時間：2024-01-20 16:57:10
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關鍵詞：社交網絡屬性 電子商務 消費者信任
隨著電子商務的不斷發展，國內網上交易的不誠信甚至詐騙行為也不斷增多，詐騙手段也日趨高端，對電子商務平臺的良好運轉帶來較大困擾。目前，電子商務消費者信任已成為制約電子商務發展和轉型的重要因素。同時，目前新型網絡技術和社交網絡服務已在全國范圍不斷擴散，通過社交網絡的傳播，可以實現社交互動，不斷促進電子商務活動的社會化。社交網絡的目的在于利用社交網絡屬性來推動網絡消費和商品傳播，提升消費者網絡購物的體驗，提高消費者對電子商務的信任度。在社交網絡快速發展的環境下，如何良性利用社交網絡中的各種屬性，積極為電子商務消費者信任服務，已成為當前學術界研究的熱點問題。本文致力于挖掘社交網絡中的多種屬性，分類研究這些社交網絡屬性對電子商務消費者信任的影響，為以后更深層的研究提供一定借鑒。
模型框架及理論假說
根據Sultan的觀點，電子商務消費者信任的影響因素既存在一定的消費特性，也存在一定的網站特性。在這個層面上，筆者認為社交網絡屬性可能對電子商務消費者信任產生一定影響。本文基于Davis在1989年提出的技術接受模型框架，建立電子商務消費者信任模型。技術接受模型是以技術接受為基礎的，而電子商務平臺在本質上屬于一種信息技術，因此對于電子商務消費者信任問題的研究，可以采用技術接受模型。技術接受模型（Technology Acceptance Model，簡記為TAM）提出了影響信任或接受程度的兩個重要因素：一是感知有用性（Perceived Usefulness），它反映了消費者認為使用某個產品或系統促進其工作效率提升的程度；二是感知易用性（Perceived Ease of Use），它反映了消費者認為使用某個產品或系統的容易程度。基于技術接受模型，文章構建電子商務消費者信任模型，如圖1所示。
本文著重研究社交網絡屬性對電子商務消費者信任的影響，綜合已有文獻的研究基礎，筆者認為網絡消費者之間的關系程度、網絡好友對產品的購買信息、網絡好友的消費專業性、網絡賣家的溝通能力、網絡賣家的信譽程度等社交網絡屬性都可能影響消費者在電子商務平臺下的網絡消費行為。為此，本文將社交網絡屬性分為網絡好友屬性和網絡賣家屬性兩類，其中網絡好友屬性包括社會中的真實好友推薦、純粹網絡好友的推薦、網絡好友的交易信息、網絡好友的購買專業性、消費者與網絡好友的情感交互程度、消費者對社會網絡的信任；網絡賣家屬性包括賣家的交易溝通性和賣家聲譽度。根據這些社交網絡屬性，首先提出8個待檢驗假說，具體見表1。
實證模型及量表設計
（一）實證模型
基于前面構建的電子商務消費者信任的技術接受模型，本文采用結構方程模型方法進行檢驗性的因子和路徑分析，驗證前面提出的假說是否成立。根據結構方程模型的基本原理，可將模型分解為量測方程和結構方程兩個部分。其中，量測方程定量反映了潛變量與指標的關系，結構方程則量化反映潛變量與潛變量之間的關系。潛變量與指標關系的量測方程具體形式如式（1）和式（2）所示：
X=Λxξ+δ （1）
Y=Λyη+ε （2）
其中，X表示由外源指標所組成的向量集；Y則表示由內生指標組成的向量集；Λx衡量了外源指標和外源潛變量的關系，由外源指標在外源變量上的因子載荷矩陣來表示；Λy衡量了內生指標和內生潛變量的關系，由內生指標在內生變量上的因子載荷矩陣來表示；ξ表示由外源潛變量組成的向量集；η表示由內生潛變量組成的向量集；δ為外源變量的隨機誤差項；ε為內生變量的隨機誤差項。
衡量潛變量與潛變量之間關系的結構方程如下：
η=Bη+Γξ+ε （3）
其中，B為衡量內生潛變量之間關系的矩陣；Γ為衡量外生潛變量對內生潛變量影響的矩陣；ε為隨機誤差項，反映了結構方程中不能被解釋的成分。
（二）量表設計
根據前文提出的社交網絡屬性指標的相關理論假說，設計問卷調查所需的量表。基于現有的研究基礎，本文采用Likert七點尺度量表方法進行設計。對前文提出的因素（社會中的真實好友推薦、純粹網絡好友的推薦、網絡好友的交易信息、網絡好友的購買專業性、消費者與網絡好友的情感交互程度、消費者對社會網絡的信任、賣家的交易溝通性、賣家聲譽度）分別設計量表項目，假設8個因素的變量名稱分別為ξ1、ξ2、ξ3、ξ4、ξ5、ξ6、ξ7、ξ8，因素集為ξ = {ξ1、ξ2、ξ3、ξ4、ξ5、ξ6、ξ7、ξ8}。量表項目以電子商務消費者購買決策的步驟為脈絡進行問題設計，具體為客戶對購買需求的認知、客戶對信息的搜索、客戶對購買信息的對比和最終的產品購買。
“社會中的真實好友推薦”相關量表項目包括：我會同社會中的真實好友商討欲在網上購買的商品；社會中的真實好友往往能向我提供欲購買商品的有效新信息；社會中的真實好友對商品購買信息的推薦很可能影響我對電子商務網站的選擇；我覺得社會中真實好友推薦的電子商務網站往往能帶給我更好的購物體驗。
“純粹網絡好友的推薦”相關量表項目包括：我會同網絡好友商討欲在網上購買的商品；網絡好友往往能向我提供欲購買商品的有效新信息；網絡好友對商品購買信息的推薦很可能影響我對電子商務網站的選擇；我覺得網絡好友推薦的電子商務網站往往能帶給我更好的購物體驗。
“網絡好友的交易信息”相關量表項目包括：我很有意愿選擇好友光顧過的電子商務網站；好友在網站上的交易經驗往往能為我提供購買商品的有效信息；好友在網站上的購物經驗對我購買商品的網站選擇產生重要影響；好友在網站上的交易經驗對我購買商品的決策選擇產生重要影響。
“網絡好友的購買專業性”相關量表項目包括：我覺得能為我提供建議的好友往往對該商品具有較豐富的經驗；在我決定購買商品之前，經常會向具有購買專業性的好友咨詢意見；好友的購買專業性對我購買商品的網站選擇產生重要影響；網絡好友的購買專業性對我購買商品的決策選擇產生重要影響。
“消費者與網絡好友的情感交互程度”相關量表項目包括：網絡好友經常會來光顧我的主頁；我也會經常光顧網絡好友的主頁；我愿意和網絡好友進行長時間的交流；我愿意與網絡好友交流自身的隱私信息。
“消費者對社交網絡的信任”相關量表項目包括：社交網絡好友向我提供的信息往往是可靠的；社交網絡好友往往會最大限度地幫助我；社交網絡好友對我的購買需要十分關照；我覺得社交網絡中的欺詐行為要比一般網絡環境少。
“賣家的交易溝通性”相關量表項目包括：我會經常光顧較熟悉賣家的電子商務網站；我覺得與賣家的良好溝通往往能為我提供購買商品的有效信息；在我購買商品之前，經常會與賣家進行商品信息的交流；我能在與賣家的溝通中獲得積極體驗。
“賣家聲譽度”相關量表項目包括：我會經常光顧聲譽度較高的賣家的電子商務網站；我覺得聲譽度較高的賣家往往具有更多的客戶購買量；我經常會對比賣家的聲譽度；賣家的聲譽度對我購買商品的決策選擇產生重要影響。
本文以社交網絡屬性的消費者信任為研究變量（η），以消費者的態度和購買行為為切入點進行項目設置，最終構建量表項目如下：網絡好友對商品的購買建議是值得信任的；網絡好友的購物經驗能增進我對賣家的購買信任度；我經常會選擇和購買網絡好友為我推薦的商品；社交網絡好友的購買參與往往能進一步提高我對賣家的信任度；與網絡賣家的社交溝通能增進我的購買信任度；聲譽度較高的賣家往往是值得信任的。
實證結果及分析
（一）數據搜集
本文主要針對社會網絡環境下電子商務平臺的消費者購買信任進行研究，考慮到電子商務和社交網絡用戶基本以年輕人居多，因此本文的問卷調查對象主要為年輕人群體。通過電子郵件的形式發放問卷，最終回收問卷208份，根據問卷提供信息對問卷進行刪減，最終得到有效問卷173份，有效率為83.17%。
（二）信度和效度檢驗
為了使收集的數據更加真實地反映社交網絡屬性及電子商務消費者信任的情況，從而使本文的實證結果更具實際意義，首先對樣本數據進行了信度和效度檢驗。利用SPSS軟件，根據Cronbach`s α系數進行信度檢驗，結果發現所有變量的信度均高于標準信度有效值0.7，這充分反映了本文收集的數據是可信的。其次，通過主成分分析，發現同一變量下問卷項目的最大載荷都具有聚積性，而且任意變量相對其他不同變量的最大載荷均超過0.5，不存在變量橫跨的特征。因此，本文認為設計的量表具有較高的區分效度。
（三）實證分析
利用Lisrel軟件對數據進行結構方程估計，以量表項目為觀測值，8個反映社交網絡屬性的因素為潛變量，電子商務消費者信任度為因變量，構建式（1）、式（2）中外源潛變量組成的向量集和內生潛變量組成的向量集如下：
（4）
η=（0.82，0.84，0.71，0.76，0.78，0.84） （5）
根據變量數據對模型進行擬合，結果見表2。由表2的擬合程度數據可知，本文結構方程模型的擬合效果良好，能夠較切實際地反映社交網絡屬性與電子商務消費者信任之間的關系。
下面對前面的假說進行實證檢驗，本文設定路徑系數的顯著性水平標準為0.05，即回歸系數的t統計量達到1.96以上，則假說顯著成立；路徑系數的弱顯著水平標準為0.1，即回歸系數的t統計量達到1.64以上，則假說為弱顯著成立。由Lisrel軟件得到檢驗結果如表3所示。
根據表3的結果可知，除了客戶與網絡好友的情感交互程度這個變量對電子商務消費者信任的影響路徑不顯著之外，其余7個變量對電子商務消費者信任的影響路徑都為正，且通過一定的顯著性水平，因此真實好友推薦、純粹網絡好友的推薦、網絡好友的交易信息、網絡好友的購買專業性、消費者對社會網絡的信任、賣家的交易溝通性、賣家聲譽度對電子商務消費者信任度的提高都有明顯的促進作用。其中，真實好友推薦、純粹網絡好友的推薦、網絡好友的交易信息、網絡好友的購買專業性、消費者對社會網絡的信任這5項指標來源于社交網絡中的買家與買家，賣家的交易溝通性、賣家聲譽度這兩項指標來源于社交網絡中的買家與賣家。綜合實證結果，社交網絡各項屬性總體上對電子商務消費者信任有明顯的正向影響，因此無論是消費者還是賣家都要注重社交網絡這一重要平臺，爭取通過這一網絡平臺獲得對自己有利的信息。
結論及建議
本文采用結構方程模型，并結合問卷調查數據實證檢驗了社交網絡屬性對電子商務消費者信任的影響。結果顯示，社交網絡各項屬性總體上對電子商務消費者信任有明顯的正向影響，社交網絡屬性中尤其是真實好友推薦、純粹網絡好友的推薦、網絡好友的交易信息、網絡好友的購買專業性、消費者對社會網絡的信任、賣家的交易溝通性、賣家聲譽度這7項指標對電子商務消費者信任有明顯的正向影響。根據本文的研究，筆者最后從賣家、買家和電子商務平臺三個方面提出相關對策建議。
首先，對于賣家方面的建議：
加強與消費者的溝通。首先，在與買家的交涉過程中，賣家要本著“人本”觀念，積極從買家的角度考慮，從言行上和實際服務上讓買家感到購買信息的可信性，讓買家對購買的商品有充分的認識，讓買家更具有購買安全感，積極博得買家的購買信任。其次，賣家也要扮演買家的角色，不斷在社交網絡中結交好友，并與網絡好友進行友善交流溝通。在與網絡好友的溝通過程中，不僅要關注賣家自身店鋪經營的商品，更應該關注好友對同類型的或可替代性較強商品的評價，擴大賣家對市場的認識面。
積極獲取社交網絡提供的信息。首先，積極關注店鋪各商品的買家評論。根據理論分析聯系實證檢驗的結果，我們認為消費者的交易經驗對提高電子商務消費信任度有重要影響，而交易經驗從平時各種交易活動中積聚，因此交易經驗與交易后的評價有重要聯系。所以，賣家要時刻關注買家評論，根據商品的評論性質來改進商品質量和服務。其次，賣家應主動咨詢周邊朋友，為完善產品經營服務質量和提高電子商務消費信任度提供更多的建議。這樣的行動不僅能使賣家更直接地獲得有效改進方案，也能通過周邊朋友的宣傳獲得更廣泛的購物信息來源。
誠信經營，優化服務，努力提高聲譽度。由于買家在購物之后會對商品進行評價，因此賣家的聲譽度是衡量信用的重要指標。由此可見，賣家在網絡經營活動中應盡量避免不公平、不誠信的交易情況，為消費者提供優質的產品和服務，盡量提高消費者對自己的滿意度。若在交易過程中發生一定沖突，賣家應及時采取措施補救，積極聯系買家，留住老客戶。
其次，對于買家方面的建議：
提高警惕，安全網上購物。首先，買家要本著嚴謹購物的心態，積極查閱信息，獲取各種詐騙手段的防范和應對策略，做到網上購物保持公平。其次，要對商品及價格有充分的認識，切不可貪小便宜而盡量購買廉價商品，否則很可能既損害與賣家的關系，又無法獲取滿意的解決辦法。再次，積極與好友洽談購物安全防范經驗，提高自己對安全購物的感知能力。
文明社交溝通，獲取有效信息。第一，積極在社交環境中結識益友，并與好友進行多方位交流溝通，促進自己的購物經驗提升；第二，在購物前積極與賣家進行溝通，有效了解所要購買商品的更多信息；第三，獲取良好的購物經驗，要積極與好友分享，不但可以增強好友購物經驗，還可以通過交流升華經驗。
最后，對于電子商務平臺方面的建議：
積極規范賣家聲譽度。根據目前的交易平臺狀況，制定分層次的金額等級，若交易者守信完成交易，可獲得額外信用分，反之則扣除相應分數。進一步規范交易失信處理機制，采用“快升慢降”的方法約束交易失信行為。
完善第三方交易機制，提高交易安全性。由于消費者可能有一部分金額儲存在支付平臺內，因此電子商務平臺要加強支付平臺的安全機制，謹防盜騙行為。完善支付平臺相關法律，使消費者的“電子貨幣”有安全保障，切實維護消費者的合法權益。
參考文獻：
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關鍵詞:綠色建筑;舒適性;消費者
中圖分類號:F293.3文獻標識碼:A
一、引言
2005年出臺的《綠色建筑技術導則》和2006年出臺的《綠色建筑評價標準》表明,綠色建筑有廣闊的前景,但是我國的綠色建筑理論和實踐還處于起步階段,綠色建筑的環境效益和社會效益毋庸置疑是有利于社會可持續發展的,但由于綠色建筑由于采用了各種生態節能技術,其初始投資成本高要比傳統建筑高5%～10%,綠色建筑的推廣一直舉步維艱。綠色建筑建設的盲目:一是盲目追求建筑智能化系統的高檔次、全覆蓋,造成系統完成后不能夠充分利用或置之無可用,導致投資的浪費;二是開發商追求建筑的銷售過程中的“賣點”,各種智能化系統都要上,但都是淺嘗輒止,未能真正達到滿足實際的應用效果。而綠色建筑的首要目標是為使用者創造舒適環境、提供優質服務的同時,最大限度地節約能源,它不一定是豪華的,但必須滿足建筑功能需求的,是低能耗的。同時,人居委提倡的綠色節能建筑理念是“首先要解決的是舒適度”。
二、國內外現狀
從國內外關于綠色建筑評級標準來說,各國關于何為綠色建筑都制定了相應的標準,如英國建筑研究組織環境評價法(BREEAM系統)、綠色建筑挑戰(GBC),美國的LEED等,我國《標準》的評價指標體系,目前國內綠色建筑要求的重點,比較偏向于對外界環境沖擊的考量,包括在環保與能源資源方面的要求,此部分可與先進國家相媲美。不過,在室內有關居住環境方面的要求著墨較少,尤其是室內空氣品質部分,國內目前的狀況有非常多的問題,但是在綠色建筑評估手冊內尚未有較具體的規定,并且各國關于舒適性方面的評級標準,除了澳大利亞是消費者都可以去判斷是否是綠色建筑外,其他國家均是從專業人士的角度來判斷的。
三、文獻綜述
從文獻方面來說,有個誤區是把熱感覺和舒適感視為統一概念,只考慮了有關熱感覺方面的因素。近來研究表明,除熱因素外,眩光、噪聲、空氣新鮮度等都對人體舒適感有很大的影響。也就是說,熱舒適僅僅是人體總體舒適感的一個方面。到目前為止,已有很多有關舒適性指標被提出,如著名的PMV等。但大多數指標只適用于溫濕度環境大體處于穩態的人工室內環境,對于非穩態占主導地位的室外環境并不一定適用。也有采用標準有效溫度SET3作為室外舒適性指標進行動態的熱舒適性研究。由于室外環境的復雜性,至今該研究領域的成果還不多,沒有全面考慮生理和心理的因素。
綜合以上,缺乏的是從消費者的角度去了解綠色建筑中哪些給消費者提供了他的舒適性,并且他愿意為享受的舒適性買單。
四、目的
綠色建筑具有外部性,綠色建筑與傳統建筑相比,得到了更好的舒適性,但也要付出更多的成本,并且這些成本最終由消費者買單。消費者認為綠色建筑中哪些是他需要的舒適性,并且愿意為這個舒適性支付費用。
五、從消費者角度進行綠色建筑舒適性分析的建議
目前,國際上所倡導的綠色建筑,除了強調對外界的環保,要求從建筑本體中,尋求一種低成本、建材可回收,且在建造過程中,對地球環境影響最低的建筑方法之外,也同時要求能兼顧到室內居住環境的品質,包括居處的舒適性與健康需求等。由國內所頒布的針對綠色建筑評估的七項指標來分析,目前國內綠色建筑要求之重點,比較偏向于對外界環境沖擊考量,包括在環保與能源資源方面之要求,此部分可與先進國家相媲美。不過,在室內有關居處環境方面的要求著墨較少,尤其是室內空氣品質部分,國內目前的狀況有非常多的問題,但是在綠色建筑評估手冊內尚未有較具體的規定。一般人平均每天約有八成的時間在室內活動,基于室外噪音問題,以及裝設空調系統后,節能的考量,現代的大樓都很重視氣密性。由于室內使用的裝修與粉刷材料,大多屬于化工制品,在使用過程中均會釋放出一些對人體有不良影響的氣體,但是所有這些評價指標有一個共同的特點,即把熱感覺和舒適感視為統一概念,只考慮了有關熱感覺方面的因素。
關于室內舒適性,其形成涵蓋以下幾個方面:呼吸性的護結構系統;中央新風系統(無灰塵污染);空氣凈化系統;考慮過敏患者的舒適性;為客戶單獨提供的健康計劃和室內溫度指標;室內防輻射系統。
時間節約舒適性指標涵蓋了以下幾個部分:自動窗戶玻璃、立面清潔系統;地面自動清潔系統;建立廚房清潔計劃;設立墻體內換洗衣物投擲井;中央除塵、吸塵系統。
智能舒適性指標包括:自動防盜門裝置系統;自動警報系統;語音對講系統;利用再生能源的供熱系統;網絡、電話、電子設備集成系統。
休閑舒適性包括:陽光房;桑拿房;室外休閑區;冬天花房、及其他按個人需要。
舒適和健康的生活環境包括:建筑內部不使用對人體有害的建筑材料和裝修材料,室內空氣清新,溫、濕度適當,使居住者感覺良好,身心健康。
其他國家也積極致力于綠色建筑的評價工作,如英國的建筑研究機構環境評價方法(BREEAM);美國的環境評估工程(EVE)和能源與環境設計向導(LEED);國際標準化組織的環境管理體系(ISO14000);加拿大的建筑物環境性能評價準則(BEPAC)和綠色建筑挑戰(GBC);英國等國家的可持續項目建設與評價(MFI)、日本政府和學術單位建立的日本地區建筑環境綜合評估指標(CASBEE)等。在我國,目前已有的評估工具最新的有國家建設部于2005年10月份出臺的《綠色建筑技術導則》和為《綠色建筑技術導則》提供評價標準的于2006年6月份出臺的《綠色建筑評價標準》。另外,還可以借鑒的評價體系有:《綠色生態住宅小區建設要點與技術導則》、《中國生態住宅技術評估手冊》、《綠色奧運建筑評估體系》、《香港地區建筑環境評估法》等。
筆者建議,可以采用模糊數學的方法,從消費者角度了解綠色建筑中哪些是他需要的舒適性,并且愿意為這個舒適性支付費用。模糊數學是1965年美國加利福尼亞大學的控制論專家Zadeh提出的,它是研究和處理模糊性事物的一種新的數學方法。所謂模糊性事物,是指那些邊界不清晰的事物,這種邊界不清是由客觀差異的中間過渡性所引起的劃分上的不確定性所決定的。世界上的萬物千差萬別,形形,除了確定性的事物或者概念外,更廣泛的是不確定的事物和概念。將模糊理論用來解釋這些問題,隨著各評判函數系數的確定,隨著科學技術的發展,人體生理學家、心理學家、建筑師、建筑熱物理工作者、空調技術人員等多學科專家合作的結果,使得這種模糊評判更加合理化。
所謂模糊評判,就是根據給出的評價標準和實測值,經過模糊變換后對事物作出評價的一種方法,這種方法特別適用于因素較多、相互影響難以定量確定的情況。模糊綜合評判可歸納為以下幾個步驟:①給出備擇的對象集:X={x1,x2,…,xi｝;②找出因素集:u={u1,u2,…,un｝;③找出評語集:v={vl,v2,…..,vn｝;④確定評判矩陣R;⑤確定權矩陣A;⑥由A?R進行評判,按序擇優,得評判結果。
其中,根據確定的因素集u將權重集表示為:A={a1,a2,a3,a4…｝。其中,1為u1的重要性系數;2為u2的重要性系數;3為u3的重要性系數,等等。具體的確定方法有很多,常用的方法有德爾斐、專家調查法和判斷矩陣分析法。前兩種主要是考慮專家的意見,后一種是考慮居住者的意見,各有利弊,應當針對具體環境做出具體的分析。
六、結語
本文旨在從消費者的角度來關注綠色建筑的舒適性,只有消費者真正需要的,消費者才肯為此買單,才能更好地促進我國綠色建筑的健康發展。
(作者單位:重慶大學建設管理與房地產學院)
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內容摘要：本文采用我國外匯儲備增幅和消費者物價指數的月度數據構建了雙變量VAR模型，并對變量進行因果檢驗和脈沖分析，從而分析外匯儲備增長對我國物價水平的影響。格蘭杰因果檢驗的結果證明外匯儲備增加是導致我國CPI上漲的原因，而CPI的上漲不是外匯儲備增長的原因，從脈沖分析的結果中可以看出外匯儲備的增加會在之后1-8個月內對物價水平上升產生助推作用。
關鍵詞：外匯儲備 消費者物價指數 VAR模型 脈沖分析 方差分解
引言
自1994年外匯體制改革后，我國外匯儲備規模開始迅速增長，特別近十年來，隨著我國貿易出口量的加大，外匯儲備由2000年的 1655.74億美元快速增長至2011年的31811.48億美元。由于外匯儲備的增長，外匯占款也隨之增長，最終導致了我國貨幣供應量的增長和物價的上漲。目前，物價的持續上漲已經成為我國的突出問題，2011年我國的CPI漲幅為5.4%，廣義貨幣M2為725774.1億元，同比增長19.7%。物價上漲的原因來自多個方面，既有國內市場因素，又有外部沖擊的影響，本文主要對外匯儲備增長對我國物價水平的影響進行分析。
我國的高額外匯儲備對物價的影響，一直以來都受到國內學者的廣泛關注，許滌龍（2010）通過研究證明我國外匯儲備增長對物價上漲具有促進作用，但對于貨幣發行量的影響較小；孔立平、朱志國（2008）利用貨幣數量理論研究了外匯儲備對我國貨幣供應量的影響；趙英軍、陳麗芳（2007）對我國外匯沖銷政策的有效性進行分析，指出在長期中外匯儲備與物價上漲具有協整關系；崔連翔、張瑩（2012）通過協整檢驗證明了外匯儲備增長對物價上漲的作用在短期內是有限的。從以往的研究結論來看，外匯儲備增長在長期對物價上漲具有促進作用，本文利用脈沖分析和方差分解，對外匯儲備增長對物價的促進作用及貢獻度進行分析。
外匯儲備增長對物價的傳導機制
通常而言，外匯儲備的增長主要是通過影響貨幣發行來提升物價水平的。由于我國近年來貿易順差較大，過高的外匯儲備導致了我國外匯占款的提高，從而提高了我國的基礎貨幣量，根據貨幣價值理論，商品的價格是由市場中的貨幣總量和社會總產量決定的，貨幣量的增長的速度超過社會總產出則必然會導致物價水平的上漲。本文構建貨幣數量模型來分析外匯儲備對物價水平的影響，貨幣的需求公式分別為：
（1）
（2）
其中，P代表一國或地區內的物價水平，Y為國民收入總量，F代表外匯儲備數額，D代表金融機構貸款，對（1）、（2）式取對數并對時間t求導得：
（3）
（4）
其中r為外匯儲備占貨幣供給的比率，η為貨幣需求的收入彈性，可表示為：
（5）
在市場處于完全競爭的均衡條件下，可得：
（6）
根據上式可以看出，外匯儲備增長率與通貨膨脹率存在正向關系，因此外匯儲備的增長會導致物價水平的上漲；同時，可以看出產出增長率與物價增長率存在負向關系，即一國GDP增長率的提高會降低該國的物價水平。
實證分析
（一）數據處理與說明
本文通過STATA 12.0軟件進行分析，數據采用2008年以來我國的外匯儲備（Foreign Exchange Reserve，FER）和消費者物價指數（Consumer Price Index，CPI）的月度數據。文章對數據進行對數化處理，分別記為LnFER和LnCPI ，以便消除異方差對分析結果的影響，樣本數量57。
（二）ADF單位根檢驗
為了判斷各個變量的平穩性，本文利用ADF單位根檢驗對LnFER和LnCPI的平穩性進行檢驗，結果如表1所示。通過檢驗結果可以發現LnFER和LnCPI都是非平穩的。于是對變量進行差分，并記作d.LnFER和d.LnCPI ，結果證明在差分后兩個變量d.LnFER和d.LnCPI均實現平穩，可以進行協整檢驗。
（三） VAR模型和協整檢驗
模型階數的選擇對于VAR模型的結果具有很大影響，VAR模型的結構與變量個數和最大滯后階數的選擇相關，本文參考AIC、SC最小原則條件，通過軟件對模型階數進行反復測算，結果如表2所示。
由表2可以看出，在3期AIC最小為-12.8667，因此將VAR模型的滯后期確定為滯后3期，并根據分析結果建立LnFER和LnCPI的VAR模型，如下所示：
（7）
從（7）式中可以得知，滯后一期的LnFER增加1個百分點則會提高LnCPI上升0.14個百分點，外匯儲備的增長會推動物價水平的上升。為了分析我國外匯儲備的增長和物價水平的長期關系，本文對變量進行Johnson協整關系檢驗，結果如表3所示。
從協整檢驗的結果可知，模型拒絕了不存在協整關系的假設，所以LnFER和LnCPI之間存在著至少1個協整關系，進一步證明了我國外匯儲備的增長和物價水平上漲存在著長期穩定的關系。
（四）格蘭杰因果檢驗
為了檢驗模型中的LnFER和LnCPI之間存在何種因果關系，本文利用Granger因果檢驗進行分析，結果如表4所示。
從表4的結果可以看出，LnCPI 排除LnFER為格蘭杰原因的概率為0，因此可以得知LnFER是LnCPI的格蘭杰原因，且完全通過統計分析，即外匯儲備的增長是推動物價水平的上升的原因；但是LnCPI不是LnFER的原因，即物價水平的變動不是外匯儲備增長的原因，這與我國外匯儲備增長的實際情況相一致。
（五）脈沖分析和方差分解
綜上所述，LnCPI 和LnFER具有單向因果關系，且一階差分數據平穩，可以進行脈沖分析。本文通過Stata對VAR模型進行脈沖分析，結果如圖1所示。
從圖1可以看出，在本期給LnCPI一個沖擊，會促進物價不斷上升，在第3期達到最大值并在之后8期內均為正值，這說明了通貨膨脹一旦產生就會促進物價水平持續上升；而如果在本期給LnFER一個沖擊，也會促使物價不斷增長，在第4期后逐步穩定，因此外匯儲備的增長會促進物價水平上漲。為了說明外匯儲備的增長對物價水平上漲的解釋力度，本文對LnCPI進行方差分解，結果如表5所示。
通過表5可以看出，在第一期時LnCPI對自身的貢獻率為100%，而隨著預測期增多，貢獻率不斷下降，在第6期到貢獻率最小為70.3%，而LnFER對物價水平的貢獻率第一期為12.2%，從第二期開始平穩并保持在24%左右，這說明外匯儲備的增長對物價水平上升具有較強的解釋力度，即外匯儲備的增長是物價上漲的主要原因之一。
結論
綜上所述，根據檢驗結果可知：我國外匯儲備增長是消費者物價指數上升的原因，且外匯儲備增長對于物價水平的變動具有較高貢獻度，通過脈沖分析可以看出對外匯儲備一單位的沖擊，會導致物價水平在之后的幾個月內持續增長，外匯儲備增長對物價的影響較顯著；而通脹一旦產生則會推動物價持續上漲，因此政府要加強我國外匯體制改革和公開市場業務，利用外匯沖銷等政策工具降低我國高額外匯儲備對物價水平和貨幣供給的影響。
參考文獻：
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3.曾婷.我國外匯儲備快速增長對貨幣政策效應的影響[J].統計與決策，2008（19）
在數字時代下消費者購買心理與行為才開始真正做到以消費者需求為主導，消費者網上購物將擁有比過去更大的選擇權力與自由。特別是能根據自己的特點和需求在全球范圍內找尋滿足他們的商品，不受地域限制。正因為如此，在21世紀各類營銷中網絡購物發展最快也是最有前景的領域。但要真正做到數字時代下個性化營銷，還需要深入認識消費者購買心理與行為。 數字時代下營銷特別注重消費者在購物前的心理活動。一般認為它分為三個階段：需求確定、購前學習和備選評價。面對數字時代可以理解為三種主要信息活動： 1.瀏覽：即需求的確定。它是非正式性的和非目的性的信息認知，有關信息可能成為購買動機的誘因。這時候，消費者瀏覽的目標網站大多是自己經常登錄的熟悉網站，當然他們也可能是漫游式的在網上游蕩，一旦發現有自己的興趣點便會收藏或訂閱。 2.搜索：即購前學習。它通過搜索引擎尋找和收集特定的品牌和商品信息。搜索時消費者要從搜索結果中訪問眾多不同的信息源，其有效性依賴于關鍵詞以及其他搜索路標。搜索中收集到的信息有助于消費者達到發現某一品牌、某一商品的更多新信息。 3.比較：即備選評價。它是在大信息量的信息集里對特定信息進行判斷，從而達到品牌比較和商品比較的目的。實際上比較已屬于信息處理的過程，其目的性較強。現在有很多電子商務的平臺網站和部分門戶網站已經開始提供商品和品牌比較的功能，而這種實現比較的個性化需求恰恰是傳統信息媒體難以做到的。 隨著數字時代到來與數字化媒體快速演進，它對企業理解新興消費者心理與行為產生了深刻影響。新的規則與趨勢每天都在涌現，如果經營者忽略或淡視這些新興潮流的影響力，那么企業或商家很難適應今天時代的發展。數字化時代下消費者心理與行為有什么新的變化呢？最新的調查發現數字化時代下消費者心理與行為有了新的趨向：（2012） 1 消費者自我價值認識日漸提高，購買決策的自主性更強
消費者為自己打算，對于自己的價值認識不斷提升。他們對于企業營銷有所了解，不再總是相信品牌向他們灌輸的信息內容。在消費心理方面，網購的消費者正在變得更有主見、更易懷疑。大多數消費者表示網絡上第三方發表的評價比品牌廠商自己的信息更加真實可靠，同樣越來越多的消費者認為我的需求與感受和別人有很大不同，在選擇品牌與產品時，我會更有主見，較少聽信品牌廠商的宣傳介紹。另外網購消費者們更加注重對信息“真實性”的把控，而不再唯聽廠商自我宣傳，消費者會經常查看與關注那些由真實用戶發表與分享的產品使用體驗與回饋，據此全面了解從不同管道得到的各種品牌/產品信息。這樣獲得的信息消費者認為會更加真實和可靠。 2 消費者購買的自主決策意愿更加強烈 面對數字時代，消費者有自己的思想，他們愿意表達自己的觀點，明白企業的營銷策略會干擾他們的消費決策，甚至有時會發起一場“對抗營銷”的討伐。越來越多的消費者認為如果一個品牌廠商不斷通過各種廣告宣傳來試圖影響或改變我的想法，那么我會感到厭煩并有逆反情緒的。在消費行為方面，消費者會花些時間與心思去琢磨品牌廠商通過各種廣告到底想要傳達給我什么樣的信息，消費者會在“看電視或上網的時候盡量避開廣告（如換臺、關閉廣告窗口、做些別的事情等）等。
今天消費者已經被各種工具“武裝”起來，現在科技就在消費者兜里或包里，令他們可以與大量的信息實時相連，廠商、零售商們相對于消費者的競爭優勢正在大幅削弱。越來越多的消費者表示非常樂于使用科技產品/服務（如計算機、手機、互聯網等）來獲取信息，幫助自己做出“聰明”的購買決策并認為如果沒有盡力對品牌/產品進行充分的了解與比較就做出購買決定，通常會有一定的風險。大多數消費者會查看與比較同一產品在不同銷售渠道（如網店、大賣場、折扣店、品牌專賣店）的價格，在外出購物時，他們會借用計算機或手機來幫助查詢或確認相關的產品/服務信息（如價格比較、店鋪推薦等）的行為、活動。 3 消費者自我表達欲望更強，注重實時聯系與信息分享
消費者生成海量、自發、不受限、非結構化的評論與信息，通過這種行為與方式，消費者不再是單獨的個體，他們現在相互聯系，擁有群體的力量與權利。今天大多數消費者表示如果其他人對我所分享的經歷與體驗予以關注或有所受益，我會有一種成就感，并愿意分享更多這一觀點，同親越來越多的消費者喜歡與那些有共同興趣或話題的人建立聯系，傾聽他們的經驗與建議，并積極分享自己的看法與感受。這也意味著企業/品牌不得不改變與消費者溝通、對話的方式，找出與這些“極富經驗”的消費者進行有效互動的新方式。無論是營銷者還是市場研究者都要力圖利用他們的知識，而不是試圖漠視或回避，要吸引消費者，與他們進行長期、開放的對話與協作，充分利用消費者分享交流的興趣以及參與的積極性。 正因為數字化下購物與傳統購物的消費者心理有不可比擬的上述三大特點，其消費行為也相應發生了變化并形成了獨特的行為特征：（2011） 1.消費者的主動性。傳統銷售模式是生產者-中間商-消費者的商品流轉，信息反饋是消費者-中間商-生產者的間接傳遞，消費者所選擇的產品和服務是生產者已經設計制造出來后再通過各種渠道環節最終到達消費者手中。在這種模式下，消費者是產品的被動接受者，他們對于產品的意見主要是通過中間商傳達到生產廠家那里，而經過這種傳遞以后信息的滯后、丟失和失真，使得這種反饋對于生產者的作用明顯減弱。在網上購物過程中情況就大不一樣了，消費者可以直接繞開商業流通各環節而與生產者直接溝通。互聯網使得產品銷售模式變為生產者-消費者，減少了中間環節，同時又由于網絡傳播的交互性和即時性，消費者一旦對產品有不同意見可以通過因特網直接反饋到生產者那里，從而讓生產者可以直接根據消費者的要求對產品進行改造，調整營銷策略。通過這種方式，消費者就能對生產者的行為進行干預，影響生產者的設計、生產和決策，在購物過程中將會變得越來越主動。 2.消費者購買方式個性化。有關調查表明，網上購物以年輕化、知識化的消費者群體為主，他們在購物消費的同時也在追求較高層次的心理需求滿足，更加重視商品的象征意義，更加注重通過消費來獲取個性的和精神的愉悅、舒適及優越感。這種消費個性趨勢的出現，標志著感性與理性結合的信息時代新消費主義的到來。數字時代下的新消費主義者所注重的不僅是消費的數量和質量，而且更注重消費與自身形象和個性關系的密切程度，購買的往往是由理性判斷和心理認同的個性化商品，乃至要求完全個性化的定制服務。 3.消費方式便捷化。互聯網的興起造就了新的工作與生活方式，同時也造就了一批新消費主義群體。這一群體消費者可以利用互聯網了解世界各地任何一種產品和服務的信息，要求生產者和供應商以最便捷的方式滿足他們的各種需求。他們不用離開他們的辦公室或住所就可以找到有關公司、產品、價格、競爭者等方面的可比信息；他們不必排隊等候，而無論身處何地都可以24小時訂購產品；甚至懶得到銀行取現，而讓商家順便在支付寶劃取相應金額后把現金連同其所購貨物帶給他，當然前提是要快、便捷。 4.互動性空前提高。隨著QQ、MSN等交互平臺的崛起以及交互技術的迅猛發展，網上消費的互動性已經大大增強。網上購物的互動性，一方面讓供應商更加充分地了解以及更好地滿足消費者的個性化需求，同時也讓品牌和商品信息傳播有了更多樣化的途徑。近幾年興起的商品消費點評網也是以互動信息為主體，消費者可將自己的消費感受（不管是正面的還是負面的）與感興趣者進行分享，而且還逐漸形成了一些消費偏好群組，其中也包括品牌粉絲（忠實消費者）群組，他們可在群組中隨意地與其他同好者交流消費心得，并且樂于滿足個人的角色扮演欲望，成為別人認可或接受的某一消費群組的角色定位。 盡管數字時代下消費者購物雖然具有很多新的特點與優勢，但是這種消費模式不可避免地也會讓消費者產生一些心理上的障礙。具體表現為： 1.消費者能否對商家信譽把控問題。商家信譽是網上購物最突出的問題。商家提供的商品信息、商品質量保證、商品售后服務是否和傳統商場一樣，購買商品后是否能夠如期拿到商品，以及商家無法兌現維修和退換貨等承諾時如何追究以及能否追究到底等都是消費者所擔憂的問題。 2.網絡資金安全問題。在網上購物中，消費者對網絡安全一直以來都存在很大的擔憂，并且也是妨礙網購發展的重要原因。諸如用戶的個人信息隱私、交易過程中銀行賬戶密碼、轉賬過程中資金的安全等問題。近來越來越多以仿冒網站進行詐騙的網絡犯罪新形式，這無疑給網上購物蒙上了另一層陰影。 3.配送責任與配送周期問題。傳統購物一般都是現貨交易，在選好商品并付錢后即可以直接拿走所購之物，而網上購物就需要一個訂貨后或長或短的等待送貨過程。現在雖然有越來越多的物流和快遞公司加入競爭，為網上購物的送貨起到很大的幫助作用，但即使同城配送，最快的也需要一個小時，最長的則需要一兩天，跨省配送則時間和成本都相應增加。配送成本和配送周期的增加無疑會削弱網上購物成本節約的優勢。 4.網上購物的體驗問題。網上購物可以解決消費者對商品的視覺和聽覺的判斷，甚至由于影像的功能還能比現場購買更好地了解商品的內部結構和成分，可以產生消費者教育的信息統一性。但其缺乏了觸覺、嗅覺和味覺的體驗，那么就會對某些側重于該方面嘗試的商品產生較大的消費者心理與行為障礙，譬如化妝品和食品，就必須解決好觸覺、嗅覺和味覺的體驗問題才能在網上銷售有長足突破。 今天沒有人會否認網上購物已成為增長最快的零售方式，但不管怎樣，目前網上購物熱都遠遠未能與傳統購物方式相抗衡，它能否在不久的將來超越或全面取代傳統購物方式都還是值得懷疑的。上述所有問題都有待進一步的探討才能解決。 作者：南京師范大學心理學院 中國市場學會品牌管理專業委員會理事、專家 研究方向：消費者行為與品牌管理
【關鍵詞】楊凌地區；超市；新鮮蔬菜；購買行為；Logistic模型
隨著人們生活水平的逐漸提高，對飲食方面也有了更高的要求。新鮮蔬菜早已經成為人們餐桌上的重要角色。超市、菜市場、小攤販、蔬菜專營店等為人們購買蔬菜提供了多種選擇。針對楊凌市場消費者超市新鮮蔬菜購買行為進行調研與分析。消費者超市新鮮蔬菜購買行為是指消費者在日常生活中為了消費或者其他原因在超市購買蔬菜的一種決策和行動[1]。購買意愿指在消費者貨幣收入既定的情況下，他是否愿意按產品市場均衡價格購買該產品。購買行為主要由購買意愿來決定，消費者的購買意愿又在很大程度上支配著消費者的購買行為，意愿越強則越可能產生購買行為。因此對該地區消費者購買超市新鮮蔬菜行為影響因素的分析特別對購買意愿的分析具有一定的現實意義。在此，筆者通過logistic分析法對影響該地區消費者各個相關因素進行定量分析，有利于將各因素的影響強度具體化、模式化，可以為楊凌各個超市在出售新鮮蔬菜方面提供一定參考，并提出相應具有針對性的意見和建議，以便超市為楊凌市場的新鮮蔬菜消費者提供更好的服務并獲取更高額的利潤，使超市蔬菜銷售方和消費者實現互利共贏。
一、調研基本概況
共發放問卷170份，其中收回問卷169份，作廢問卷1份，被調查者中有男性76人，女性93人。在調查對象中，高學歷者所占比重較大，這與楊凌的人口結構密切相關：學生和教師是楊凌人口的主要組成部分。消費者的高學歷、高素質必然會對其新鮮蔬菜購買行為產生較大影響。他們更加注重蔬菜的安全性、健康性、營養性和價格的合理性。月收入在3000—4000元的家庭所占比重相對較大，這樣的收入水平在楊凌屬于中等水平。月收入在6000元以上的只有極少數。月支出在500元至1000元之間的所占比重相對較大，其次為1000元至1500元，月支出在500元以下的只有極少數。37.68%的家庭平均一周購買蔬菜1至2次，42.03%的家庭平均一周購買蔬菜3至4次，20.29%的家庭平均一周購買蔬菜5次以上。大部分的蔬菜購買者都是隨機的在超市購買，除此之外，有30.43%的購買者是通過廣告宣傳來了解蔬菜銷售信息的，其次是通過朋友及鄰居的介紹。大多數的消費者對于超市蔬菜的新鮮度、價格和質量都是比較看重的，這在我們的調查中占有很高的比例度，有一半以上的被調查者都把蔬菜的新鮮度和價格列入購買蔬菜時考慮的因素。所以說超市要再蔬菜的新鮮度和價格上多做一些工作。在超市新鮮蔬菜的促銷方式中，打折促銷是最受歡迎的。對于廠家來說，偶爾的折扣會增大它的銷售量，而對于超市來說，蔬菜的打折促銷更會使他們的蔬菜更受歡迎。
有46.38%的消費者對于超市新鮮蔬菜的產地都不會在意，40.58%的消費者對此表示無所謂，只有一小部分的消費者對此在意。消費者認為蔬菜管理在服務方面需要完善的占大多數，約為46.38%，其次是在價格方面為44.93%，緊接著是在衛生方面是37.68%。
二、基于Logistic模型的實證分析
（一）模型的選擇與解釋變量的說明
Logistic回歸模型是研究定性變量與影響因素之間的有效工具之一。模型中因變量只有兩種選擇，事件發生與否分別用1或0表示。本研究中，消費者每月在購買蔬菜的花費超過200元劃分為強購買意愿，用1表示；花費低于200元劃分為弱購買意愿，用0表示。
由于因變量為強購買意愿與弱購買意愿，是一個二分變量，因此選擇二項模型即Logistic回歸模型較為理想。建立模型如（1）式所示：
其中Xi 為第i個影響因素，p為強購買意愿的消費者占總調查消費者的百分比，B0為常數項，Bi為第i個影響因素的系數[2]，模型引入了以下7個解釋變量，如表1所示。
（二）數據處理及建模
將上述因變量與自變量利用SPSS18.0統計分析軟件進行二元Logistic回歸分析，采用向后步進似然比篩選策略進行變量選擇，自變量進入回歸方程的顯著性水平為0.10，剔除方程的顯著性水平為0.15，最終運行結果如表2所示。
由表2可知，變量x2和x5被篩選掉，說明蔬菜產地及蔬菜包裝對楊凌地區消費者購買超市新鮮蔬菜的意愿無明顯影響。解釋變量x1、x3、x4、x6、x7均通過wald檢驗，具有統計學意義。模型的Cox & Snell R Square為0.695以及Nagelkerke R Square為0.728，兩值均較高，說明方程擬合優度較高；LR=67.70>χ20.10（4）=7.78，故拒絕原假設而接受模型總體顯著的備擇假設；且Hosmer和Lemeshow擬合優度檢驗結果為p=0.078，小于給定的顯著性水平，認為模型整體顯著。同時此模型分析的分類能力達到89.9%，故模型擬合得較好。故可建立二元Logistic回歸模型如（2）式所示：
（三）模型分析
通過上述Logistic回歸分析，可以發現消費者的性別，新鮮蔬菜的購買時間，消費者的收入，年齡及學歷對消費者對新鮮蔬菜的購買意愿有顯著影響。其中消費者收入x4的高低對消費者在超市購買新鮮蔬菜意愿的影響最大，進而影響購買行為，每當x4增加一個單位，L值就增加2.416個單位；消費者性別x1對其在超市購買新鮮蔬菜意愿的影響次之，每當x1增加一個單位，L值就增加1.343個單位；影響消費者在超市購買新鮮蔬菜意愿排名第三的是消費者的學歷x7，每當x7增加一個單位，L值增加0.697個單位；影響消費者在超市購買新鮮蔬菜意愿排名第四的是消費者的年齡x6，每當x6增加一個單位，L值增加0.680個單位；影響消費者在超市購買新鮮蔬菜意愿排名第五的是消費者蔬菜的購買時間x3，每當增加一個單位，L值增加0.532個單位。
三、結論及建議
通過前述分析可得，楊凌地區的超市經營者應當主要依次關注蔬菜消費者意下五個方面：消費者收入，消費者性別，消費者的學歷，消費者的年齡以及蔬菜的購買時間。對于消費者收入方面而言，收入越高的群體，對新鮮蔬菜消費越高，一方面是因為該群體具有相應的消費能力，另一方面是該群體沒有自己直接的蔬菜來源（沒有自家的菜園子，與普通農民有一定的區別），因而，超市經營者應該將主要的目標市場定位于較高收入的消費群體。對于性別而言，鑒于女性是家務的主要操持者，女性對新鮮蔬菜購買與否具有一定的決定權，因而超市經營者應選準女性作為主要的目標市場，并開展相應促進銷售的活動。對于消費者學歷而言，學歷較高的群體，更懂的營養均衡、健康養生，這個群體對新鮮蔬菜具有較大的需求，超市的目標市場應主要。定位魚較高學歷的群體，并開展相關的活動達到促進銷售的目標。對于消費者年齡而言，楊凌地區消費蔬菜的群體主要集中于25-55歲，因此超市經營者應將這個年齡段的消費者作為主要的目標群體。對于消費者新鮮蔬菜的購買時間而言，消費者對新鮮蔬菜的購買集中于早晨和傍晚，因此超市經營者可以將新鮮蔬菜的供給時間主要定位于造成和傍晚，這及有利于超市利潤的提升，又便利于消費者對蔬菜的購買，實現超市和消費者的雙贏。
參考文獻：
【關鍵詞】沖吸鈍性解剖法；腹腔鏡膽囊切除術；肥胖；膽囊良性疾病；治療
隨著人們生活水平的提高及膳食結構的改變，肥胖癥人群越來越多，并發膽囊結石患病率逐年升高［1］。肥胖患者臨床處理困難，易合并并發癥。腹腔鏡膽囊切除術(laparoscopic cholecystectomy，LC)及開腹膽囊切除術(open cholecystectomy，OC)為膽囊病變常用的手術方式［2］。術中能否將膽囊管及膽囊動脈從三角區內充分游離為手術的關鍵。基于此，我們采用沖吸鈍性解剖法LC術治療肥胖患者膽囊結石，取得良好效果，現報告如下。
1 資料與方法
1.1 一般資料 本組40例患者中，男10例，女30例；年齡39~81歲，平均61.3歲；既往無嚴重疾病史。所有患者均經臨床診斷為肥胖癥。其中急慢性結石性單純性膽囊炎20例，慢性結石性膽囊炎急性發作膽囊化膿10例，慢性結石性膽囊炎急性發作膽囊壞疸5例(其中1例合并膽囊穿孔)，急性非結石性壞疸性膽囊炎3例(其中1例合并膽囊穿孔)，膽囊息肉、膽囊炎2例。隨機分為對照組和觀察組，每組各20例，兩組患者性別、年齡等一般情況經統計學分析，差異無統計學意義(P>0.05)，具有可比性。
1.2 臨床表現 本組40例患者，均有發作性右上腹疼痛，有程度不等的右上腹壓痛，伴反跳痛18例，可捫及腫大膽囊觸痛明顯26例，Murphy征陽性36例，實驗室檢查膽紅素、轉氨酶正常30例。膽紅素、轉氨酶輕度異常10例。B超提示膽囊腫大，膽囊壁厚28例。血常規提示白細胞升高，中性粒細胞數升高35例。
1.3 診斷標準 肥胖癥采用WHO診斷標準BMI≥30kg/m2即為肥胖。膽囊炎標準參考張化武主編的《臨床外科學》［3］的相關標準進行，略有改動。依據：①膽囊擴大。②膽囊壁普遍增厚，增強掃描時見膽囊強化明顯。對于出現膽囊穿孔、結石等并發癥診斷困難者可行CT輔助診斷。
1.4 手術方法 對照組采用常規腹腔鏡膽囊切除術治療，具體方法參考梅京松［4］等的報道進行，略有改動。觀察組參考袁和祥［5］等的相關方法進行，略有改動。所有患者均采用氣管插管全麻。麻醉前30 min肌內注射苯巴比妥鈉0.1 g，阿托品0.3 mg。入室后靜脈注射咪達唑侖0.05 mg/kg，芬太尼4 μg/kg，丙泊酚1.5~2 mg/kg，維庫溴銨0.08 mg/kg，快速誘導氣管內插管麻醉。常規四孔法操作，選擇與腹壁盡可能垂直角度進針，進鏡后探查腹腔，分離膽囊及周圍粘連，充分暴露膽囊三角區后，用分離鉗薄層撕開三角區前后及肝十二指腸韌帶前方漿膜，然后用沖洗吸引器對此區域進行鈍性推拔刮吸，沖洗刮吸推拔，如此反復多次，同時反復沖吸肝總管、膽總管及膽囊管前面纖維脂肪組織。沿肝十二指腸韌帶找到膽總管及膽囊管，直視下沿膽囊管走向鈍性分離漿膜層、纖維脂肪組織，暴露膽囊頸及膽囊管。隨后夾閉切斷膽囊管及膽囊動脈，順行或順逆結合剝離膽囊床，切除膽囊，徹底止血后取出膽囊。觀察兩組手術時間，術中出血量，術后疼痛、患者住院時間及膈下感染、膽漏等并發癥發生情況等。
1.5 統計學方法 采用SPSS 18.0統計軟件進行，計數資料采用χ2檢驗，P
2 結果
對照組術中出血量(79.3±16.2)ml，手術時間(83.1±15.2)min；觀察組術中出血量(27.9±10.1)ml，手術時間(32.4±14.2)min。觀察組術中出血量、手術時間明顯低于對照組，差異有統計學意義(P
對照組術后腸鳴音恢復時間(46.2±9.7)h，開始下床活動時間(51.2±9.4)h，住院時間(12.2±3.5)d；觀察組術后腸鳴音恢復時間(21.5±4.3)h，開始下床活動時間(22.4±9.2)h，住院時間(4.2±2.4)d。觀察組術后腸鳴音恢復時間、開始下床活動時間、住院時間均低于對照組，差異有統計學意義(P
3 討論
肥胖患者腹壁脂肪厚，常規氣腹針通常難以進入腹腔。選擇盡可能與腹壁垂直角度進針，可顯著改善腹壁脂肪造成的進針困難。肥胖患者胸腹壁肥厚，順應性差，耗氧量常高于非肥胖者。此外肥胖患者常合并心肌缺血、高血壓、糖尿病等基礎疾病，在一定程度上增加了手術的風險。肥胖患者Calot三角脂肪堆積突出，易導致膽囊管、肝總管、膽總管及膽囊動脈間的關系難以辨別，堆積的脂肪組織質地脆，不易牽拉，易出血，更增加了與肝外膽道區分的難度。
沖吸鈍性解剖法具有：①可反復沖洗、吸引，充分保證術野清晰，不易損傷管腔結構。②鈍性分離，操作簡單，且不易損傷血管，膽管及附近重要臟器。③脂肪組織經刮吸、分離而較易吸出，相對容易的暴露“三管”結構。④無需熱傳導損傷，操作簡單安全，無需頻繁更換器械等優點。本組在撕開薄層漿膜后，沖洗吸引器解剖，易暴露肝總管、膽總管及膽囊前壁，術中均采用鈍性操作，出血少、術野清晰、對膽道損傷小、手術時間短、術后患者恢復好，值得臨床推廣應用。
參 考 文 獻
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［3］ 張化武.臨床外科學.天津科學技術出版社，2008:349.
[關鍵詞] SELDI;吉非替尼;NSCLC;耐藥指紋;療效
[中圖分類號] R968[文獻標識碼]A [文章編號]1673-7210(2010)04(b)-005-03
Study on sifting the NSCLC patients suitable to receive gefitinib therapy with SELDI: the correlation between drug resistance fingerprint cluster and effect
ZHAO Yun1, HU Shouxi1, PEI Yi2*
(1.Shanxi Medical University, Taiyuan 030001, China; 2.Shanxi Tumor Hospital, Taiyuan 030013, China)
[Abstract] Objective: To research the correlation between the cluster of the fingerprint and therapeutic effect of treating NSCLC with gefitinib. Methods: 36 NSCLC patients received SELDI (surface-enhanced laser desorption/ionization time-of-flight mass spectrometry technique) inspection before treatment with gefitinib, who had observable tumor evaluation therapeutic effect, and took gefitinib for more than one month. According to the responseevaluation criteria in solid tumor, the patients were again divided into 3 groups: efficacy group (CR+PR), stable group (SD) and inefficacy group (PD). The detected data were analyzed by ProteinChip 3.2.0 and Biomarker Wizard 3.1 Software, then analyzed the correlation between the cluster of the fingerprint and therapeutic effect of treating NSCLC with gefitinib. Results: ①Inspected by SELDI, there were obvious cluster on the range ofM/Z: 8 400H+-8 90H+, among this, the fingerprint which the abundance of M/Z: (8 690±30)H+>30%, formed obvious cluster consisted of M/Z: (13 754±50)H+ and (13 900±50)H+ on the range of M/Z: 13 000H+-14 000H+, and M/Z: (6 887±30)H+ was the comparatively clear upside mark, may be regarded as the mark which points out that it will be invalid to cure NSCLC with gefitinib, the criterion to judge it is not suitable to take gefitinib to treat NSCLC. So, we don't propose these patients take gefitinib. ②Inspected by SELDI, there were not obviously cluster on the range of M/Z: 8 400H+-8 900H+, among this, the fingerprint which the abundance of (8 693±50)H+
[Key words] SELDI-TOF-MS; Gefitinib; NSCLC; Drug resistance fingerprint; Drug fast fingerprint; Therapeutic effect
吉非替尼治療非小細胞肺癌的療效是肯定的,本課題經前期的研究已界定M/Z:(8 693±50)H+的指紋豐度30%為原發性耐藥指標,不推薦此類患者服用吉非替尼[1-3],按照此標準,筆者告知那些老年人和那些不愿化療的NSCLC患者是否可從吉非替尼治療中獲益,但是前期的研究對指紋的描述,是單定量分析,進一步的研究發現其特征性指紋呈多峰態勢,且波及范圍遠不能用基線漂移解釋,其形態多呈峰簇樣改變,在一定程度上影響療效的判斷,因此,本研究將對其進行分析,探索峰簇特征與療效的關系,現報道如下:
1 資料與方法
1.1 入組標準
經組織病理學或細胞學確診的晚期NSCLC;年齡≥18歲;放療和(或)化療失敗者;或因其他原因不能給予手術、放、化療者。至少有一個可測量病灶;血常規及生化檢查基本正常;無重要臟器功能衰竭;患者的生存預期>3個月。
1.2 一般資料
吉非替尼治療患者36例,其中男13例、女23例,病理診斷均為腺癌,且未曾接受過吉非替尼治療,其中化療失敗者26例,化療不能耐受者10例;合并胸腔積液者6例、遠處轉移者17例,于服用吉非替尼前和(或)服藥后1個月以上行SELDI檢查。
1.3 實驗工作
1.3.1 標本采集清晨空腹末梢靜脈血3 ml(不抗凝),離心5 min(半徑:3 000 r/m),分離出血清,-80℃低溫冰箱保存。
1.3.2 主要儀器、軟件及試劑PBS-Ⅱc表面增強飛行時間質譜儀(Ciphergen Biosystems,Inc.美國)、能量吸收分子EMA(Ciphergen Biosystems,Inc.美國),CM10型蛋白質芯片(Ciphergen Biosystems,Inc.美國)及相應分析軟件ProteinChip 3.2.0(Ciphergen Biosystems,Inc.美國),HFPFS緩沖鹽(Sigma Inc.美國),CHAPS緩沖鹽(Promega Inc.美國)。
1.3.3 實驗方法
1.3.3.1 血清樣本處理:血清標本冰浴解凍,離心2 min(轉速:10 000 r/min)。取血清樣品5 μl,加10 μl 9M的尿素。振蕩30 min,加180 μl緩沖液稀釋(100 mmol/L醋酸鈉,pH=4.0),4℃條件下離心2 min(轉速:10 000 r/min),取上清液待用。
1.3.3.2 芯片處理:將芯片放入盛有100 mmol/L鹽酸的試管中,振蕩4～5 min,雙重蒸餾水沖洗,將芯片安裝到Bioprocessor上,每孔加200 μl結合緩沖液,室溫振蕩5 min,棄掉液體,重復1次。每孔上樣100 μl已處理好的血清樣品,室溫振蕩1 h。棄掉液體,用200 μl結合緩沖液(100 mmol/L醋酸鈉,pH=4.0)洗2次,每次5 min,拆下芯片,待芯片自然干燥,然后每點加SPA 0.5 μl,共2次。干燥,用CM10蛋白芯片閱讀儀讀芯片[SPA=Sinapinic Acid為50% CAN(乙腈)和0.5% TFA(三氟乙酸)的飽和溶液]。
1.3.3.3 數據收集:設定檢樣激光強度為195,檢測靈敏度為8,收集數據質荷比(M/Z)范圍為1.0～2.0 KD。收集位置為20～80。平均每點收集20次,收集總點數是140次。在每次實驗數據收集前,用All-in-one蛋白芯片校正儀器,使之誤差
1.4 治療方法
所有患者均停用化療和其他抗腫瘤治療,口服吉非替尼250 mg/d,并于服用吉非替尼前行蛋白質指紋檢查。治療期間如有腫瘤進展或毒副作用不能耐受時中止用藥,服藥前及服藥后1個月開始常規血液學檢查,針對可觀察腫瘤,每2個月行影像學檢查。
1.5 分析方法
1.5.1 療效評價標準根據RECIST[4](Response Evaluation Criteria in Solid Tumors)實體瘤近期療效評價標準進行判定,即完全緩解(CR)、部分緩解(PR)、疾病穩定(SD)及疾病進展(PD)。
1.5.2 分組方法根據WHO實體腫瘤療效評價標準分為口服吉非替尼有效組(CR+PR),穩定組(SD)和無效組(PD),共3組。
1.5.3統計學處理用Biomarker Wizard 3.1軟件比較兩組血清蛋白質指紋圖譜數據,尋找兩組之間表達有差異的蛋白質峰,用Protine Chip 3.2.0軟件分析比較兩組中相同質荷比的蛋白質含量(豐度)的P值(P
2 結果
觀察不同療效時,其SELDI指紋的特征,包括M/Z、豐度和其上下游關系,伴隨指紋以及有無峰簇形成。采用Biomarker Wizard 3.1軟件比較分析不同臨床療效時各組之間的指紋差異,對第一階段工作的客觀性經小樣本重新驗證,并找出相關伴隨指紋,共捕獲了302個差異指紋,并經Protein Chip 3.2.0軟件分析,除M/Z:13 754基線漂移±50 H+,其余基線漂移均±30 H+。其中,M/Z:(13 754±50)H+、(8 890±30)H+、(8 690±30)H+、(8 612±30)H+、(8 565±30)H+、(6 887±30)H+,共計6個有顯著性差異的指紋。
進一步的分析比較,M/Z:(8 565±30)H+、(8 612±30)H+、(8 690±30)H+、(8 890±30)H+的表達在CR+PR組、SD組和PD組組間有顯著性差異,且在PD組中形成極明顯的峰簇,而在SD組中此峰簇不明顯,在CR+PR組中幾乎不形成峰簇。作為臨床判斷,M/Z:(8 690±30)H+、(8 693±50)H+仍是主要取值判斷指標。作為另外兩組有意義的指紋M/Z:(6 887±30)H+、(13 754±50)H+,在不同組中,依然存在有豐度變化。但M/Z:(13 754±50) H+和13 926H+在PD組形成了峰簇,呈顯著標識。M/Z:(6 887±30)H+的豐度特征在CR+PR組、SD組和PD組組間同樣依次呈上調趨勢。
3 討論
吉非替尼治療一些特殊情況的NSCLC患者是有肯定療效的,這個特殊情況在一年前被認為:高齡女性、不吸煙、肺腺癌是其主要適應條件[4-5],隨后又采用腫瘤組織EGFR-TK基因檢查[6-7],使之有效患者的覆蓋率增加了,本課題組經過1年的研究,發現借助于SELDI技術捕獲NSCLC患者血清中是否存在“耐藥蛋白質組”的指紋,就可認為該患者是否可以從吉非替尼中獲益,取得了實質性的進展,界定了SELDI指紋中,M/Z:8 693的豐度與療效預測有關,并得出的SELDI指紋M/Z:8693,豐度30%者,不適合吉非替尼治療;隨后的研究中再次證實了這一點[8]。
通過三個階段的研究,筆者認為SELDI技術可以通過指紋描述來預測吉非替尼治療NSCLC的效果,以及判斷服藥優勢人群和不宜服藥人群的界定標準。采用本方法可避免NSCLC患者盲目應用吉非替尼,可以使優勢人群延長獲益時間。其特征性指紋描述如下:①經SELDI檢測,在M/Z:8 400 H+～8 900 H+范圍內形成明顯峰簇。其中M/Z:(8 693±50)H+的豐度>30%,同時在M/Z:13 000～14 000范圍內形成M/Z:(13 754±50)H+和(13 900±50)H+兩個峰簇組成的明顯峰簇,并且M/Z:(6 887±30)H+是較明顯上調標志。可視為預測吉非替尼治療NSCLC無效標識,為判定不宜服用吉非替尼治療NSCLC的界定標準。不建議此類患者服用吉非替尼,其療效與標識指紋符合率,不宜服藥組CR+PR占0,CR+PR+SD占14.3%,PD占85.7%。②經SELDI檢測,在M/Z:8 400 H+～8 900 H+范圍內未形成明顯峰簇。其中8 690 H+～(8 693±50)H+的豐度
總之,本研究在蛋白質質譜技術應用于腫瘤臨床的工作中,進行了有益的嘗試。因為惡性腫瘤的多變異特性和異質體特性,使得抗腫瘤藥物適應證與實際平均治療效果有較大差異。本研究在這個方面提供了有價值的技術支持。但是作為SELDI技術的本身,雖然是有高通、高效、可重復等優點,由于質譜儀與芯片的結合等問題,使之異機實驗結果的吻合性受到了強烈的質疑,所以本研究結果之一――預測吉非替尼治療NSCLC療效和判斷其優勢人群和不宜服藥人群的界定方面,采用SELDI技術進行推廣應用的可行性還有待進一步評價。而采用此方法研究的另一項觀察結果,發現SELDI技術可預測吉非替尼治療NSCLC獲得性耐藥的發生以及判別方法。而此獲得性耐藥在一些患者中經治療是可以消除的(另文發表)。這將有可能成為蛋白質質譜技術的另一個新的臨床應用領域。
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Many influential factors that impact the consumer behavior toward upmarket costumes including brands, quality, mental attitude, past experience and service were investigated in the paper. Pragmatists tend to care more about product quality, services rendered and buying experiences whereas enjoyment-centric consumers focus more on brands and random mental status. A noticeable variance exists in terms of education, work category, monthly income between these two types of consumers while marital status shows no obvious difference in this regard.
現今,不同場合的著裝不僅體現了個人的修養與品位,同時也體現了對他人的尊重。尤其是在正式社交場合,穿著高檔禮服已經成為一種必須。女性服裝市場是行業中舉足輕重的一部分,由于女性職業要求、同事交流、個人喜好、家庭生活、環境變化、朋友影響等,不斷體現出著裝的流行與時尚,此現象在高收入的女性階層中尤為明顯,對大型社會活動、文化交流以及休閑生活的需求,使她們越來越重視著裝,在滿足社交需要的同時,也滿足自己的品位需求。
1我國高檔禮服消費市場概況
國內的高檔禮服市場早已是風起云涌,不少制衣廠商、高級定制店、工作室如雨后春筍般脫穎而出。隨著國際國內市場對高檔禮服需求的迅猛增長,我國高檔禮服生產企業之間的競爭趨于白熱化。伴隨我國改革開放政策的進一步推進,國際貿易的深入強化,國際頂尖品牌陸續登陸我國或采取“三來一補”外貿政策,在國內設廠加工或尋求合作,給國內禮服市場帶來了巨大的沖擊。大批海外服裝品牌的進入,加劇了我國服裝市場的競爭,壓縮了國內禮服企業的發展空間。但是更應清醒地看到,國際品牌禮服之所以做得好,關鍵是他們對服裝細節的重視,凸顯視覺沖擊力,彰顯工藝精細、面料考究和服務周到的經營理念,準確把握著消費者對禮服的需求。當然,也給我國禮服企業市場的發展帶來了挑戰,激烈的競爭迫使企業必須采取有效的戰略與策略。企業要在市場上立于不敗之地,就必須深入了解消費者,把握他們的真實需求。一方面營造適合高檔禮服穿著的氛圍環境和社交活動場所,以提供高檔禮服的消費空間;另一方面要根據我國的本土文化、風俗習慣,設計款式、開發品種,將我國的東方文化元素與西方經典的藝術風格融會到高檔禮服的產品當中,以體現產品自身的個性和風范。
2調查方法
2.1問卷設計
問卷是在查閱相關資料后初步設計,再走訪一些專家進行深度訪談,修訂完善后生成。研究思路分 3 個步驟:第一,調查分析后確定高檔禮服類產品的消費因素構成;第二,以產品因素為基礎聚類分析,劃分實用型與享受型兩類消費群體,分析他們對產品因素的消費偏好;第三,對兩類消費群體在消費過程中,其特征(教育程度、工作單位、婚姻狀況、月薪收入)差異性程度分析。
2.2調查對象選取
按統計學分析的基本原理設計并發放了“高檔禮服消費行為影響因素調查問卷”200 余份,采取自填問卷的方法,收回有效問卷 150 份。本調查主要以白領、金領高端職業女性為對象。教育程度分中技、專科、學士、碩士、博士,人數分別為 4、19、87、38、2;工作性質分外企、私企、國企、自由職業、公務員,人數分別為 76、22、32、9、11;已婚 27 人,未婚 123 人;月薪收入分 0.5 萬 ～ 1 萬、1 萬 ～ 2 萬、 2 萬 ～5 萬、≥ 5 萬元,分別有 62、46、38、4 人。
3影響消費者購買行為因素分析
影響消費者購買行為因素中,可將其分類概括成品牌(包括品牌歷史、知名度、設計師知名度、文化和了解度)、產品實質(品質、款式色彩、風格設計、價格、廣告以及產品稀有度)、心理(體現自我對現實生活的滿足感、追求更高的生活品質與時尚內涵、自我價值觀和個性的表達方式)、體驗(購買過程的便利性、店面設計的高檔優雅)和服務(優質的服務及其他)5 大類 17 項因素。
3.1產品品牌因素分析
描述高檔禮服的品牌屬性,通過品牌歷史、知名度、設計師的知名度、品牌所代表的文化和了解度的重要程度(不重要、一般、很重要)來體現,這些特性對他們的購買決策行為產生重大的影響。品牌的作用在于無形利益,不僅建立在質量上乘、服務周到、技術先進等實體基礎上,更著重于一種地位、品位、趣味上的認同和賦予。品牌所代表的意義、品質和特征創造了品牌的價值,著名品牌能給消費者比一般產品更多的價值和利益。品牌歸根結底是產品與客戶的關系,是以消費者為中心的本質,沒有消費者,也就沒有品牌。企業必須樹立自身形象,多在品牌上下功夫,樹立自己的品牌,贏得更多忠實的顧客(圖 1)。
3.2產品實質因素分析
描述的對象涉及到高檔禮服產品本身的品質、款式色彩、風格設計、價格、廣告以及產品的稀有度。由于消費者特別注重產品本身的功能和實際帶來的價值,因此對高檔禮服的價位比較敏感,希望接受性價比更高的產品,產品實質因素的廣告效應,對產品屬性的宣傳和推廣起著巨大作用(圖 2)。高檔禮服消費者首先考慮的是產品本身要素,其次考慮的是附著在上的無形因素,消費者最在意的是內涵,只有在服裝內涵適合自己的情況下,他們才會去追逐諸如品牌、服務等外在的因素,消費是很理性的。禮服企業應該在款式、風格和色彩設計方面多下功夫。
3.3心理因素分析
描述了高檔禮服消費的心理屬性。高檔禮服帶給人們不只是一種實體,更蘊涵了人們對更高生活品質與時尚內涵的追求,表達了消費者崇尚自我個性表現和形象塑造,追求個性的風格,體現了自我對現實生活的滿足感和成就感。消費者在購買高檔禮服時,認為最重要的是“體現自我對現實生活的滿足感”占 66.7%,其次是“追求更高的生活品質與時尚內涵”占 62% 和“自我價值觀和個性的表達方式”占61.3%。因此,心理因素超乎產品實物屬性之外,它代表了高檔禮服產品給消費者所帶來的自我肯定和愉悅感。
3.4體驗因素分析
描述的是產品所給予消費者的購買體驗,表現在整個購買和消費過程中,諸如店鋪讓消費者所感受到的高檔優雅的氣息(很重要占 59.3%、一般占 34.7%、不重要占 6%),產品購買和使用時的便利性(很重要占 39.4%、一般占35.3%、不重要占 25.3%)。選擇體驗因素的消費群體,他們的經濟狀況通常比較富有,關注的焦點從高檔禮服產品本身轉移到整個購買過程。高檔禮服消費者多數擁有固定的收入,自我概念與身份和地位相聯系,舒適優雅的購物環境維護了他們高貴的形象,而且他們更傾心于店面設計的高檔奢華,體現了高檔禮服消費者追求品位的特點。企業應該盡量創造一個比較舒適高雅的購物環境,讓女性顧客置身其中有流連忘返、愉悅、舒適隨意的感覺。
3.5服務因素分析
服務的周到與否會對他們的購買決策產生重大的影響,認為很重要占 85.4%、一般占 13.3%、不重要僅占 1.3%。消費者在面臨同質產品時,往往對那些在售前、售中和售后各環節提供優質服務的商家青睞有佳。售貨員體貼的服務能滿足他們受人尊重的心理需求,享有一對一的來自營業員的熱情接待、專業的服飾搭配指導及由衷的贊美,從中獲得尊重和贊許,會直接關系到顧客的忠誠度和銷量。企業應加強營業員的服務意識與專業培訓,吸引更多的女性消費者光顧,并心甘情愿地消費。
4消費群體特征與消費行為分析
4.1消費群體類型
根據被調查者的偏愛屬性,可以將消費群體分為實用追求型和精神享受型兩類。
4.1.1實用追求型
該類消費群更加偏愛產品實質、服務和體驗等 3 個因素,涉及到產品本身的品質、款式色彩、風格設計、產品稀缺性、價格以及整個消費過程的便利性、店面環境與銷售服務等,消費者更多考慮的是優質的產品和完善的服務,講求實效,故稱之為“實用追求型消費群”。
4.1.2精神享受型
此類消費群更加傾心產品的品牌和心理因素,涉及到品牌的歷史、知名度、品牌文化、設計師的知名度,以及產品給自身帶來的生活品質與時尚內涵,通過消費表現對現實生活的滿足感和自我成就感。在選購過程中,消費者不但要挑選禮服的質地、款式、顏色等,更著重考慮品牌、工藝和檔次,他們更注重精神享受,故名“精神享受型消費群”。
4.2消費者特征與消費行為的差異性分析
4.2.1教育程度差異性分析
以產品因素劃分的兩類消費群體,在不同教育背景下的消費群體,對產品因素的偏好存在顯著差異(表 1)。
4.2.2職業特征差異性分析
被調查的兩類消費者群,大學本科學歷最多、實用追求型占到樣本總數的 30.7%,精神享受型占 26%;對于高學歷(碩士以及碩士以上)的消費群體而言,她們更為看中的是高檔禮服產品的品牌和心理因子屬性,希望能給自身帶來精神方面的愉悅,通過禮服傳遞個人價值取向和對現實生活的態度。在不同工作性質中的兩類消費群體,對產品因素的偏好存在顯著差異(表 2)。
4.2.3婚姻狀況差異性分析
以產品因素劃分的兩類消費群體,無論已婚還是未婚(有可能是部分受訪女瞞婚姻狀況),對產品因素的偏好不存在顯著差異。高檔禮服消費者正朝年輕化發展,婚姻狀況對于兩類消費者的產品偏好不存在顯著的差異。
4.2.4月薪收入差異性分析
不同月薪收入的兩類消費群體消費行為存在顯著性差異(表 3)。兩類消費者的月收入集中在 0.5 萬 ～ 5 萬元范圍內,屬于社會中產及高收入階層,高檔禮服本身是一種奢侈品,沒有一定的收入來源和資金支持,普通的工薪階層是難以承擔的。隨著月薪收入的增加,特別是月薪超出 2 萬以上,高檔禮服的消費者更加偏愛產品的品牌和心理因素。
5結語
通過以上分析可以發現高學歷(本科及本科以上)、高收入(月收入 2 萬 ～ 5 萬元),就職于外資企業、政府機關的高檔禮服金領消費者,購買高檔禮服時更注重產品帶給自身品牌和心理方面的享受,屬于精神享受型的消費者;而另一類學歷以本、專科居多,月收入在 0.5 萬 ～ 2 萬元,就職于外資企業或國有企業的白領女性,屬于實用追求型,更加關注高檔禮服產品的實用、服務和體驗因素。
高檔禮服的實用化、時尚化、個性化是今后的發展方向,相關企業應把握這 3 點消費行為特征,研究不同層面的不同類型消費者特征,可分階段、分步驟地制定相應的經營策略,是贏得市場的關鍵。
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論文摘要：本文以產品的涵義及種類特性分析為邏輯起點，分析了獨立性產品與非獨立性產品的涵義與特性，進而剖析旅游產品的涵義與本質屬性，得出旅游產品的本質屬性有兩個方面，即功能與作用性和組合整體性。
產品的涵義及種類特性分析
（一）產品的涵義
從原始意義上講，產品也稱勞動產品，它是“人們運用生產資料從事有目的的活動所創造的物質資料。包括生產資料和生活資料。”由此可見，產品的原始意義是指人們勞動創造出來的有形物質產品。然而隨著時代的 發展 ，人們認識到，“在廣泛的意義上，產品還包括精神產品，即人們通過精神勞動而創造的產品，以滿足人們文化生活的需要。”
但無論是體力勞動還是精神勞動的產品，產品都具有是勞動產品這一本質屬性。關鍵是有形的物質產品一經生產出來，它就既可獨立于生產者，又可獨立于消費者而存在。只有當它被消費者購買并實際消費時，這一產品才逐次或一次消亡。與此相反，除了那些可以用物化形式承載的精神產品之外，還有很多精神產品，當不具備物化條件時，這種產品的生產是在生產者頭腦和身體中完成的，并且儲存在生產者的頭腦和身體中，沒有外化于生產者頭腦與身體之外。只有在受眾欣賞時，這種精神產品才能通過語言、動作、顏色、接觸等媒介渠道，獨自或與環境一起外化出來，讓受眾感知獲取，并內化成受眾的感受體驗。
除了精神產品之外還有一種東西也是由勞動創造生產出來的，而其產生或存在方式也和缺少物化載體承載的精神產品一樣，以獨特的外化和被接受方式進行生產或消費。這種產品就是人們通常說的服務產品。“服務產品（簡稱服務），是生產者通過由人力、物力和環境所組成的結構系統來銷售和實際生產及交付的，能被消費者購買和實際接收及消費的‘功能和作用’”。而從一般意義上說，精神產品也可歸為廣義的服務產品之中。
（二）產品的種類特性
我們把完全可以獨立于生產者和消費者的有形物質產品叫做“獨立性產品”。而把廣義的服務產品叫做“非獨立性產品”，因為廣義的服務產品既不能獨立于生產者，也不能獨立于消費者而存在。并且在“非獨立性產品”中，又根據是以物還是以人為直接作用對象而分為兩類，即“對物非獨立性產品”和“對人非獨立性產品”。 就“對物非獨立性產品”來說，它指的是那種“直接對物”的“功能和作用”。但這種服務的真正作用對象是人而不是物品，因為是消費者在購買和消費這種服務產品。這種服務是通過物品作用于消費者的，因此我們這里也可把它叫做“物媒非獨立性產品”。而就“對人非獨立化產品”來說，它指的是那種“直接面向消費者身心”（即直接對人）的服務產品，它的直接作用對象是人。
“獨立性產品”在從生產到消費的過程中，存在可以截然劃分的三個階段，即生產階段、流通階段、消費階段，出現兩次交換（少數直銷的除外）即生產者與商家的交換；商家與消費者的交換。同一產品的生產過程與消費過程在時空上都是完全分離的，沒有重疊。而在“非獨立性產品”中，無論是“對物非獨立性產品”還是“對人非獨立性產品”，生產者提供的產品都不是一種有形物，而是人和物以及環境結合在一起所形成的一種結構系統的“功能和作用”，即使用價值。而消費者消費的就是這種結構系統的“功能和作用”，即使用價值。而“非獨立性產品”從生產到消費過程中，不存在可以截然劃分的三個階段，而且只有一次交換，即生產者與消費者的交換。并且“非獨立性產品”的生產階段與消費階段在時空上是同一的、重疊的，“非獨立性產品”的特殊本質屬性正是生產與消費的同時性。
另外，“非獨立性產品“與“獨立性產品”的最大區別，在于二者的消費界面不同：“獨立性產品”的消費界面在消費者購買了產品后并實際使用商品時，而且是在與生產者脫離情況下。消費者的每次消費，都是自己主動和產品及消費環境相結合，以使產品功能得以發揮，然后消費者自己又實際消費這種功能發揮所產生的作用，形成對產品功能的體驗性（即作用感受性）消費。由此可見，在“獨立性產品”購買和使用過程中，消費者是一次性購買“獨立性產品”，一次或多次消費使用該“獨立性產品”。因為一般的“獨立性產品”都至少具有一次或以上的“功能和作用”。 而“非獨立性產品”，則是生產者將人力、物力、環境相結合形成具有多次“功能和作用”的“結構系統”，即“大產品”，生產者出售的不是整個“大產品”，而是將這種“大產品”的一個或多個“功能和作用”作為可以出售的產品，分次或分時加以出售，而自己則保留對“大產品”的剩余“功能和作用”的產權。
如果生產者將人力、物力和環境相結合，形成具有多次“功能和作用”的“結構系統”，而消費者不購買這種“結構系統”的“功能和作用”，則就會出現構成“結構系統”的各種人力、物力、環境的浪費。因此，“結構系統”的“功能和作用”是時間的函數，它被消費利用比率越高，生產者的效益就越好，反之則越差。這就像“獨立性產品”被生產出來后未銷售出去形成積壓一樣，積壓的“獨立性產品”雖然可以降價，甚至可以免費贈送，但對生產者來說必然是一種損失。
而以“功能和作用”作為產出品的“結構系統”，其一旦出現，如果無人購買它的“功能和作用”，那么它的“功能和作用”就不能商品化，但構成它的人力、物力和環境卻是隨時間而消耗的，是有成本的。因此，在這種情況下，“結構系統”的“功能和作用”（即“非獨立性產品”）的價值（尤其是時間價值）就隨時間的流逝不但無法實現，而且還被浪費。在這一過程中，購買的人少也不能降低以“功能和作用”作為產出品的“結構系統”的固定生產成本。
旅游 產品的涵義及本質屬性
（一）旅游產品的涵義
旅游產品是一類特殊的產品，它的特殊性產生于它的消費者──旅游者的旅游消費的特殊性。旅游是由旅（旅行）和游（游覽）這兩個核心內容構成的。而且在這兩個核心內容中，游覽又是核心中的核心，因為它反映了旅游活動的直接目的所在，而旅行則是實現游覽所必不可少的前提條件。在旅游活動中，如果把“游覽”活動去掉，那么，這項活動就只剩下旅行了，而旅行本身并不是目的，它是實現目的的手段，因此，旅行并不等于旅游；如果要在旅游活動中把“旅行”活動抽掉，這也不叫旅游。可見，“旅行”和“游覽”是旅游活動中不可缺少的核心要素，二者是手段與目的的關系，二者結合才能變成旅游活動。
根據上面對旅游活動的分析，旅游作為一種消費，就是由“旅行消費”加上“游覽消費”而構成的“組合性消費”。為滿足這種“組合性消費”需求而整合出來的組合性整體產品。因此，旅游產品就其本質來說，就是由“旅行產品”加上“游覽產品”而構成的“組合性整體產品”。
（二）旅游產品的本質屬性
旅游不同于一般休閑活動的最突出的特點，是旅游消費的“組合性”。而這種“組合性”特點又使旅游產品成為“組合性整體產品”，呈現“珠鏈形”。并且構成“珠鏈”的每一個“珠子”都是傳統產業（主要是各種服務產品生產行業）的一種產品。但這些構成“珠鏈”的每一個“珠子”本身卻不能被稱為旅游產品。
旅游產品主要是由各種傳統服務行業的服務產品組合起來的。旅游產品是由各種傳統服務行業生產的多種服務產品組合起來的“服務產品鏈”，而且由于這個“服務產品鏈”中的每個服務產品珠子都是某種“功能和作用”，所以，這個“服務產品鏈”又可以被稱為“功能和作用鏈”。
綜上所述，旅游產品就是“珠鏈式”的由多種“功能和作用”串在一起的“組合性整體產品”。旅游產品所具有的“功能和作用性”與“組合整體性”就是旅游產品的本質屬性。因為正是這兩個屬性使得旅游產品既不同于“獨立性產品”，也不同于一般的“非獨立性產品”。它是“服務產品鏈”，又可以被稱為“功能和作用鏈”，也即“非獨立性產品鏈”。
參考 文獻 ：
