一、问题提出

伴随着我国经济的高速增长，能源短缺和环境污染问题日渐突出。根据国家统计局公布的数据显示，2014年我国居民生活能耗占终端能源消费达10.97%，是继工业部门之后的第二大能耗主体[1]。然而我国对于这些问题的解决之策，长期以来一直集中于生产领域，对居民私人领域的用能关注非常少。引导城镇居民进行更多的家庭节能行为，需要洞悉其行为实施的内在心理动因因素及这些因素是如何作用于行为的。

目前，我国关于居民家庭能源消费行为的研究主要存在以下两个问题：一是微观视角的研究起步较晚，且研究大多将家庭节能和其他环保行为视为同一范畴，忽视了不同环保行为的异质性，研究结论过于宽泛，也不能对家庭节能行为进行有效指导[2]；二是现有研究大部分从理性行为角度考察消费者包括节能在内的环保行为，对非认知因素的重视程度远远不够。事实上，将消费者日常情境中所频繁发生的节能行为完全放在理性认知的环境下而忽略非认知因素(如习惯)的影响，其结论有效性将受到诸多挑战。鉴于此，本文基于计划行为理论，引入用能习惯这一变量，考察了居民家庭节能行为的影响因素和作用机理，从而为相关部门制定引导居民家庭节能行为的措施和政策提供理论依据。

二、文献回顾与评述

(一)居民家庭节能行为研究的理论框架及计划行为理论

鉴于家庭节能行为更多地能产生节约能源及利于环境友好的效应，在国外相关研究中学者们大多将居民家庭节能行为看作一种特定的环境行为，已有研究集中于探讨居民节能行为的影响因素及基于特定的理论框架展开的实证研究。

3.成立企业档案服务中心。其作用是承担档案服务职能，为查询档案信息的企业员工提供一站式服务。研究发掘企业档案资料深层次的信息资源。企业档案馆（室）应深入挖掘蕴藏在企业档案资料中的各种深层次的信息，最大限度地利用企业档案资源的价值。另外可提供企业档案有关技术服务，如信息咨询和档案整理、扫描等技术服务。

对于不同因素如何影响居民包括家庭节能在内的环境行为，学者们提出了多个研究的基本理论框架，包括“价值—信念—规范理论”(Value—Belief—Norm Theory，VBN)、“计划行为理论”(Theory of Planned Behavior，TPB)、“人际行为理论”(Theory of Interpersonal Behavior，TIB)等。这些理论框架也为理解居民家庭节能行为提供了思路，其中尤以计划行为理论最为引人关注。

概括来说，本研究的理论创新体现在以下三方面：首先，本研究打破以往研究囿于单一概念的局限，将居民家庭节能行为进一步划分为削减型节能行为与投资型节能行为两种类型，并细致地考察了两类节能行为的影响因素及其差异性，从而更为全面地描绘了我国城镇居民家庭节能行为的心理动因；其次，本研究证实了不良用能习惯在当今家庭能源消费行为中所发挥的深层的负向基础性作用。虽然少量研究已经意识到习惯所扮演的重要角色，但并没有详细地阐述出习惯对行为的影响方式，本研究则指出了习惯对个体行为的多个影响路径。具体来说，习惯可以直接影响个体节能行为，可以通过节能行为意愿间接地影响个体的削减型节能行为和投资型节能行为，并且可以负向调节节能行为意愿与削减型节能行为之间的关系。最后，本研究再次证实了TPB 拓展模型在居民家庭节能行为领域有较强的解释力和适用性。与经典的计划行为理论模型不同，本研究构建的TPB 拓展模型纳入了用能习惯，这有效地提高了模型的预测性。

然而，这些研究大多基于理性行为假设，所提出的家庭能源消费干预措施主要是通过影响人们的意识过程和理性动机来改变其行为[6]，例如学者们所广泛认同的是前置策略(提供信息、诱发承诺、设定目标与榜样等)[7]和后置策略(奖励与反馈等)[8]。然而，大量研究表明人们日常生活中的行为更多地受到习惯的影响，而不是意愿和动机[9]，特别是在稳定情境中重复发生的行为[10]。事实上，人们所遇到的大部分包括节能在内的环保行为都是日常行为[11]，这些行为容易受到习惯的影响[12]。因此，还待于从更为现实的视角对居民家庭节能行为进行研究。

H6：城镇居民家庭用能习惯对居民家庭节能行为有显著反向影响。

本研究基于计划行为理论，认为居民节能行为意愿是受到了节能行为态度、节能主观规范及节能的知觉行为控制影响，同时节能知觉行为控制又直接影响节能行为实施[13]。此外，考虑到家庭节能行为具有较高的稳定性与重复特征，将习惯因素纳入到研究框架中。

(二)居民家庭节能行为及其心理驱动因素

居民家庭节能行为包括两类：削减型节能行为(Cutting Energy-saving Behavior，CEB)和投资型节能行为(Investing Energy-saving Behavior，IEB)。削减型节能行为主要指在日常生活中居民在家庭中重复发生的使用耗能产品时有意识地改变已有习惯从而达到节约能源目的的行为，主要包括炊具、家用电器和取暖设备等的使用行为。投资型节能行为是指基于节能技术的应用，消费者通过专门购买节能的电器、材料等来减少家庭耗能的行为。从现有国内研究来看，大部分学者并未对此做区分而是将它们视为一类。

目前来说，研究者多将内部影响因素等同于特定心理意识因素，认为消费者具有的能源和环境知识[14]、生态价值观[5]、环境态度[3]和责任意识[15]等会影响其节能消费行为。本文基于计划行为理论，认为节能行为态度、节能主观规范和知觉行为控制是影响我们城镇居民节能行为的重要因素。其中，节能行为态度(Energy-saving Behavior Attitude，EBA)指我国城镇居民对家庭节能行为这一特定环境行为的关注程度以及价值评价，在对节能行为态度进行测量时主要参考了节能关注度(Stern，2000)[16]和环境价值观(Schwartz，1977)[17]相关的测量量表；节能主观规范(Energy-saving Subjective Norm，ESN)指我国城镇居民在实施家庭节能行为决策时所感知到的来自与其相关的个人或群体的压力，其中“相关的个人或群体”包括与其直接相关的个人或团体及与其间接相关的个人或群体；知觉行为控制(Energy-saving Perceived Behavioral Control，EPBC)是指我国城镇居民对实施家庭节能行为的自我能力以及外部控制感知，它反应出居民对实施家庭节能行为难易程度的评判；节能行为意愿(Energy-saving Behavior Intention，EBI)是指我国城镇居民愿意从事家庭节能行为并付出努力的心理倾向(芈凌云等，2016)[5]。最后，借鉴前人研究，本文将影响居民家庭节能行为的习惯因素界定为“用能习惯”(Energy Habits，EH)，具体指我国城镇居民在相对稳定的家庭能源消费环境下，经过很长时间养成的、具备较大改进空间的能源消费行为习惯，这里指居民使用能源的不良习惯。

三、理论模型与研究假设

通过梳理以往包括节能行为在内的环境行为研究，本文提出了如下图1所示的TPB拓展模型。

图1 本文的研究模型

借鉴计划行为理论以及前人关于环境行为的研究结论，本文提出如下假设：

“现在，我该怎样与日益陌生的父亲相处？”欧洲人有谚语说，每个老父母都是我们潜在的屋顶。他们的离去，就是我们被掀掉屋顶坐在废墟中——现在，朋友的父亲还健在，而她的屋顶似乎已被掀去。

计划行为理论指出，行为主体的行为态度越积极，主体的行为意愿越强；行为主体的主观规范越强，行为主体的行为意愿也越强[13]。在环境行为领域，诸多学者的研究结果均支持了TPB的适用性及有效性。例如，EK等人(2010)[18]的研究结果表明，居民节能态度对个体家庭节能行为意愿具有较强的解释力。芈凌云(2016)[5]基于徐州710个家庭的调查研究发现，主观规范是影响城镇居民低碳行为意愿的一个重要心理驱动因素。根据计划行为理论及以上阐释，本文提出如下假设：

H1：城镇居民家庭节能行为态度对居民家庭节能行为意愿有显著正向影响。

H2：城镇居民家庭节能主观规范对居民家庭节能行为意愿有显著正向影响。

关于知觉行为控制对行为意愿的影响，Ajzen(2002)[13]认为行为主体的知觉行为控制越强，主体感知到的行为控制力就会越高，其行为意愿也就越加积极。进一步地，Abrahamse等人(2009)[19]的研究结果表明，居民知觉行为控制对其能源使用意愿存在正向影响作用。基于此本文提出假设：

H3：城镇居民家庭节能知觉行为控制对居民家庭节能行为意愿有显著正向影响

在减少腐败存量、遏制腐败增量的努力中，我国多年来经历了“运动反腐”、“权力反腐”、“制度反腐”、“体系反腐”等多种模式，[1]却陷入了腐败存量与增量此起彼伏的怪圈。我们要承认腐败存在的历史必然性及腐败难以彻底消失的事实、最大限度提高“减存遏增”的效率，要在保证公共治理的必要权力和维持经济社会发展前进的前提下，寻找腐败存量与增量的平衡点，将腐败存量与增量控制在符合经济和社会可接受的最低水平。为达到这一目的，本文试图探索一种有效控制腐败存量与增量的平衡机制，以期为腐败存量与增量问题的解决提供方向。

另外，真实的行为控制感知可以直接作用于行为。例如，王建明(2016)[4]的实证研究结果表明，居民的知觉行为控制会积极地影响其家庭节水行为。Yadav等人(2017)[20]的研究则证实，发展中国家居民的知觉行为控制可以有效地预测其绿色消费行为。因此本文提出如下假设：

H4：城镇居民家庭节能知觉行为控制对居民家庭节能行为有显著正向影响。

H4a：城镇居民家庭节能知觉行为控制对居民家庭削减型节能行为有显著正向影响。

H4b：城镇居民家庭节能知觉行为控制对居民家庭投资型节能行为有显著正向影响。

计划行为理论指出，行为意愿和行为之间存在着高度的相关性，其它对行为有影响的因素一般都是通过意愿来实现的[13]。在心理学和社会学等领域，有大量研究也证实了意愿对行为的积极作用。Armitage等人(2001)[21]采用元分析方法检验了两者之间的关系强度，认为意愿对行为具有较强的解释力。进一步地，Wang等人(2016)[22]通过对443名中国城镇居民进行调查后发现，绿色汽车购买意愿会显著地影响其绿色汽车购买行为。因此本文提出如下假设：

H5：城镇居民家庭节能行为意愿对居民家庭节能行为有显著正向影响。

H5a：城镇居民家庭节能行为意愿对居民家庭削减型节能行为有显著正向影响。

本研究从个体内外心理驱动因素出发研究我国城镇居民的节能行为，并发展出一个TPB拓展模型，如图2所示，它可以有效地反应我国城镇居民的节能行为。

人际行为理论提出，人们行为的发生会受到习惯的影响，特别是当这种行为成为一种经常性的程序时，习惯会成为主导行为的关键因素[23]。在这种情况下，行为意愿对行为的影响效果会变得不明显。Triandis(1980)[23]认为，习惯不仅可以直接影响个体的行为，还可以通过影响个体对特定行为的意愿而间接影响行为。在环保与节能行为方面，Knussen和Yule(2008)[24]的研究发现，习惯会影响人们在家庭废物处置中的回收行为，具有较低节能习惯的人更有可能将可回收的物质当作垃圾。进一步地，De Vrie等人(2011)[6]的研究表明，个体的不良习惯一旦被触发，其学习节能知识的能力也将受到阻碍。因此，基于前人对习惯因素的相关研究结论，结合本文实际提出如下假设：

北极海冰的消融会对中高纬度地区的气候产生更大的影响，极端天气出现的频率会增加，尤其是严寒天气可能会增多。近期的研究还表明，我国冬春季易出现的雾霾天气，也与北极海冰消融有一定的关系。北极海冰消融会影响大气环流，导致中高纬度部分地区冬春季的风速减弱，污染物不容易扩散，进而加重雾霾天气。

H6a：城镇居民家庭用能习惯对居民家庭削减型节能行为有显著反向影响。

H6b：城镇居民家庭用能习惯对居民家庭投资型节能行为有显著反向影响。

H7：城镇居民家庭节能行为意愿与居民家庭节能行为的关系受到居民家庭用能习惯的反向调节作用。

H7a：城镇居民家庭节能行为意愿与居民家庭削减型节能行为的关系受居民家庭用能习惯的反向调节作用。

H7b：城镇居民家庭节能行为意愿与居民家庭投资型节能行为的关系受居民家庭用能习惯的反向调节作用。

四、量表设计与数据来源

本研究的变量测量采用李克特5级量表法。节能行为态度(EBA)的测量参考Stern(2000)[16]和Schwartz(1977)[17]等的量表；节能主观规范(ESN)的测量参考Nordlunda(2003)[25]和Castronova(2004)[26]等的量表；知觉行为控制(EPBC)的测量参考Ajzen(2002)[13]和Perugini(2001)的研究[27]；节能行为意愿(EBI)的测量参考Ajzen(2002)[13]、Stern(2000)[16]和Chan(2001)[28]的研究并进行了修订；节能行为包括投资型节能行为(IEB)和削减型节能行为(CEB)两个方面，根据我国城镇居民的生活方式和用能习惯，结合居民访谈信息及专家访谈结果，确定出5个普遍存在且便于观测的行为作为削减型节能行为和投资型节能行为的测量指标。研究采用便利抽样和滚雪球的方法。基于当前网络沟通的方便性，本次调查除了发放纸质问卷外也采用了网络方式收集问卷。最终共发放问卷360份，收回有效问卷共345份。在345位被调查对象中，男性被调查者为158位，占样本数量的45.8%，女性被调查者为187位，占样本数量的54.2%。在年龄上，年龄在18-59岁的被调查者占大多数，比例为98.2%。在学历上，被调查者大多为高中及以上学历，所占比例为91.6%。

五、实证分析

(一)信度分析与效度分析

为了降低同一样本的因子存在偶然性特征的可能性，将正式试验样本随机分成 S1(115)和S2(230)，S1进行探索性因子分析(EFA)，S2用作验证性因子分析(CFA)和路径分析，以验证本文的研究假设。

对于S1数据，运用SPSS 20.0进行探索性因子分析。自变量组的结果显示KMO值为0.864(>0.7)，并且通过了Bartlett’s球形检验(p<0.000)。经过因子分析，剔除了4个不符合标准的题项，最后得到由13个指标构成的3个因子。主成分分析将自变量测量指标分成3个因子，总的方差解释率为64.560%。因变量组的KMO值为0.849(>0.7)，也通过Bartlett’s球形检验(p<0.000)。主成分分析将因变量测量指标分成2个因子，总的方差解释率为71.564%。采用方差最大化正交旋转，各测量指标在各自的潜变量上的因子载荷均>0.5，显示具有较好的收敛效度；各测量指标在其他潜变量上的因子载荷均<0.5，表明区别效度较好。

各变量因子载荷系数及α系数如表1所示。

对于S2数据，运用AMOS 20.0对所有变量的测量指标进行验证性因子分析，各测量指标AVE >0.5，C.R.>0.7。对于标准化因子载荷不显著以及测量指标的因子载荷量小于0.4的测量因子进行剔除，如表2所示。

表1 探索性因子分析及信度检验

变量测量指标因子载荷α系数KMO变量测量指标因子载荷α系数KMO节能行为态度EBA10788EBA20694EBA30661EBA4076208750766节能行为意愿EBI10821EBI20754EBI30819EBI4080409060805节能主观规范知觉行为控制ESN10627ESN20667ESN30710ESN40733EPBC10733EPBC20827EPBC30737EPBC40829EPBC507310758076608950849削减型节能行为投资型节能行为用能习惯CEB10761CEB20745CEB30731IEB10796IEB20810IEB30877EH10626EH20877EH3080608240788086307330886

表2 验证性因子分析及相关性检验

变量节能行为态度节能主观规范知觉行为控制节能行为意愿削减型节能行为投资型节能行为用能习惯节能行为态度1节能主观规范02981知觉行为控制037802961节能行为意愿0464035004441削减型节能行为03740289040606271投资型节能行为029702850554048105321用能习惯-0338-0276-0406-0594-0816-04341CR0815072308620860075808480885AVE0526046706110606051006510721

(二)模型修正及假设检验

初始模型的拟合指数为RMSEA=0.064(<0.1)、RMR=0.065(<0.08)、CFI=0.95(>0.90)、NFI=0.92(>0.90)、NNFI=0.95(>0.90)，模型的拟合度较好。但初始模型运行结果显示知觉行为控制(EPBC)对投资型节能行为(ICB)的显著性检验p>0.50；此外，节能习惯(EB)对节能行为态度的M.I.大于临界值10。因此，对模型进行调整，得到新的模型。此时模型自由度减少了2，卡方值减少了34.119，同时模型中各路径的T值均大于1.96，通过了t检验，且其余各拟合指标尚可满足要求(X2/DF=2.49、RMSEA=0.066、IFI=0.911、CFI=0.910、NFI=0.859、GFI=0.852)，模型路径的估计结果如表3所示。

表3 路径估计系数

路径标准化非标准化标准误差临界比显著性水平行为意愿<--行为态度0354032500516430∗∗∗行为意愿<--主观规范0141018600732554．011行为意愿<--行为控制0225016000364390∗∗∗投资型<--行为意愿0269040501043878∗∗∗削减型<--行为意愿0220024700544575∗∗∗削减型<--行为控制0469050200598564∗∗∗削减型<--用能习惯-0831-01420063-2260．024投资型<--用能习惯-0145-06090050-12196∗∗∗行为意愿<--用能习惯-0525-03440038-9039∗∗∗

由表3可见：节能行为态度、节能主观规范、知觉行为控制均对节能行为意愿产生正向影响作用，效应值分别是0.354、0.141和0.225，并通过节能行为意愿作用于节能行为。因此，假设H1、H2和H3得到验证；节能行为意愿对削减型节能行为和投资型节能行为具有显著影响(效应值分别为0.220和0.269)，假设H5得到验证；知觉行为控制对削减型节能行为具有正向影响作用(效应值为0.47)，对投资型节能行为的作用路径没有通过检验，这一路径被删除，因此，假设H4a得到验证，H4b没有得到验证。之所以如此，可能的解释是削减型节能行为是更多的在个人可控制的范围内，而投资型节能行为则受到了诸多内外部因素的影响。用能习惯对削减型节能行为具有显著的负向影响(效应值为-0.831)，对投资型节能行为具有一定的负向影响(效应值为-0.145)，假设H6得到验证。最后，模型调整过程中发现，用能习惯会对节能意愿产生影响(效应值为-0.525)，从而进一步影响节能行为。这恰好支持了Triandis(1980)[14]的研究结论，即用能习惯会通过节能意愿间接影响节能行为。

(三)调节效应分析

[9] Aarts H.，Dijksterhuis A. Habits as Knowledge Structures: Automaticity in Goal-directed Behavior [J]. Journal of Personality & Social Psychology，2000，78(1)：53-63．

1、家庭方面。在小学生的成长过程中，家长占据着非常重要的地位，需要他们发挥良好模范作用，才能更好的引导小学生养成良好行为习惯。但是，部分家长的教育观念还保持以前传统的方式，经常对着孩子大吼、严厉批评，甚至打骂小学生，致使小学生出现反叛心理。与此同时，部分家长非常宠溺自己的孩子，不让小学生接触各种新鲜的事物，也不让他们自己解决任何问题，从而降低小学生的心理承受能力，甚至影响小学生各方面能力提升。

表4 用能习惯的调节作用

变量削减型节能行为(CEB)模型1模型2模型3投资型节能行为(IEB)模型1模型2模型3EBI0695∗∗∗0699∗∗∗0924∗0621∗∗∗0．451∗∗∗0388∗∗EH-0493∗∗∗0690∗-0186∗∗∗-0276∗EBI×EH-0262∗0021R2038306660695018602660264F值2144723944602622481061356341942207

六、研究结论与管理启示

H5b：城镇居民家庭节能行为意愿对居民家庭投资型节能行为有显著正向影响。

图2 路径系数图

(一)研究结论

总结本文的研究结论主要有：第一，在TPB拓展模型的三因素中，居民家庭节能行为态度、知觉行为控制、节能主观规范均正向影响居民家庭节能行为意愿，且影响程度从高到低依次为：节能行为态度、知觉行为控制、节能主观规范。第二，居民家庭节能行为意愿、知觉行为控制正向影响居民削减型节能行为，居民用能习惯负向影响居民家庭削减型节能行为，且影响程度依次为：用能习惯、知觉行为控制、节能行为意愿。第三，城镇居民家庭节能行为意愿与削减型节能行为的关系受居民家庭用能习惯的反向调节作用，即不良用能习惯越强时节能行为意愿对削减型节能行为的正向影响程度越弱。

[11] Bamberg S. Is a Residential Relocation a Good Opportunity to Change People’s Travel Behavior？ Results from a Theory-Driven Intervention Study [J]. Environment & Behavior，2006，38(6)：820-840．

(二)研究创新点

刘宇伟(2008)[3]基于计划行为理论构建了居民绿色消费行为综合模型，但没有进一步进行实证研究。王建明和吴龙昌(2016)[4]结合中国传统文化提出了道家价值观，对TPB进行了拓展，他们认为态度、感知行为控制和主观规范可以积极影响居民的节水行为，中国道家文化通过影响个体的积极态度来唤醒其节水响应。此外，芈凌云等(2016)[5]也基于TPB模型研究了居民低碳化能源消费行为的心理驱动因素，其结果表明主观规范、知觉行为控制和环境价值观能够通过人们的低碳行为意愿来影响其行为。

(三)管理启示

本文研究结论表明我国城镇居民家庭节能行为尚不属于高水平，还有很大提升的空间。研究结论在引导家庭节能行为方面也提供了一定的思路和借鉴：首先，为了有效引导我国居民的家庭节能行为，政策制定者在采取经济措施(如清洁能源使用补贴、推行阶梯电价等)的同时应关注社会、心理和行为习惯等非经济措施。其次，相关部门需围绕节能行为态度、节能主观规范和知觉行为控制制定及开展具有针对性的政策措施。其中，政策制定者应重点关注人们的节能行为态度和知觉行为控制。特别是后者，既可以直接影响人们的削减型节能行为，又能通过改变意愿来影响他们的投资型节能行为和削减型节能行为。最后，无论是政策制定者还是企业营销实践人员，在传播节能信息时都应该充分重视个人用能习惯所扮演的重要角色。习惯作为一种行为成本，既可以直接地影响人们对于家庭节能行为付出与收获的理性权衡，又可以通过无意识的状态来改变人们的节能行为。因此，政府和企业在宣传家庭节能行为时有必要向大众提供正确的用能行为方式，积极引导他们理解、认识到良好用能习惯的重要性。

(四)研究局限及展望

尽管本文深化并拓展了居民家庭节能行为领域的研究，但仍然存在一些不足：(1)本研究仅考察了内部心理因素、习惯对居民节能行为的影响，并未探讨外部因素(如技术可得性、便利性、物质诱因、人际影响、法律法规、传统文化等)和人口统计变量(如居民个体的年龄、性别、受教育水平、职业等)的影响作用，未来研究可以整合上述因素从系统的角度解读居民家庭节能行为；(2)随着环境情感领域所取得的长足发展，越来越多的学者相信个体情感是影响其环保行为的重要驱动因素，但由于本文主要探讨TPB拓展模型的有效性，因此并未将其融入研究模型，未来研究可以考虑将环境情感及其前置因素，并将其纳入到节能行为研究框架；(3)本文的研究被试主要来自于武汉地区，受当地居民经济收入、节能偏好以及政府政策的影响，研究结论的外部效度可能受到影响，未来研究可以进行更为广泛的调查以拓展研究结论的适用性。

参考文献:

选择的植物品种包括松树、臭椿、大叶女贞、小叶女贞、木荷、樟树、盐肤木、刺槐、胡枝子、刺槐、金合欢、苎麻、狗牙根、百喜草、黑麦草等。

始终坚持以制度建设为根本，着力营造崇尚实绩的工作氛围。中心把“持续改进”作为实验室质量管理体系建设的重要工作内容，定期修订管理手册等体系文件，确保检验运行持续有效、检测数据正确可靠。修订印发管理制度10余项，明确细化岗位职责，对关键岗位和环节提出具体要求。同时，开展“科学检测惠民生，服务群众当先锋”活动，强化职工责任意识。积极贯彻落实国务院、国家总局各项政策，争取多方支持，提升软硬件储备能力，不断提升食品检测技术支撑保障能力，促进中心创新发展。对专业技术人员实行绩效考核与岗位聘用考核管理，同时规范了编制计划外用工管理，坚持在政策允许的范围内，创造条件为留住人才提供保障。

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3 稿件在3个月内(以稿件回执日期计算)给予回复审稿意见。若6个月后编辑部未与作者联系，请自行处理稿件。

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护理教师在临床实践过程中,应该积极参加医生查房、业务学习、病案讨论、专题讲座等,教师通过参加医疗实践可加深对常见病、多发病的认知,并逐渐把这种认知内化为教学能力。此外,医疗实践还有利于教师拓展知识领域,对临床医疗和护理的发展方向有更加全面、深刻的认识,能在后续的教学过程中开展PBL与CBL教学、编制SP病例等,把临床的新理念、新知识、新技术传授给学生,使课堂教学与时俱进,培养出符合时代发展要求的现代化护理专业人才。

本研究假设节能行为意愿对削减型节能行为以及投资型节能行为的影响受到用能习惯的调节作用。采用分层回归进行调节效应分析，如表4所示，结果表明：不良用能习惯对居民节能行为意愿与削减型节能行为关系的调节作用显著，节能行为意愿与用能习惯的交互项的回归系数为-0.262，且模型3的决定系数(R2)比模型1和模型2均有提高，说明用能习惯对节能行为意愿与削减型节能行为之间的关系具有反向调节作用，即城镇居民用能不良习惯越强，在一定程度上会减弱节能行为意愿对削减型节能行为的正向影响作用，假设H7a得到验证。但用能习惯对居民节能行为意愿与投资型节能行为关系的调节作用则不显著，且模型3的决定系数(R2)与模型1和模型2并没有显著差异，假设H7b未得到验证。之所以如此，可能的解释是由于互联网技术的发展与信息传播速度的加快，居民购买习惯的忠诚度水平逐渐降低，导致购买行为经常发生转变，从而对行为的影响减弱。

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肇庆市政府指定疏浚物处理项目由肇庆市国资委管理，肇庆市国资委委托城投公司组织公开招投标。最终，方少瑜名下的广州市安邦装饰工程有限公司以约6500万元中标。

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老道摇头晃脑地循着声音转头侧向王祥：“我观小伙子你印堂发黑，身上隐约缠绕一股阴晦之气，必是身侧有不祥之物。长此以往，必为此邪物所累，有所不测啊。”

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尽管中国的利益诉求在官方声明中已经明确阐述，但如何使各方意识到中国解决南海问题的政策意图和不可动摇的维权决心却需加强。

我国早在2000年就开始实施了国库管理制度。这一项制度的实施就实现了国库资金的统一管理，同时，还实现了将财政资金进行直接的划拨。例如税收和非税收的缴费都统一纳入财政专户之中，国库管理制度的实施，规范了财政资金的收支，提高了财政资金的管理效率。与此同时，对于预算的执行也建立了动态的监控机制，从而对其进行全面的监督，这能够有效地对预算的执行起到警示的作用。

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