，高良，游国师，等.红外温针治疗急性痛风性关节发作126例[J].内蒙古中医药，2008，27（12）：38-39.
[关键词] Ⅱ型糖尿病； 自我管理； 健康教育
[中图分类号] R587.1[文献标识码] A[文章编号] 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
糖尿病是一种可防、可控、不可治愈的慢性、非传染性、终生性疾病，而且从某种意义上说糖尿病也是一种生活方式疾病[1]，全面有效地控制糖尿病并非单纯用药就可以解决，需要借助饮食、运动、血糖监测、药物、健康教育等综合性措施来控制[2]。如糖尿病患者自我管理能力强，血糖控制好，并发症发生率低；自我管理能力弱，血糖控制差，并发症发生率高[3-4]。本文调查评估了我院门诊Ⅱ型糖尿病患者自我管理行为水平现状，探索了影响患者自我管理行为水平的人口社会学因素。
1 对象与方法
1.1 研究对象 以我院门诊就诊的Ⅱ型糖尿病患者作为问卷调查对象。共收集问卷225份，其中有效问卷212份，有效合格率94.2％。
1.2 研究方法 本研究应用王憬漩修订的糖尿病患者自我管理行为水平量表对我院门诊就诊的Ⅱ型糖尿病患者进行问卷调查，采用定量研究和定性研究相结合的方法综合分析。
1.3 测量工具 本研究采用量表收集患者信息，量表各部分内容如下：1)一般情况调查表：包括姓名、年龄、性别、职业、文化程度、婚姻状祝、居住状况、经济收入、医疗保障、住院史、病程、并发症、治疗方式等。2)糖尿病患者自我管理行为量表：糖尿病患者自我管理行为量表采用由王憬漩修订的版本，量表共包括26个条目(得分范围为26-130分)，内容涉及饮食控制、运动锻炼、遵嘱用药、血糖监测、足部护理、预防及处理高低血糖六个方面，采用Likert 5级评分，从1分到5分，分别代表完全没有做到、很少做到、有时做到、经常做到和完全做到。本文采用得分指标法，得分指标=(实际总得分/最高可能得分)×100％，并将得分指标80％为良好，此量表编制者测其Cronbach's α为0.87，结构效度为0.68。
1.4 资料收集 对所有研究对象采用统一的调查问卷和询问方式，由本人对研究对象进行面对面询问并指导填写调查表。调查表原则上由病人独立填写完成，但对病情严重或文化程度低等原因无法完成自评者，由调查员逐条询问，如实记录。
1.5 统计分析 患者一般资料、自我管理水平采用频数和百分数、均数和标准差进行描述；不同特征患者自我管理水平的比较采用单因素方差分析，有统计学意义的变量再进行多因素分析，以差异有统计学意义的多个变量为自变量，自我管理水平作为因变量进行logistic回归分析，从而筛选出对因变量影响较大的因素。
2 研究结果
2.1 自我管理行为水平 糖尿病患者自我管理行为各维度得分见表1，自我管理行为水平平均总得分85.80±12.39，平均得分指标为66.01%。从各维度得分指标来看，自我管理行为水平由高到低依次为：遵医嘱服药、饮食控制、运动控制、血糖监测、高低血糖控制、足部护理，其中得分指标最高的是患者坚持用药的自我管理，得分指标为85.10%，平均得分12.77±5.23；得分最低的是患者足部的护理，得分指标为53.64%，平均得分13.41±5.99。
表1自我管理行为各维度得分
注：得分指标=(平均得分/最高可能得分)×100%。
按照量表设计者制定的得分评价标准[5]：＜60％定义为差，60％-80％为中等水平，＞80％为良好水平的得分评价标准，自我管理行为水平中等者人数最多，占52％(110人)，其次为自我管理水平差者，占29％(62人)，自我管理行为水平良好者人数最少，占19％(40人)。
2.2 自我管理行为水平影响因素 单因素方差分析，发现不同性别、民族患者之间的自我管理行为水平差异无统计学意义(P＞0.05)，其余组别(年龄、文化程度、婚姻状况、居住状况、家庭收入、医疗保障、并发症、住院史、工作状态、健康教育、家族史)患者之间的自我管理行为水平差异有统计学意义(P＜0.05)，以单因素方差分析有统计学差异的变量为自变量，进行logistic回归分析(结果见表2)，发现文化程度、经济收入、健康教育、病程是社区门诊Ⅱ型糖尿病患者自我管理行为水平重要影响因素，结果显示文化程度越高、经济收入越高、病程越长、参加健康教育次数越多的患者自我管理行为水平越高。
表2自我管理水平影响因素的logistic回归分析结果
有健康教育经历者自我管理行为水平得分高于无健康教育经历者，两者比较差异有统计学意义(P＜0.01)，受过健康教育者在饮食控制、足部护理、运动锻炼、血糖监测和高低血糖处理方面得分高于未接受过健康教育者，但两者在遵嘱服药方面的得分差异无统计学意义(P＞0.05)，结果见表3。
表3健康教育与糖尿病患者自我管理行为得分的关系
备注：“*”组差异有统计学意义(α=0.05)，方差分析显示，接受过和未接受过健康教育两组患者在性别、年龄、病程、教育程度、是否在职方面均无显著差异，两组具有可比性。
3 结论 自我管理行为水平影响因素众多，文化程度、经济收入、健康教育、病程是重要影响因素。有无健康教育经历影响自我管理行为水平饮食控制、足部护理、运动锻炼、血糖监测和高低血糖处理五个维度方面的得分，但不影响遵嘱服药维度的得分。年龄大于70岁、初中以下文化程度、每月经济收入低于1000元、无医疗保障、独居、不幸婚姻患者的自我管理行为水平得分偏低，是糖尿病健康教育重点关注的人群。
健康教育是社区工作的重要内容，在今后的工作中应做到：完善社区糖尿病健康教育网络，重视前期规划和后期效果评价；创新健康教育形式，完善健康教育内容；重视行为改变和自我管理技能的培养；加强重点人群和患者家属的健康教育。
参考文献
[1] 高丹.糖尿病患者知识强化教育的效果分析[J].中医药临床杂志,2006,18(1):71-72.
[2] 贾芸,王君俏,刘伟.Ⅱ型糖尿病患者自我管理水平及其相关因素的研究[J].护理杂志,2005,22(7):21-23.
[3] 路孝琴,任振勇,瓮学清.北京方庄社区全科医疗门诊糖尿病患者依从性及其病情控制间的关系[J].中国全科医学杂志,2004,6(12):884-886.
【关键词】 丁书文；房颤；用药规律；计算机应用；老中医经验
丁书文教授（1941－），山东中医药大学博士生导师、主任医师。丁师长期从事心血管疾病的临床、教学和科研工作，经验丰富，见解独到。为总结丁师治疗房颤的用药规律，笔者应用中医门诊电子病历［1］，收集其房颤医案102份，其他疾病医案998份，并通过SAS统计软件编制了用药频率表，以房颤为因变量，以用药频率≥10%的34种中药为自变量进行了Logistic回归分析，现报告如下。
1 资料与方法
1.1 一般资料 丁书文教授1 100份医案均来自山东中医药大学附属医院心血管门诊。其中房颤医案102份（单纯房颤医案36份，合并其他疾病的医案66份），其他疾病医案998份。房颤患者共57例，其中男41例，女16例；年龄48～81岁；就诊次数1～8次。
1.2 方法 全部医案均输入中医门诊电子病历；参照《中医病证诊断疗效标准》按显效（症状缓解，心电图恢复正常，随访半年未复发）、有效（症状缓解，心电图接近正常，随访半年复发1~6次）、无效（症状与心电图无改善甚或恶化，半年复发6次以上）三种疗效判定标准对就诊次数≥2次的房颤患者疗效进行统计；应用中医门诊电子病历中的统计功能建立用药频率表（用药频率＝用药次数/病历数）；建立回归数据表：定义电子病历中的“西医诊断”字段为列变量，用f表示，若该字段中含有“房颤”，通过语法判断赋值为“1”，若否赋值为“0”，亦定义“中药”为列变量，用各自的代码表示，若已录入某一数值，该数值不变，若未录入赋值为“0”；新建一个文本文件；将回归数据表复制到新建的文本文件中；通过SAS统计软件的Import Data将文本文件导入到SAS数据库中［2］。
1.3 统计学处理 应用SAS统计软件以房颤为因变量，以用药频率≥10%的34种中药为自变量进行Logistic回归分析。
2 结果
2.1 疗效结果 就诊次数≥2次的房颤患者共45例，显效28例，有效13例，无效4例，总有效率为91.11%。
2.2 用药频率表 在102份医案中，共用中药94种。其中次数最多者为当归，共95次，频率为93.14%；次数最少者为白薇等20种，仅用1次，频率为0.98%，见表1。表1 用药频率表 （病历数=102，品种数=94）
2.3 Logistic回归分析结果 经Likelihood Ratio、Score及Wald检验，P值均
3 讨论
从疗效结果可知，丁师治疗房颤，总有效率为89.09%，疗效非常显著。从用药频率表可知，在102份医案中，共用中药94种，其中当归、黄芪、麦冬、五味子、丹参、黄连、青蒿等药的应用频率较高，这表明丁师治疗房颤时喜用上述中药。据现代药理研究，当归、丹参等活血药具有抑制血小板聚集、抗凝和扩张冠状动脉的作用；黄芪等补气药与活血药合用具有改善心功能、降低心肌耗氧量、扩张冠状动脉、改善微循环、抑制血小板聚集、增强机体耐缺氧能力等功能；麦冬等养阴药具有明显抑制体外血栓形成的作用，并能改善凝血及血液流变指标等异常变化；黄连、青蒿等具有抗快速性心律失常作用［3，4］。根据丁师用药实际，用药频率≥10%的34种中药大致可分为13类：第1类包括黄芪、人参、炙甘草、麦冬、五味子、生地、熟地7种，其中黄芪补气升阳、益卫固表，人参大补元气、生津止渴，炙甘草补脾益气、润肺止咳，麦冬润肺养阴、益胃生津，五味子敛肺滋肾、生津敛汗，生地养阴生津，熟地养血滋阴，丁教授常将此类用于气阴两虚型房颤患者的治疗；第2类包括当归、丹参、三七粉、元胡、川芎、野葛根6种，其中当归补血活血，丹参活血祛瘀，三七粉活血化瘀、定痛，元胡活血止痛，川芎活血行气，野葛根活血祛瘀，丁师常将此类用于房颤兼有血瘀患者的治疗；第3类包括茯苓、泽泻、猪苓、白术4种，其中茯苓利水渗湿、健脾，泽泻利水渗湿、泄热，猪苓利水渗湿，白术补气健脾、燥湿利水，丁师常将此类用于房颤兼有水湿患者的治疗；第4类包括炒枣仁、紫石英、柏子仁3种，其中炒枣仁、柏子仁养心安神，紫石英镇心安神，丁师常将此类用于房颤兼有失眠患者的治疗；第5类包括黄连、黄芩、黄柏3种，均具有清热燥湿、泻火解毒之功，丁师常将此类用于房颤兼有热毒患者的治疗；第6类包括青蒿、苦参2种，均具有抗快速型心律失常作用，丁师常将此类用于快速型房颤患者的治疗；第7类包括桂枝、白芍2种，其中桂枝解肌发表，白芍益阴敛营，丁教授常将此类用于房颤兼有营卫不和患者的治疗；第8类包括肉桂、仙灵脾2种，其中肉桂补火助阳，仙灵脾补肾壮阳，丁教授常将此类用于房颤兼有阳虚患者的治疗；第9类仅包括钩藤1种，钩藤息风止痉、清热平肝，丁教授常将其用于房颤兼有阳亢患者的治疗；第10类仅包括杏仁1种，杏仁止咳平喘，丁师常将其用于房颤伴有咳嗽患者的治疗；第11类仅包括木香1种，木香行气、调中、止痛，丁师常将其用于房颤伴有腹痛、腹胀或纳差患者的治疗；第12类仅包括冰片1种，冰片开窍止痛，丁师常将其用于房颤伴有胸闷或胸痛患者的治疗；第13类仅包括甘草1种，用以调和药性。
从Logistic回归分析结果可知，用药次数≥10%的34种中药中，当归、三七粉、元胡、人参、炒枣仁、炙甘草、钩藤和杏仁偏回归系数的假设检验具有统计学意义（P
【参考文献】
1 陈守强，张建民.中医门诊电子病历的设计与应用研究.山东中医药大学学报，2002，26（6）：428-429.
2 贺佳，陆健.医学统计学中的SAS统计分析.上海：第二军医大学出版社，2002，11-20.
关键词：农民工；工作价值观；组织承诺；供给-期望匹配度
中图分类号：C936
文献标识码：A文章编号：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
霍娜和李超平对有关工作价值观的研究进行总结后发现，目前有关工作价值观与组织承诺之间关系的研究并不十分丰富[1]。学者们对以色列[2，3]、新加坡[4]、英国[5]、巴基斯坦[6]和美国[7]员工工作价值观和组织承诺的关系进行了实证研究。对中国员工工作价值观和组织承诺关系的实证研究目前则主要集中于医护人员[8～10]、高校教师[11]和公司白领[12]，而对农民工工作价值观和组织承诺关系的实证研究却很少。
时至今日，伴随着我国工业化和城市化进程，根据国家统计局的统计，到2012年，我国农民工数量已达到26261万人[13]，农民工从整体上已经成为产业工人的半壁江山，在餐饮服务、制造和建筑等行业的农民工已经远远超过从业人员的半数[14]。但从企业管理的角度来看，农民工的组织承诺普遍不高，流动性较强，如何提高农民工的组织承诺，进而减少其离职率，一直是企业管理者，特别是以农民工为员工主体的企业管理者们关注的重点。该研究从工作价值观角度，分析农民工的工作价值观对其组织承诺会产生怎样的影响？以及供给-期望匹配度是否在两者间起着调节作用？
该研究与以往研究的不同点在于：（1）目前对农民工进行研究的文献很多，但现有文献大多运用社会学和经济学理论对农民工宏观治理政策进行探讨，却很少从管理学的微观视角对农民工问题展开分析[15]。其实农民工工作和生活在成千上万的企业中，企业微观层面的农民工问题如能有效化解，则大部分农民工问题就不会演化为宏观的社会难题[14]。因此，该研究从企业管理的微观视角，对农民工群体工作价值观和组织承诺之间的关系进行实证研究；（2）越来越多的研究已经表明，积极的工作成果，如工作满意和组织承诺等在一定程度上会受到员工个人特征和组织特征交互作用或匹配度的影响[16]。因此，该研究分析供给-期望匹配度在工作价值观和组织承诺之间的调节作用。
1理论与假设
1.1工作价值观
目前对工作价值观存在多种定义，有些学者将其定义为人们对有关工作或工作环境方面的评价标准，通过这种标准，个体可以识别事物的正确性和重要性[17]。也有的学者将其定义为个体所赋予的各个工作方面的重要性[18]。在该研究中，工作价值观是指人们通过工作想要获得的各种产出或回报[19]，也就是个体对工作各个方面的期望。
1.2组织承诺
对于组织承诺也有多种定义，Mowday等将组织承诺定义为一种对组织目标和价值观的强烈信任和接受，一种为了组织而努力的意愿和一种保持组织成员身份的强烈渴望[20]。韩樱等把组织承诺定义为员工对组织的一种态度， 可以解释为什么员工愿意留在公司， 也是检验员工忠诚度的一种指标[21]。在该研究中，组织承诺被定义为愿意继续和组织保持雇佣关系的一种心理状态[22]。
1.3工作价值观与组织承诺的关系
学者们对国外员工工作价值观和组织承诺的关系进行了实证研究。包括Kidron以及Elizur和Koslowsky对以色列员工[2，3]、Putti， Aryee和Liang对新加坡员工[4]、Oliver对英国员工[5]、Shah， Kaur和Haque对巴基斯坦员工[6]以及Butler和Vodanovich对美国员工[7]工作价值观和组织承诺关系的实证研究。其研究结果总体表明，员工的工作价值观对其组织承诺有显著的正向影响。
学者们对国内员工工作价值观和组织承诺的关系也进行了实证研究。任建华和李继平、施佳华以及孟润堂等
对医护人员工作价值观和组织承诺之间的关系进行了实证研究[8～10]。此外，吕剑辉[11]对高校教师以及Froese和Xiao[12]对中国跨国公司白领工作价值观和组织承诺之间的关系进行了实证研究。其结果也表明，工作价值观会对组织承诺产生正向影响。
基于以上论述提出：
假设1：农民工的工作价值观对其组织承诺有显著正向影响。
1.4供给-期望匹配度的调节作用
供给-期望匹配属于个人-组织匹配的类型之一。在该研究中，供给-期望匹配度是指组织实际提供给个人的各种工作回报与个人对工作的各种期望之间的匹配程度。在该研究中，由于自变量为工作价值观，其实质就是个人对工作的各种期望，而供给-期望匹配度正好能准确地反映组织提供给个人的各种工作回报与个人对工作的各种期望之间的匹配程度，且组织承诺作为一个重要的与工作相关的员工态度因素，必然受到人与组织匹配的影响[23]，因此，根据社会交换理论，供给-期望匹配度被作为工作价值观和组织承诺之间的调节变量。
基于以上论述提出：
假设2：供给-期望匹配度在农民工工作价值观和组织承诺之间有调节作用，在供给-期望匹配度高的情况下，两者的关系更强，在供给-期望匹配度低的情况下，两者的关系更弱。
综合以上两个假设，该研究的理论模型如图1所示。
2研究方法
本文采用委托施测的方式进行数据采集，由受托人进行集体或单独施测。调查时间为2012年6月至12月。
2.1样本
本文的调查对象只针对企业中的农民工。农民工是指户籍身份还是农民，有承包土地，但主要从事非农产业，以工资为主要收入来源的人员[24]。被试人员来自四川、新疆两地的8家企业，共发放调查问卷350份，收回有效问卷264份，有效率75%。具体的样本人口统计学特征如表1所示。
2.2变量测量
工作价值观：采用Meyer等[25]开发的量表测量工作价值观，其中6个题项用来测量舒适和安全维度，如“工作时间和地点都很有规律”等；8个题项用来测量能力和成长维度，如“在工作中能不断学到新的知识和技能”等；另外6个题项用来测量地位和独立维度，如“能够独立工作”等。采用Likert5点记分法，从“很不重要”到“非常重要”分别记1～5分。在本次测量中，量表的内部一致性系数（Cronbach’s Alpha）为0900。
工作回报：工作回报的测量题项与工作价值观的测量题项相同，但要求被试回答所在企业真正为其提供了多少相关工作方面的回报。采用Likert5点记分法，从“很不符合现状”到“非常符合现状”分别记1～5分。在本次测量中，量表的内部一致性系数（Cronbach’s Alpha）为0893。
供给-期望匹配度：对匹配度的测量可以采用直接测量或间接测量法，但由于直接测量会产生方法偏差和结果模糊等弊端[26]，本研究采取间接测量法。先分别测量工作价值观和工作回报，然后将工作回报与工作价值观的差值作为对供给-期望匹配度的衡量，其差值越大，说明其匹配度越高。
组织承诺：对于组织承诺的测量采用Meyer和Allen[22]提出的三维度测量法。其中5个题项用来测量情感承诺维度，如“企业的问题就是我的问题”等；另外5个题项用来测量规范承诺，如“我对主管和同事有责任感”等；还有4个题项用来测量连续承诺，如“现在跳槽我会损失很多”等。采用Likert5点记分法，从“完全不符”到“完全符合”分别记1～5分。在本次测量中，量表的内部一致性系数（Cronbach’s Alpha）为0885。
3结果
3.1主要变量的相关分析
表2显示了样本中各个变量之间的相关系数。从表2中可以发现，供给-期望匹配度的均值为-062，说明农民工总体的工作回报是小于工作期望的，这与农民工的现实处境相一致。另外，工作价值观、供给-期望匹配度和组织承诺之间都具有显著的正相关关系。这只反映一种影响的趋势，而这种趋势可能会受到人口统计学变量的影响。因此，通过层级回归来控制人口学变量的影响，以检验工作价值观与组织承诺的关系，并探讨供给-期望匹配度在其中的调节作用。
3.2工作价值观对组织承诺的直接作用
通过T检验和方差分析，在分别检验各项人口统计学变量对组织承诺的影响之后发现，在性别、年龄、婚姻状况、教育水平、在现企业工作年限、所在行业和职位这7个人口统计学变量中，只有年龄和职位对组织承诺有显著影响。因此，为了简化起见，在回归分析中，只放入了年龄和职位这两个人口统计学变量。表3的回归分析（第二步）发现，工作价值观和组织承诺（β=0469，p
3.3供给-期望匹配度的调节作用
该研究用工作回报与工作价值观之差来测量供给-期望匹配度，其差值越大说明匹配度越高，反之匹配度则低。为了分析在供给-期望匹配度高、低不同情况下工作价值观和组织承诺间的关系，本研究取供给-匹配度得分排名前27%的样本（n=71）作为高匹配度组，取匹配度得分排名后27%的样本（n=71）作为低匹配度组[27]。将供给-期望匹配度作为分类变量来进行回归，回归分析（第三步）结果表明，在预测组织承诺时，供给-期望匹配度与工作价值观之间存在显著的交互作用（（β=0331，p
由图2可以看出，在供给-期望匹配度高的情况下，工作价值观对组织承诺的正向影响明显增强，而在供给-期望匹配度低的情况下，其正向影响明显减弱。因此，假设2得到验证。
4结论及启示
本文以264名企业农民工为研究对象，实证分析了其工作价值观对组织承诺的直接影响作用以及供给-期望匹配度在二者之间的调节作用。下面就研究结论及管理启示进行讨论。
4.1工作价值观对组织承诺的直接作用
该研究以企业农民工群体为研究对象，发现企业农民工的工作价值观对其组织承诺有显著的正向影响作用。
如果农民工对舒适和安全、能力和成长以及地位和独立的期望或目标较高，那么其组织承诺也会越高，这与以其他群体为研究对象的研究结论是一致的。因此，对以农民工为主要员工构成的企业来说，管理者应该采取措施适当提高农民工对工作各方面的期望或目标，要适当鼓励他们对工作有所追求，这种追求会对农民工产生激励作用，进而提高其组织承诺。
4.2供给-期望匹配度的调节作用
该研究考虑了供给-期望匹配度这个情境变量，研究结果表明，供给-期望匹配度在工作价值观和组织承诺之间存在显著的调节作用，在供给-期望匹配度高的情况下，工作价值观对组织承诺的正向影响明显增强，而在供给-期望匹配度低的情况下，工作价值观对组织承诺的正向影响明显减弱。当农民工的工作期望得不到满足的情况下，尽管其工作价值观水平很高，但组织承诺水平仍然会非常低下。这与近年来我国部分地区出现的民工荒现象非常一致，在其期望得不到满足的情况下，他们就“用脚投票”。因此，对那些以农民工群体为主要员工构成的企业来说，更重要的是在农民工对工作的要求和期望提高的同时，企业要相应提高对农民工的各项工作回报，只有这样才能提高其供给-期望匹配度，农民工的组织承诺也才能相应提高。
参考文献：
[1]霍娜，李超平.工作价值观的研究进展与展望[J].心理科学进展，2009，17（4）： 795-801.
[2]Kidron A. Work Values and Organizational Commitment[J]. Academy of Management Journal， 1978，21（2）： 239-247.
[3]Elizur D，Koslowsky M. Values and Organizational Commitment[J]. International Journal of Manpower， 2001，22（7）： 593-599.
[4]Putti J M，Aryee S，Liang T K. Work Values and Organizational Commitment： A Study in the Asian Context[J]. Human Relations， 1989，42（3）： 275-288.
[5]Oliver N. Work Rewards， Work Values， and Organizational Commitment in an Employee-Owned Firm： Evidence from the U.K [J]. Human Relations，1990，43（6）： 513-526.
[6]Shah A A，Kaur R，Haque A. Work values and Organizational Commitment in Public and Private Sector Industries[J]. Pakistan Journal of Psychological Research， 1992，7（3）： 41-51.
[7]Butler G，Vodanovich S J. The Relationship Between Work Values and Normative and Instrumental Commitment[J]. The Journal of Psychology，1992，126（2）： 139-146.
[8]任建华，李继平.四川省三甲综合医院护士工作价值观与组织承诺的调查研究[J].中国实用护理杂志，2006，22（6）： 69-71.
[9]施佳华.医院员工工作价值观与组织承诺关系的实证研究[J].中国医院管理，2007，4（309）：36-39.
[10]孟润堂，潘娜，于芳等.护士工作价值观与组织承诺的相关性探讨[J].卫生软科学，2012，26（9）： 831-833.
[11]吕剑辉.高校教师工作价值观与组织承诺等相关变量的关系研究[J].深圳信息职业技术学院学报，2010， 8（3）：44-51.
[12]Froese F J，Xiao S. Work Values， Job Satisfaction and Organizational Commitment in China[J]. The International Journal of Human Resource Management，2012， 23（10）：2144-2162.
[13]中华人民共和国2012年国民经济和社会发展统计公报[EB/OL]. http：// /tjgb /ndtjgb.
[14]聂正安.农民工问题：一种企业管理视野的分析[J].经济评论，2006（4）：66-70.
[15]徐细雄，淦未宇.组织支持契合、心理授权与雇员组织承诺：一个新生代农民工雇佣关系管理的理论框架―基于海底捞的案例研究[J].管理世界， 2011（12）：131-169.
[16]Kristof A L. Person-organization Fit： An Integrative Review of its Conceptualizations， Measurement， and Implications[J]. Personnel Psychology，1996，49（1）：1-49.
[17]Lyons S T，Higgins C A，Duxbury L. Work Values： Development of a New Three-dimensional Structure Based on Confirmatory Smallest Space Analysis[J]. Journal of Organizational Behavior，2010， 31：969-1002
[18]Song S R，Gale A. The Work Values of Chinese Project Managers[J]. Cross Cultural Management： An International Journal，2007，14（3）： 217-228.
[19]Duffy R D. Spirituality， Religion， and Work Values[J]. Journal of Psychology and Theology，2010，38（1）： 52-61.
[20]Mowday R T，Steers R M，Porter L W. The Measurement of Organizational Commitment[J]. Journal of Vocational Behavior，1979，14（2）： 224-247.
[21]韩樱，宋合义，祝芳芳.任务结构性情景因素对变革型领导与员工组织承诺关系的影响[J]. 软科学， 2008，22（2）： 66-69.
[22]Meyer J P， Allen N J. A Three-component Conceptualization of Organizational Commitment[J]. Human Resource Management Review，1991，1（1）： 61-89.
[23]刘效广，王艳平.基于社会交换理论的组织承诺形成机制实证研究[J]. 软科学， 2008，22（11）： 114-118.
[24]国务院研究室课题组.中国农民工调研报告[R].中国言实出版社，2006，1.
[25]Meyer J P， Irving P G， Allen N J. Examination of the Combined Effects of Work Values and Early Work Experiences on Organizational Commitment[J]. Journal of Organizational Behavior，1998，19（1）：29-52.
【摘 要】近年来，团队异质性对团队绩效影响的研究已受到越来越多的中外学者们的关注，论文对相关文献进行了梳理，系统回顾了国内外的相关研究成果，对团队异质性与团队绩效从直接影响、间接影响和调节效应三个主要方面进行了总结，并指出了中外文献研究中存在的不足之处以及未来的主要研究方向。
【关键词】团队异质性；团队冲突；团队绩效
1.团队异质性的相关研究
1.1 异质性的概念
团队异质性，也称团队多元化或团队成员构成的多样性，不同学者给出了不同的定义。Smolinski（1994）认为异质性是在同一个组织社会系统中，代表着团队中不同特征的人。Cox （2001）将异质性定义为在确定的就业或市场环境下，聚集在一起的人们在社会地位和文化背景上的差异。McGrath，Berdahl，Arrow（1995）则将团队异质性定义为团队成员在人口统计变量上有所不同的一种特征。Blau（1997）定义异质性为某一群体在人口统计属性上的分散程度。
我国学者刘嘉等认为团队异质性，或称为团队构成的多样性，是指团队成员个人特征的分布情况，即团队成员在性别、年龄、种族、专业知识、价值观和人格等方面的特征是比较接近还是相差很大。张平（2007）在研究中认为团队的异质性是指团队成员间人口特征以及重要的认知观念、价值观、经验的差异化。张钢（2008）在研究中指出团队异质性是指团队成员在个人特质方面的差异及分布情况，而这潜在地导致成员间形成不同的看法。
综上所述，异质性包括两个层面。第一个层面是指不易改变的差异，如：年龄、性别、种族等；第二个层面包括可以改变和控制的因素，如：教育背景、收入、工作经历及认知观念等。为此，在研究异质性相关理论时通常将其划分成不同的维度。
1.2 异质性的分类
（1）异质性的二元论
Jackson（1995），Tsui（1992）将团队异质性分为任务相关的异质性和关系取向的异质性。关系取向的异质性包括人口统计学的变量，如年龄、性别和种族等方面的差异，它们主要影响人际关系的形成，但通常不直接对绩效产生影响；任务取向的异质性反映的是工作中所需要的知识、技能的概念能力相关的特质，如工作年限、教育背景等。Milliken，Martins（1996）将异质性分为表层特质异质性和深层特质异质性两个大类。表层特质包括种族、年龄、性别等，而深层特质异质性包括个性特征、态度和价值观等方面的差异。Maznevski（1994）将团队成员构成的多样性分成两大构面：一是相关角色的异质性，包括职业背景、在组织中的职务、专业知识与技能以及家庭角色等；另一大类则是内在固有特性的多元化，包括年龄、性别、国籍、文化价值、信息处理方式、人格特质等。Maznevski进一步指出，相关角色多元化与内在多元化之间通常是有相关性的。年龄、人格特质及信息处理方式相似的人，通常会选择类似的职业或在组织中向相似的职务发展。Pelled（1996）根据个人特征与团队任务的相关性，将团队构成变量分为“低工作相关的特质”和“高工作相关的特质”，前者指与所要完成的团队任务有较低相关的特征，如性别、年龄等，它更多的是与团队的社会关系而非客观的任务目标相连；后者指与所要完成的任务有直接关系的特征，如教育水平、任职年限等，这些更多地反映了与任务相关的经验、观点的差异。
在国内的研究中，张钢（2008）等将异质性分为一般异质性和专长异质性。团队成员在性别和年龄等人口统计学特征两方面及工作年限上的差异一起归类为一般异质性；而专业背景、学历和职业经验等能够反映成员的知识储备情况、观点及思想倾向的差异归类为专长异质性，专长异质性与工作直接相关。
（2）异质性的三元论
Jehn等（1999）在研究异质性与冲突对团队绩效影响的研究中，将团队异质性分为社会类别异质性、信息异质性和价值观异质性。信息异质性指的是团队成员的知识基础与观点，例如：教育背景、经验、专业知识等；社会属性异质性指人口统计学方面的特征，例如：种族、性别、民族等；价值观异质性指当团队成员在任务执行过程中出现不同的观点时，即产生了价值观异质性。
（3）异质性的多元论
Morgan（1992）将团队多样性分为四类：人口统计特征的多样性，如性别、年龄等；个性特征多样性；认知能力特征多样性和领导经验特征多样性。Jehn，Northcraft，Neale（1999）；McGrath，Arrow，Berdahl（2000）提出了多因素的异质性分类。Mannix，Neale （2005）将众多子分类考虑进来，并归纳为：社会类别异质性、知识和技能异质性、价值观异质性、个性特征异质性、组织地位异质性、社交和网络关系异质性等。张平认为团队异质性包括多个维度，例如，年龄、团队任期、教育水平和专业、职业经验、文化、性别、国籍等。
综上所述，异质性的内容可以划分为二维构面、三维构面和多维构面。异质性研究最初关注的是性别异质性、年龄异质性等的问题，而今学者们越来越关注诸如态度、价值观等深层异质性的研究。
2.异质性对团队绩效影响的相关研究
多数学者基于由McGrath提出的“输入-过程-产出（I-P-O）”模型来研究二者关系，然而不同学者的观点和视角不同探讨了异质性对团队绩效影响，其中包括直接影响、通过中介变量的影响和调节变量的作用。
2.1 直接影响
在团队成员异质性与团队绩效的众多研究中，多数学者认为异质性如同一把“双刃剑”，给团队既带来机遇，也带来挑战。
（1）正面作用
信息和决策理论认为团队构成的差异会给团队绩效产生直接影响，从而提高团队掌握的技能、能力、信息和知识。异质性不仅可以为团队提供资源储备，还能够使团队成员在知识、技能以及能力上互补。Donnellon（1993）认为异质性团队会比同质性团队提出更多的解决问题的方案，团队成员拥有不同的个性和阅历，因而能够接触到更多的组织环境和顾客群。Jackson，May，Whitney（1995）认为团队成员异质性与团队的创造性和决策有效性呈正相关。Milliken，Martins（1996）认为团队成员由于知识、能力、专业背景等的差异化，会产生更多不同的新颖观点，从而提高团队绩效。Hambrick，Cho，Chen（1996）认为团队成员所拥有的认知资源的多元化，能通过提高团队的创新能力和决策质量来对团队绩效产生积极作用。国内学者刘惠琴通过对中国高校86个学科团队660名教师进行问卷调查，最终得出团队异质性与团队绩效之间存在正相关关系。
购物车(0)