1、第三屆“民生民意杯”浙江省大學生統計調查方案設計大賽調查報告社會公眾對器官捐獻的態度、動機及阻礙因素以浙江省為例目 錄 TOC o 1-3 h z u HYPERLINK l _Toc401320226 1 調查背景 REF _Ref401245785 h 圖 55所示，我們能夠發覺年齡在18歲以下的受訪者占8.4%，年齡在1830歲的占71,1%，年齡在3140歲的占8.4%，年齡在4150歲的占6.4%，年齡在5160%的占1.8%，年齡在60歲以上的占4.0%。依照數據顯示，年齡在1830歲的受訪者人數最大，其余的都相對較少，由于受文化程度和傳統觀念等因素的阻礙，大部分51歲以上的人群較

2、排斥本次調查，因此極大地加大了調查51歲以上的人群的難度。本次調查對年輕群體的吸引度極高，年輕群體對本次調查的支持度極高，而年齡偏大的群體較多地避諱這一主題而拒絕配合，導致此次數據總體趨向于較年輕群體。但依舊有部分同意調查的中老年群體思想較為開放，且一般為非農戶口，該類人群同意過較高的文化教育，受傳統思想和觀念的束縛較少，其本身情愿隨著社會的進展而逐步提高自身，從而使他們存在一種捐獻出去還能使自身存在一定價值的新興思想，與年輕人的思想能夠接軌。調查對象學歷構成情況研究調查對象學歷構成情況是為了了解不同學歷的社會公眾對器官捐獻的意愿差異度。公眾的學歷不同，受到的教育也就不相同，對器官捐獻的理解也

3、會不相同。本次調查收集了不同學歷的人群的調查數據，作以下學歷構成情況圖。圖 STYLEREF 1 s 5 SEQ 圖 * ARABIC s 1 6調查對象學歷構成情況如 REF _Ref401245798 h 圖 56所示，學歷在本科及大專學歷的受訪者占68.3%，學歷在高中及中專學歷的受訪者占14.8%，學歷在初中及以下學歷的受訪者占15.2%，學歷在研究生及以上的僅占1.8%。由此可見學歷在本科及大專的受訪者過半，這跟受訪者的年齡在1830歲占總數據的71.1%有極大的關系。隨著九年義務教育及高等教育的普及，年輕群體同意文化教育程度較高，因此年輕群體的學歷水平也相對較高。然而我國研究生人數

4、僅占人口總數的0. 0395%，因此隨機調查在研究生及以上學歷的受訪者數量十分有限，這對研究學歷在研究生及以上的受訪者比例較小存在一定的阻礙。調查總體情況依照社會公眾對器官捐獻的態度、動機及阻礙因素的調查結果分析，約58.1%的人情愿身后捐獻器官，其中性不、學歷兩方面的差異度并不大。戶口方面，非農業戶口關于器官捐獻意愿程度優于農村戶口。而在都市方面，杭州的比較平均，寧波情愿度相對較高，溫州、紹興情愿度較低。在社會公眾對器官捐獻的動機中，體現死者自身價值與公眾情愿身后器官捐獻的相關性專門大，受中華傳統美德的阻礙，大部分情愿者把身后捐獻器官當做是一種實現自身價值的機會。而在激勵政策方面，實施身后捐

5、獻器官的供體家屬可獵取捐獻優先權的這一政策，就會促進公眾同意器官捐獻率。在推動醫療事業進展的角度，公眾情愿盡自己的綿薄之力推動醫療事業的進展。在阻礙因素中，不管被調查者學歷高低，人們普遍認為相關法律條文的不完善專門大程度制約著我國器官捐獻的進展，講明器官捐獻的法律法規建設對改善我國器官捐獻起著至關重要的作用。我國黑市買賣等一系列非法活動猖獗，讓許多非法分子從中獲利，這在一定程度上也嚴峻阻礙著公眾的捐獻積極性。醫療機構需要加快器官捐獻流程的透明化，以此緩減公眾對相關機構的不信任度。在捐獻利益權衡方面，制定出一套系統完整的捐獻者激勵方案，關于我國器官捐獻事業的進展也有著強大的助力。社會公眾對器官捐

6、獻的態度及意愿情況社會公眾對器官捐獻的態度 不同戶口分類下社會公眾捐獻意愿浙江省現有的戶口類型共三種：農業戶口、非農業戶口和統一居民戶口。本小組將對各戶口類型的居民進行是否情愿身后捐獻器官進行一定的數據處理和統計分析，繼而推斷出居民的戶口類型對社會公眾捐獻意愿的阻礙程度的高低。表 STYLEREF 1 s 6 SEQ 表 * ARABIC s 1 1不同戶口類不與意愿度對比情況您是否情愿在身后捐獻器官情愿（%）不情愿（%）合計（%）您的戶口性質農業戶口非農業戶口統一居民戶口56.443.6100.064.535.5100.050.050.0100.0如 REF _Ref401244654 h

7、表 61所示，在農業戶口的居民中，不情愿在身后捐獻器官的人數比例達到43.6%。而非農業戶口的居民中，不情愿的人數比例為35.5%。浙江省居民戶口的比例則個數參半。顯然，農村戶口不情愿捐獻的意愿度高于非農業戶口。中國龐大的農業戶口基數使我們不難推斷出其中的緣故：一方面，農村經濟的落后導致了當地的基礎醫療設施無法到位，而且器官捐獻等相關知識的宣傳力度也十分薄弱；另一方面，農村戶口的居民受傳統文化的阻礙根深蒂固，思想無法得到進一步的開拓。相比較而言，非農村戶口的居民則能同意更加開放、與時俱進的文化思想教育，政府對都市地段關于器官捐獻的宣傳又相對比較集中，再配以都市地區完善的基礎醫療設施和高水準的醫

8、療技術，非農村戶口的居民對器官捐獻這一領域自然可不能特不排斥。關于統一居民戶口，由于其數據比例太低，不能反映其戶口類型對器官捐獻的態度，因此也使得這一數據存在一定局限性。然而，僅僅通過戶口的分類并不能完全分析出社會公眾對器官捐獻的真實態度。因此本小組還接著對不同學歷、不同都市的社會公眾進行了詳細而系統的分析，旨在更加完整透徹地解讀社會公眾對器官捐獻的多方態度。不同學歷分類下社會公眾捐獻意愿本小組將學歷分類為四個層次：初中及初中以下學歷、高中及中專學歷、本科及大專學歷、研究生及以上學歷。同樣以是否情愿身后捐獻器官兩種意愿度對四個層次的學歷人群進行數據統計與分析。各層次學歷人群的意愿度將更加有助于

9、解析社會公眾的捐獻態度，使分析結果越加完整、清晰。（1）各學歷分布比例情況表 STYLEREF 1 s 6 SEQ 表 * ARABIC s 1 2不同學歷分布比例情況各學歷占總數比例（%）初中及初中以下學歷15.2高中及中專學歷14.8本科及大專學歷68.3研究生及以上學歷1.8如 REF _Ref401244663 h 表 62所示，受訪者中學歷在初中及以下、高中及中專、本科及大專、研究生及以上的比例分不是15.2%、14.8%、68.3%、1.8%。（2）不同學歷器官捐獻意愿度情況由于研究生及以上學歷的受訪者人數僅為8人，剛好此8位受訪者都情愿身后捐獻器官，由此所得的100%的情愿度缺乏

10、一定的真實性，不能準確反映該學歷對器官捐獻的意愿態度。具體數據如下表所示：表 STYLEREF 1 s 6 SEQ 表 * ARABIC s 1 3不同學歷器官捐獻意愿度對比情況情愿（%）不情愿（%）總計（%）您的學歷初中及初中以下學歷33.366.7100.0高中及中專學歷62.737.3100.0本科及大專學歷61.638.4100.0研究生及以上學歷100.0.0100.0如 REF _Ref401244677 h 表 63所示，學歷在本科及大專的受訪者人數占大部分，62.7%的學歷在高中及中專的受訪者表示情愿身后捐獻器官，而學歷在本科及大專的受訪者中情愿身后捐獻器官的比例為61.6%，

11、學歷在本科及大專的受訪者關于器官捐獻的意愿程度與學歷在高中及中專的受訪者相近。而學歷在初中及以下的受訪者中情愿身后捐獻器官的僅為33.3%?；谏鲜鲂畔⑺故镜慕Y果，表明了同意較多方面教育知識的群眾比較能打破傳統的倫理道德的束縛，他們也更能夠站在科學的角度，情愿在身后接著為社會做貢獻。（3）不同學歷器官用途選擇情況不同學歷的群體關于其情愿捐獻器官的用途需要進行一定的了解和掌握，且也有著不同的用途選擇，其選擇的具體分布情況如下圖所示：圖 STYLEREF 1 s 6 SEQ 圖 * ARABIC s 1 1不同學歷對器官用處的選擇對比情況由 REF _Ref401245808 h 圖 61數據可

12、知，在情愿身后捐獻同時學歷在初中及以下學歷的受訪者中，有20.5%的受訪者情愿將器官用于醫學教學，35.9%情愿將器官用于醫學解剖研究，43.6 %情愿將器官用于移植事業；在情愿身后捐獻同時學歷在高中及中專學歷的受訪者中，有18.4%的受訪者情愿將器官用于醫學教學，76.3%情愿將器官用于移植事業，5.3%情愿將器官用于其他.；在情愿身后捐獻同時學歷在本科及大專的受訪者中，有13.7%的受訪者情愿將器官用于醫學教學，8.2%情愿將器官用于醫學解剖研究，64.8%情愿將器官用于移植事業，13.3%的受訪者情愿將器官用于其他；而在情愿身后捐獻同時學歷在研究生及以上的受訪者中，幾乎100%的受訪者都

13、情愿將器官用于移植事業。綜上所述，各學歷層次中大部分受訪者都情愿將捐獻器官用于移植事業，而相關于移植事業的其他器官用途卻僅占少數，隨著學歷層次的增高器官用途也趨于單一。這也讓我們清晰地認識到，盡管擁有高學歷的群體更容易同意器官捐獻，但他們在關于器官用途的選擇上卻并不比低學歷的群體豐富。不同都市分類下社會公眾捐獻意愿在對都市的分類中，我們選擇了三個器官捐獻的試點都市和一個經濟相對發達都市來進行社會公眾的態度分析。這四個都市分不是：杭州、寧波、溫州和紹興。借由這四個都市的社會公眾的意愿度調查數據統計，我們還將對各都市的器官捐獻宣傳手段進行分類，并結合兩者進行相關分析。（1）不同都市公眾器官捐獻意愿

14、程度情況表 STYLEREF 1 s 6 SEQ 表 * ARABIC s 1 4不同都市對社會公眾的器官捐獻意愿阻礙對比情況您是否情愿在身后捐獻器官？情愿（%）不情愿（%）您所在的都市杭州市58.641.4寧波市80.020.0溫州市46.653.4紹興47.252.8其他52.247.8合計58.141.9如 REF _Ref401244696 h 表 64所示，數據顯示出在所調查的杭州、寧波、溫州、紹興這四個經濟進展水平較高的都市中，杭州、寧波兩個都市作為浙江省器官捐獻的試點都市，其受訪者情愿在身后捐獻器官的比例明顯高于溫州和紹興的受訪者，而在不情愿的比例中溫州市則明顯居高。所調查的四個

15、都市的經濟水平各不相同，因此公眾對身后是否情愿捐獻器官的態度也大相徑庭。宣傳力度方面，盡管公眾了解器官捐獻的渠道多種多樣，但經濟水平的高低決定了各都市宣傳力度的大小，也對公眾是否情愿在身后進行器官捐獻的態度造成了一定程度的阻礙。（2）不同都市間器官捐獻知識宣傳力度情況圖 STYLEREF 1 s 6 SEQ 圖 * ARABIC s 1 2不同都市宣傳力度對比情況如 REF _Ref401245817 h 圖 62所示，最里邊的一個環代表杭州的宣傳方式構成，其他從里至外依次為寧波、溫州、紹興以及其他都市。環比圖顯示出前三種途徑是公眾最常接觸的三種明白器官捐獻的途徑，依次為廣播電視、互聯網、書報

16、雜志。在這三種最常見的了解途徑中，除去其他都市的比例，寧波在所調查的四個都市中所占比例是最高的，其次為杭州、紹興、溫州與其他。這講明寧波在這三種公眾最常見的了解途徑中宣傳效果是最強也是最好的。綜合上述，寧波市居民情愿在身后捐獻器官的比例亦為最高，這便證明媒體宣傳關于公眾關于器官捐獻態度存在一定的重要阻礙。而關于圖表中其余三個都市的數據也差不多契合推斷，由此可推斷，都市經濟水平的差距決定了其宣傳力度的大小，并不同程度地阻礙了公眾關于身后捐獻器官的態度。而關于學校教育這一角度，上圖數據顯示出溫州受訪者中表示提到“學校教育”這一途徑中比例相對高于其他都市，這也證明，溫州的各高校關于“器官捐獻”這一方

17、面的相關知識的普及具有一定的貢獻，這也正好符合本次問卷受訪者18-30歲這一群體較多的現狀。社會公眾器官捐獻意愿度的計量分析模型選擇與講明Logistic模型是目前應用最廣泛的離散選擇模型，Logistic模型是對定性變量作回歸分析，它依照因變量的取值不同分為二元Logistic回歸和多元Logistic回歸兩類?，F實中的專門多現象能夠歸結為兩種狀態，這兩種狀態分不用0和1表示。假如我們采納多個因素對對0和1表示的某種現象進行因果關系解釋，就可運用二元Logistic回歸模型。本次調查將社會公眾身后器官捐獻的態度因變量設置為“是否情愿捐獻”，因此，采納二元Logistic回歸模型開展研究。Lo

18、gistic回歸模型的概率函數形式為：P=exp(z)/1+exp(z)注：式中，z是變量Ai,Bi,Ci,Di,Ei的線性組合：Z=a+1A1+2A2+nEm變量選擇本次調查通過選擇與社會公眾器官捐獻緊密相關的差不多因素，結合數據獲得的可行性，將解釋變量設定為社會公眾差不多家庭特征變量，該變量具體包括都市、戶口性質、性不、年齡、受教育程度5個方面。本次調查選擇了受訪者所在都市（A）、戶口性質(B)、性不(C)、年齡(D)、受教育程度(E)作為自變量，將受訪者是否情愿（情愿=1，不情愿=0）進行身后器官捐獻作為因變量進行回歸。通過構建這一模型，用于預測以后某一個有受訪者所在都市、戶口性質、性不

19、、年齡、受教育程度的某一值的受訪者是否情愿身后捐獻器官，盡管預測不一定完全準確，然而具有一定的可用性。表 STYLEREF 1 s 6 SEQ 表 * ARABIC s 1 5社會公眾對器官捐獻的意愿情況情愿（=1）不情愿（=0）總計人數264190454所占比例（%）58.141.9100如 REF _Ref401244767 h 表 65所示，是否情愿身后器官捐獻除了對社會公眾這一主體進行分析以尋求自變量外，即一般來講，選擇自變量差不多上從選擇主體屬性以及對象屬性兩方面進行分析更有益，如此建立的模型也會預測的準確度更高。模型可能Logistic模型是一種將邏輯分布作為隨機誤差項的概率分布的

20、二元離散選擇模型，要緊適用于按照效用最大化原則所進行的選擇行為的分析，Logistic模型的適當性能夠從以下方面評價，首先是模型檢驗，假如設模型檢驗的統計顯著，那么能夠認為自變量所提供的信息有助于更好地預測事件的發生；其次是擬合優度，評價模型如何有效描述模型與數據的整體你和成都，擬合優度的原假設是模型與數據相擬合，假如檢驗結果不顯著（一般要求顯著性水平為0.1），則意味著不能拒絕原假設，講明模型與數據相擬合。本文利用SPSS20.0統計軟件對調查樣本進行計量分析，對社會公眾關于身后器官捐獻意愿度態度相關因素進行二元Logistic模型回歸處理，運用系統默認的強迫回歸方法，將各變量引入回歸方程，

21、進行回歸系數的顯著性檢驗，按照SPSS軟件的輸出結果，Hosmer and Lemeshow 檢驗的P值大于0.1，講明模型擬合效果較好；模型檢驗P值小于0.01，講明自變量較好地解釋了因變量，模型檢驗和參數可能結果如下：表 STYLEREF 1 s 6 SEQ 表 * ARABIC s 1 6各成分對器官捐獻意愿度的阻礙回歸系數（B）標準偏差（S.E,）統計量（Wals）自由度（Df）顯著性概率（Sig.）Exp (B)都市A25.9324.000杭州市A(1)-.510.4871.0991.295.600寧波市A(2)-1.253.4986.3241.012.286溫州市A(3).120.

22、474.0641.8011.127紹興市A(4).531.540.9671.3251.700戶口性質B.0052.997農業戶口B(1)-.055.772.0051.943.946非農戶口B(2)-.057.782.0051.941.944男C(1)-.713.2527.9911.005.490年齡D17.1575.00418歲以下D(1)-3.629.92415.4211.000.02718-30歲D(2)-2.492.9367.0891.008.08331-40歲D(3)-3.214.99010.5401.001.04041-50歲D(4)-3.1921.00210.1391.001.04

23、151-60歲D(5)17.61614183.540.0001.9994.471E7學歷E13.6043.003初中及以下E(1)22.41814184.590.0001.9995.445E9高中及中專E(2)20.59514184.590.0001.9998.792E8本科及大專E(3)20.85114184.590.0001.9991.137E9常量-18.11814184.590.0001.999.000由 REF _Ref401244824 h 表 66所得，在置信度為95%的顯著性水平下，可依照此表，可寫出Logistic回歸方程：模型結果分析通過對各變量進行二元Logistic回歸

24、處理能夠得到以下顯著性結果：（1）男性身后器官捐獻意愿度略高于女性，性不對社會公眾身后器官捐獻意愿度產生較弱的阻礙。從上表數據可得，寧波市的Sig值相較于其他三個都市最小為0.012，小于0.05，其顯著性較高，由此可見寧波市的公眾關于身后器官捐獻的意愿度較高于杭州市、寧波市、溫州市。在這幾個都市中男性的Sig值為0.005，小于0.05，其顯著性較高，可見男性對身后器官捐獻的意愿度高于女性，然而通過其他數據分析，男性身后器官捐獻的意愿度僅略高于女性，可見，性不對社會公眾身后器官捐獻意愿度的阻礙不大。（2）農業戶口和非農戶口兩種性質的社會公眾情愿對身后器官捐獻的態度差異不大，然而相對而言，非農

25、戶口公眾更情愿進行身后器官捐獻。由于浙江省統一居民戶口僅是近年來在溫州、杭州等都市內的少數地區進行試點，本身與此相關的樣本量較小，致使得出的結果意愿度也低于農業戶口和非農戶口，因此統一居民戶口性質對公眾身后器官捐獻的意愿度缺乏代表性。農業戶口和非農業戶口的Sig值分不為0.946、0.944，兩者相近同時近似為 1，顯著性較小。由此可見，農業戶口和非農業戶口這兩種戶口性質的差不對社會公眾身后器官捐獻意愿度的阻礙差異較小。一方面，隨著社會經濟的不斷進展，農業戶口和非農業戶口這兩種戶口性質的公眾不再受地域的限制，都市由農業戶口性質和非農業戶口性質的公眾共同建設進展，同時共同同意先進的教育和新興觀念

26、，對新興的器官捐獻事業的態度無異。另一方面，隨著新農村建設的進展，新農村的物質生活不斷改善，文化生活日益豐富，公眾對新興觀念的同意能力增強，對身后器官捐獻的意愿度不斷提高，與都市的差距逐漸縮小。（3）整體而言，受多種因素共同阻礙，年輕群體相關于老一輩更情愿同意身后捐獻器官的提議和觀點。相關于60歲以上年齡段的公眾而言，其他各年齡段的公眾更情愿身后捐獻器官，由于60歲以上的年齡段的公眾相較于其他各年齡段關于傳統的倫理觀念根深蒂固，同時對新興的器官捐獻觀念的同意能力明顯低于其他各年齡段。也與預想較為相似的是，從上表數據中得出情愿捐獻器官意愿度的結論為18-30歲年齡段間的公眾相對更情愿身后捐獻器官

27、，如此的結果一方面能夠證明政府和高校在器官捐獻等相關的教育和推廣政策工作正在逐步推進和落實，且已起到了一定的效果，這是能夠促使18歲-30歲這一年輕群體的社會公眾深受政府政策和學校教育共同阻礙的結果，也是其更情愿參與到器官捐獻過程中的要緊緣故，同時那個年齡段的公眾對新興的器官捐獻觀念的同意能力較強。另一方面， 18-30歲之間的公眾意愿度在其他方面表明，現在正處于青壯年群體的我們正經受著新興思想和傳統思想交互阻礙的轉型時期，由于經歷不夠豐富而導致部分年輕人可能較為排斥這一選擇。綜上所述，調查對象的差不多情況對社會公眾身后器官捐獻的意愿度存在一定的阻礙。在都市構成方面，寧波市的社會公眾對身后器官

28、捐獻的意愿度高于杭州市、溫州市、紹興市；在戶口性質方面，農業戶口和非農業戶口這兩種戶口性質的公眾對身后器官捐獻的態度差不較小；在年齡方面，60歲以上年齡段的公眾對身后器官捐獻的意愿度相較于其他年齡段的意愿度較低。因此，社會公眾所屬的都市不同、年齡不同等差不多情況的不同在一定程度上阻礙身后器官捐獻的意愿。器官捐獻在社會進展中所存在的問題 器官捐獻相關法律的不完善致使公眾身后捐獻器官意愿度過低由于法律條文及器官捐獻體系不完善，社會公眾的利益無法獵取切實保障，社會公眾對器官捐獻事業這一領域缺乏信心，一定程度上導致身后器官捐獻的意愿度過低。特此做器官捐獻相關法律的不完善對公眾身后器官捐獻意愿度的阻礙的

29、單因素方差分析。表 STYLEREF 1 s 7 SEQ 表 * ARABIC s 1 1法律及體系不完善對身后器官捐獻意愿的阻礙ANOVA平方和df均方F值顯著性相關法律條文不完善組間4511.71114511.71121178.476.000組內83.083390.213總數4594.793391.18015173.54328787.356.000390總數5243.633391注：設定原假設為相關法律條文不完善和器官捐獻體系尚未完善對公眾是否情愿身后器官捐獻的阻礙不產生顯著阻礙，而顯著性水平=0.05；如 REF _Ref401244859 h 表 71所示，相關法律不完善對公眾器官捐獻

30、意愿度阻礙的單因素方差分析。由上表可知：F統計量的觀測值分不為21178.476和28787.356，對應的概率P值為0.00，近似為0，在置信度為95%的情況下，P值的概率小于顯著性水平=0.05，應拒絕原假設，即相關法律不完善對公眾身后器官捐獻的意愿度產生了顯著阻礙。目前我國涉及器官捐獻領域的相關法律條文尚待完善，缺乏完善的器官捐獻系統。因此導致公眾在無法全面了解器官捐獻概念的基礎上又加深了無切實保障的威脅，因此器官捐獻相關法律條文不完善在一定程度上導致社會公眾身后器官捐獻的意愿度降低。社會公眾身后捐獻器官的意愿度深受傳統倫理觀念的阻礙由于宗教信仰、傳統倫理觀念等因素，部分社會公眾對“保留

31、全尸”等觀念深信不疑，身后軀體器官不完整被認為是對神靈或自身的一種褻瀆。這種落后的傳統觀念是阻礙社會公眾器官捐獻意愿低的要緊因素之一。以下通過不同戶口類型的公眾對 “保留全尸”的傳統觀念的不同觀點。圖 STYLEREF 1 s 7 SEQ 圖 * ARABIC s 1 1“保留全尸”的傳統觀念對不同戶口類型受訪者的阻礙程度對比情況如 REF _Ref401245831 h 圖 71所示，可知“保留全尸”的傳統觀念對農村、非農村戶口以及統一居民戶口的不情愿捐獻器官的受訪者的阻礙程度?！氨Ａ羧钡膫鹘y觀念對農村戶口中不情愿身后器官捐獻的受訪者的阻礙最強，對非農業戶口中不情愿身后器官捐獻的受訪者的

32、阻礙程度較為均勻。據資料所知，僅杭州、溫州等所選都市內的部分地區進行了此次試點，因此在此次問卷受訪者中浙江省統一居民戶口比例較小，這也導致傳統觀念對該類戶口的居民阻礙調查的數據缺乏代表性。關于農業戶口的受訪者來講，由于缺少科學、與時俱進的知識教育和宣傳，傳統倫理觀念根深蒂固，相對來講公眾對器官捐獻這一領域就比較陌生同時難以同意。而關于非農業戶口的受訪者來講，公眾所同意的教育以及宣傳相對深入到位，對新興的現代觀念相較于農村戶口同意能力更強，傳統倫理觀念逐漸被現代新興觀念所替代，因此新興的器官捐獻觀念逐漸被大眾同意，也情愿為新興事業做出微薄貢獻。為了進一步證明以上論點，引入傳統觀念的檢驗分析，通過

33、對漸進雙側的值與標準臨界值比較，若漸進雙側的值大于標準臨界值，則同意原假設，即公眾對傳統觀念的阻礙程度沒有顯著性差異。若漸進雙側的值小于標準臨界值，則拒絕原假設，即公眾對傳統觀念的阻礙程度呈顯著性差異。表 STYLEREF 1 s 7 SEQ 表 * ARABIC s 1 2“保留全尸”的傳統觀念關于社會公眾捐獻意愿的卡方檢驗值df漸進 Sig. (雙側)Pearson 卡方64.463a10.000似然比31.26510.001線性和線性組合5.0851.024有效案例中的 N392注：a. 9 單元格(50.0%) 的期望計數少于 5。最小期望計數為 .02。如 REF _Ref40124

34、4873 h 表 72所示，通過對傳統觀念的檢驗，進一步講明和驗證觀點。在置信度為95%的情況下，設立原假設：“保留全尸”傳統觀念對受訪者的阻礙程度無差異。漸進Sig(雙側)的值為0.00近似等于00.05的標準臨界值，則拒絕原假設，即“保留全尸”傳統觀念對受訪者的阻礙程度有顯著性差異，這講明傳統觀念對不情愿身后器官捐獻的阻礙程度較大。各方宣傳及激勵政策推廣力度不足導致器官捐獻推廣范圍過小現時期，我國對器官捐獻的宣傳力度及手段照舊停留在較低水平，社會公眾獵取器官捐獻信息的途徑比較單一，信息獵取方式的單一阻礙了社會公眾對器官捐獻現狀的了解。在這種不利因素阻礙下，積極主動支持身后捐獻器官的公眾數量

35、較少。另外，器官捐獻的激勵政策尚未推廣實施，致使社會公眾缺乏身后器官捐獻的動力，因此破壞公眾對器官捐獻的積極性。以下通過單因素方差分析，來證明缺乏宣傳手段與激勵政策對公眾捐獻意愿的阻礙。表 STYLEREF 1 s 7 SEQ 表 * ARABIC s 1 3缺乏宣傳手段與激勵政策對公眾捐獻意愿的阻礙ANOVA平方和df均方F值顯著性激勵政策未推廣組間4553.31214553.31212445.286000組內142.6883900.366總數4696391媒體宣傳力度不足組間4122.0514122.0512853.5910.00組內125.073900.321總數4247.12391注：

36、設定原假設為缺乏宣傳手段與激勵政策對公眾情愿身后器官捐獻的阻礙不產生顯著阻礙，而顯著性水平=0.05；如 REF _Ref401244886 h 表 73所示，缺乏宣傳手段與激勵政策對公眾身后器官捐獻意愿的阻礙的單因素方差分析。通過對上表分析所得：若僅考慮缺乏宣傳手段與激勵政策對公眾身后器官捐獻意愿程度的阻礙，在抽樣誤差引起的變差分不為4553.312和4122.05，F統計量的觀測值分不為12445.286和12853.591，對應的概率P值為0.00，近似為0，在置信度為95%的情況下，P值的概率小于顯著性水平=0.05，則應拒絕原假設，則缺乏宣傳手段與激勵政策對公眾身后器官捐獻的意愿產生

37、了顯著阻礙。我國的器官捐獻起步較晚，對器官捐獻這一領域的建設還處于進展的探究時期，對宣傳手段與激勵政策的推行的依靠性相當高，要提高公眾對有關器官捐獻情況的認識，必須加大媒體傳播信息的力度和激勵政策的推行，然而我們正缺乏了大量的宣傳和激勵政策，因此嚴峻阻礙了器官捐獻的進展。阻礙社會公眾器官捐獻的緣故社會公眾情愿器官捐獻的動機關于情愿進行身后器官捐獻的社會公眾而言，其動機往往涉及到社會公平層面、道德層面、效用層面、心理層面以及激勵政策層面等多方面的考慮。本次調查為了證明情愿捐獻器官者確實考慮到這些方面的因素，便對收回的相應有效數據加以整理分析。首先，對重要變量進行了細致的維度劃分，因此本文利用SP

38、SS20.0對相關的變量進行初步的驗證性因子分析，要緊從問卷效度和信度兩方面進行因子結構驗證。按照因子分析的一般性原則，驗證性因子分析的每個測定變量的因子載荷一般應該大于0.7。信度指標講明變量之間的一致程度，統計學上運用Cronbach表示。假如因子變量之間的一致性專門強，則Cronbach值一般會大于0.7。因此，為證明本次調查中救助他人、體現死者價值、對死者無害、捐獻雙方親屬可獲益、連續他人生命、推動醫療事業進展、助人為樂、大愛無私、捐獻者可獵取捐獻優先權、困難戶可獵取適當補貼這幾個動機，便利用情愿身后器官捐獻者的動機可靠性檢驗進行詳細分析，具體如下所示：（1）Alpha系數證明可靠性A

39、lpha系數是衡量信度的一種指標，越大表示信度越高。一般而言，信度系數假如在0.9以上，則講明信度特不行；假如在0.8以上，則講明能夠同意；在0.7以上，則講明該量表需進行所重大修訂但不失價值；在0.7以下，則講明應該放棄。如 REF _Ref401244924 h 表 81所示，本調查中Alpha系數是0.996，講明信度特不行。表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 1社會公眾情愿身后器官捐獻的動機的可靠性統計量Cronbachs Alpha基于標準化項的 Cronbachs Alpha項數.996.99610（2）摘要項統計量數據分析表 STYLEREF

40、1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 2社會公眾情愿身后器官捐獻的動機的摘要項統計量均值微小值極大值范圍極大值/微小值方差項數項的均值1.172.8881.485.5971.672.03810項方差12.47111.12814.1633.0351.2731.00210項之間的協方差11.93710.77614.0353.2591.302.51210項之間的相關性.958.930.996.0661.071.00010 REF _Ref401244941 h 表 82給出了問卷中各題目的均值、微小值、極大值、范圍、方差等統計量。例如項的均值微小值為0.888，極大值為1.485，跨度并

41、不是專門大；項方差范圍為3.035，大于2，差異較大。（3）項總計統計量數據分析表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 3社會公眾情愿身后器官捐獻的動機的項總計統計量項已刪除的刻度均值項已刪除的刻度方差校正的項總計相關性多相關性的平方項已刪除的 Cronbachs Alpha 值救助他人10.2577957.737.980.993.995體現死者價值10.7270980.997.968.939.995對死者無害10.5026968.414.984.976.995捐獻雙方親屬可獲益10.8291984.265.973.961.995連續他人生命10.2321956

42、.240.982.994.995推動醫療事業進展10.6327975.721.978.969.995助人為樂10.4541966.975.989.987.995大愛無私10.4847967.785.984.977.995捐獻者可獵取捐獻優先權10.6505978.663.963.965.995困難戶可獵取適當補貼10.6811979.880.965.968.995 REF _Ref401244989 h 表 83給出了假如將相應的變量刪除，則試卷總的信度如何改變的統計量，依次為總分的均值改變、方差改變、該題與總分的相關系數和Alpha系數的改變情況。其中最重要的是后兩項，假如相關系數太低，則講

43、明該題的應答分值與總分的高低相關性不強，可考慮刪除或改進該題。本例中，每一項刪除都會引起Alpha系數的降低，信度降低，因此該題無需改進。身后捐獻器官救助他人，實現供者自我價值隨著社會的進展，公眾崇尚人格、美德與人是價值的體現，體現人與人的互助、互愛精神，情愿救助他人，貢獻于社會。表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 4體現死者價值和身后器官捐獻意愿度的相關性分析您是否情愿在身后捐獻器官？體現死者價值您是否情愿在身后捐獻器官？Pearson 相關性1-.961*顯著性（雙側）.000N454454注：*. 在 .01 水平（雙側）上顯著相關。表 STYLERE

44、F 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 5體現死者價值和身后器官捐獻意愿度的相關系數分析您是否情愿在身后捐獻器官？體現死者價值Kendal的 tau_b您是否情愿在身后捐獻器官？相關系數1.000-.811*Sig.（雙側）.000N454454注：*. 在置信度（雙測）為 0.01 時，相關性是顯著的。社會公眾在身后捐獻器官的意愿與體現死者價值有著緊密的聯系，由 REF _Ref401245043 h 表 84數據顯示，體現死者價值和身后器官捐獻的Pearson相關性值為-0.961，雙側檢驗過程中其在0.01水平上顯著相關，而由 REF _Ref401245129 h 表 8

45、5所示，其相關系數為0.000，更能進一步證明其緊密的相關性。關于情愿捐獻者而言，體現死者價值這一因素與情愿身后器官捐獻呈現出顯著的強相關性。隨著社會不斷的進步，傳統觀念“保留全尸”的阻礙在逐漸減小，傳承五千年的中華傳統美德得到進一步的發揚傳承，更多的公眾情愿參與到捐獻器官的隊伍，把奉獻當做自己的責任與義務，實現人生價值。對他們來講，身后器官捐獻不僅僅只是關心他人，更是一個實現自己存在價值的一種獨特方式。捐獻者家屬可在危險時刻享受優先獲得器官的待遇為調查捐獻者家屬可獵取捐獻優先權與器官捐獻意愿的關系，特作以下做捐獻者可獵取捐獻器官優先權的檢驗。表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 *

46、ARABIC s 1 6捐獻者可獵取捐獻器官優先權的卡方檢驗捐獻者可獵取捐獻優先權卡方261.718aDf（樣本的自由度）5漸近顯著性.000注： 0 個單元 (.0%) 具有小于 5 的期望頻率。單元最小期望頻率為 75.7。如 REF _Ref401245336 h 表 86所示，“捐獻者可獵取捐獻優先權”的激勵政策關于情愿捐獻器官的公眾有較大的吸引力。設原假設為“捐獻者可獵取捐獻優先權沒有顯著性差異”，漸進顯著性的值為0.000，近似為0，顯著性小于0.05（在置信度為95%的前提下），因此拒絕原假設，即捐獻者可獵取捐獻優先權的顯著性較高。器官捐獻工作在重癥患者的疾病轉歸，提升重癥患者存

47、活率方面所具有的重要性，且捐獻的器官不足致使可優先獵取器官對公眾產生較大的吸引力，因此捐獻者家屬可享受優先獲得器官的待遇的政策對公眾身后器官捐獻的意愿度有著一定的阻礙。積極加強器官捐獻事業建設，有序推動醫療事業進展公眾對器官捐獻事業進展的支持，同時是對醫療事業進展的促進。為了解公眾捐獻的意愿度與推動醫療事業進展的關系，特作以下分析。表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 7推動醫療事業進展和身后器官捐獻意愿度的相關性分析您是否情愿在身后捐獻器官？推動醫療事業進展您是否情愿在身后捐獻器官？Pearson 相關性1-.968*顯著性（雙側）.000N454454注：

48、*. 在 .01 水平（雙側）上顯著相關。如 REF _Ref401245345 h 表 87所示，在置信度為95%的情況下，通過對是否情愿在身后捐獻器官與推動醫療事業進展的相關性分析中可得出，其顯著性為.000，小于0.05，應拒絕原假設。亦可得出結論，是否情愿在身后捐獻器官與推動醫療事業進展這兩者之間存在顯著的相關性。表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 8推動醫療事業進展和身后器官捐獻意愿度的相關系數分析您是否情愿在身后捐獻器官？推動醫療事業進展Kendall 的 tau_b您是否情愿在身后捐獻器官？相關系數1.000-.814*Sig.（雙側）.000

49、N454454注：*. 在置信度（雙測）為 0.01 時，相關性是顯著的。結合 REF _Ref401245373 h 表 88所得數據進一步分析，推動醫療事業進展與是否情愿身后器官捐獻之因此高度相關，正是因為器官捐獻作為新興的醫療技術手段，在我國尚處于探究起步時期，它的出現不僅能夠為寬敞急需移植器官的患者帶來生的希望，還能為社會的進步做出巨大貢獻。因此，作為新興醫療產業，它的進展和進步離不開公眾的扶持與關心，唯有提高公眾在身后捐獻器官的意愿度才能夠積極加強器官捐獻事業建設，有序推動醫療事業進展。社會公眾不情愿器官捐獻的阻礙因素基于現在器官捐獻在浙江省內，乃至全國的進展都處于起步時期，社會公眾

50、關于“器官捐獻”這一觀念和思想都不夠成熟，同時，公眾關于法律、倫理、體制、社會以及醫療危機等多方面所存在的問題存在一定的畏懼心理。這些因素束縛了社會公眾關于身后器官捐獻的意愿程度。針對上述方面的各問題，本小組關于收回的有效問卷數據加以分析，推斷該類問題是否為其阻礙因素的要緊因子。（1）推斷是否適合因子分析表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 9KMO 和 Bartlett 的檢驗取樣足夠度的 Kaiser-Meyer-Olkin 度量。.907Bartlett 的球形度檢驗近似卡方15972.339df55Sig.000如 REF _Ref401245538

51、h 表 89所示，KMO值用來比較各變量之間的簡單相關和偏相關的大小，取值范圍在01之間。假如各變量之間存在內在關系，則由于計算偏相關的同時，其他因素就會同時操縱潛在變量，導致偏相關系數遠遠小于簡單相關系數，一般認為當KMO大于0.90時效果較佳，0.7以上時效果尚可，0.60時效果專門差，0.50及以下時不適宜做因子分析。如上表數據所示，KMO值為0.916，現在大于0.90，現在KMO統計量接近1，做因子分析的效果最好。Bartletts球形檢驗用于檢驗相關矩陣是否是單位矩陣，即各變量是否各自獨立。如表所示，在置信度為95%的情況下，Sig值為0.0000.05，則拒絕原假設，證明不情愿捐

52、獻者的各個阻礙因素之間存在某種聯系。而Bartlett的球形度檢驗的近似卡方值為15972.339，P值為0.000，小于0.05，證明現在球形度檢驗顯著，適合做因子分析。（2）簡化提取主成分因子表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 10主成分解釋的總方差成份初始特征值提取平方和載入旋轉平方和載入合計方差的 %累積 %合計方差的 %累積 %合計方差的 %累積 %110.82398.39598.39510.82398.39598.3953.11328.30328.3032.047.42598.820.047.42598.8203.07427.94956.2523

53、.031.28399.102.031.28399.1022.49322.66078.9124.024.21799.319.024.21799.3191.42512.95891.8705.019.17599.495.019.17599.495.8397.62599.4956.018.16199.6567.015.13599.7918.009.08599.8769.007.06599.94110.005.04199.98211.002.018100.000注：1.提取方法：主成份分析。 2.據統計學公認可知，一般情況下公因子越少越好，累積方差貢獻率達到不低于80%效果最為顯著。如 REF _Ref

54、401245558 h 表 810所示，累積方差貢獻率為99.495%，滿足統計學中所提到的累積方差貢獻率不低于0.8的標準，現在提取5個主成分因子時效果最為顯著。而現在提取的5個因子格局旋轉平方和載入數據能夠明確看出，5個因子中其中4個特征值均大于1，而因子5接近于1。因子1的特征值為3.113，方差貢獻率為28.303%；因子2的特征值為3.074，方差貢獻率為27.949%；因子3的特征值為2.493，方差貢獻率為22.660%；因子4的特征值為1.425，方差貢獻率為12.958%；因子5的特征值為0.839，方差貢獻率為7.625%。因子5的特征值盡管小于1，然而仍較接近于1，這證明

55、因子5關于社會公眾不愿因進行器官捐獻的阻礙程度較小，然而仍產生了一定的阻礙。利用提取因子得分關于社會公眾不情愿進行器官捐獻的阻礙程度進行分析，得到其綜合評價模型：從上述因子分析綜合評價模型公式可大致了解到，因子4和因子5關于社會公眾不情愿進行器官捐獻的阻礙程度較小，尤其是因子5尤甚。然而，卻依舊關于公眾不情愿捐獻仍產生一定作用。（3） 主成分分析表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 11阻礙因素旋轉成份矩陣a成份12345相關法律條文不完善X1.489.555.477.371.285死亡標準不確定X2.499.642.429.321.222”保留全尸“的傳統觀

56、念X3.670.477.425.297.232黑市買賣現象嚴峻X4.554.464.481.388.292器官捐獻體系尚未完善X5.533.510.460.417.256激勵政策未推廣X6.546.486.448.448.244媒體宣傳力度不足X7.499.533.519.343.268社會階級不平等X8.495.491.593.315.245醫療體系不健全X9.504.559.436.326.366器官可能被糟蹋X10.551.503.444.356.336捐獻雙方之間利益權衡不當X11.481.538.499.409.255注：提取方法 :主成分分析法。 旋轉法 :具有 Kaiser 標準

57、化的正交旋轉法。依照前一步驟可得出，提取5個主成分因子時效果最顯著。如 REF _Ref401245577 h 表 811所示，依照0.5原則，各因子分不在不同變量上存在著較大的負荷，聚焦于不同特定的角度。通過以上分析能夠提取出5個主成分因子：因子1在變量“保留全尸的傳統觀念X3”和“黑市買賣現象嚴峻X4”兩個成分上有較大的負荷，因此其可初步認定聚焦于因子2在變量“死亡標準不確定X2”和“相關法律條文不完善X1”兩個成分上有較大的負荷，因此其可初步認定聚焦于法律因子3在變量“社會階級不平等X8”和“ 媒體宣傳力度不足X7”兩個成分上有較大負荷，因此其可初步認定聚焦于社會因子4在變量“激勵政策未

58、推廣X6”、“ 器官捐獻體系尚未完善X5”和“捐獻雙方之間利益權衡不當X11”三個成分上有較大負荷，因此其可初步認定聚焦于因子5在變量“醫療體系不健全X9”和“器官可能被糟蹋X10”兩個成分上具有較大負荷，因此其可初步認定聚焦于醫療危機結合上述綜合評價模型公式和不情愿器官捐獻阻礙因素旋轉成分矩陣表的數據可知，所提取出的關于倫理、法律、社會、體制以及醫療危機這5個主成分因子中，倫理角度（因子1）、法律角度（因子2）、社會角度（因子3）等三個角度的因素關于公眾不情愿進行器官捐獻阻礙較大，尤其是倫理角度中“保留全尸的傳統觀念”是阻礙社會公眾器官捐獻態度的最要緊因素，絕大多數受訪者均受到傳統觀念的阻礙

59、而不情愿身后捐獻器官。而體制角度（因子4）、醫療危機角度（因子5）關于社會公眾捐獻態度的阻礙明顯較小。關于因子4，即體制角度，是由于體制角度中的政策體系不完善等情況受政府工作人員主宰因素較強，社會公眾關于這些較為官方的情況不夠了解，自然也無法成為其考慮是否情愿捐獻器官的要緊因素，然而仍有部分關注政治、政府工作的群體依舊會將此列為考慮因素。因子5的醫療危機角度方面中醫療體系中受阻礙較大的群體一般為專業醫療工作者，而一般社會公眾專門少會關注醫療體系的健全程度等因素，而專業醫療工作者在此次問卷受訪者中比例較小，因此該因子關于公眾不情愿捐獻器官的阻礙明顯偏小。下列的緣故分析將從抽取出的關于倫理角度、法

60、律角度、社會角度、體制角度以及醫療危機角度這5個主成分因子詳細展開分析。傳統倫理觀念根深蒂固，黑市非法買賣現象嚴峻中國盡管是一個人口大國，但由于受到“軀體發膚，受之父母，不敢毀傷，孝之始也”等傳統觀念根深蒂固的阻礙，器官移植在現在的中國仍被大部分公眾視為一個敏感話題，故在器官移植供需之間的矛盾表現得尤為突出。我國每年約有150萬患者需要器官移植，而實施的器官移植手術僅有1萬余例，遠遠不能滿足臨床治療的需要。由此也引發了大量的社會和醫學倫理問題，以及器官買賣等違法犯罪活動。表 STYLEREF 1 s 8 SEQ 表 * ARABIC s 1 12社會公眾不情愿捐獻器官的阻礙因素的解釋總方差成份