公眾對圖書館員刻板印象回歸分析模型的構建

●孫忠進，王 玫，馮凱悅

（1.中國藥科大學 圖書館，南京 210009；2．南開大學 信息資源管理系，天津 300071）

1 引言

一般認為，刻板印象（Stereotype）是人們有關某一群體成員的相對固定的觀念或期望所構成的認知結構以及特定的社會認知圖式，它對人們的社會認知和行為有著重要的指導性作用。［1,2］國外對此領域研究較早，內容也較為豐富和深入，國內的研究在2004年后增多，研究內容主要集中在刻板印象形成或發展的內部認知機制上，研究范圍主要集中在性別刻板印象、文化刻板印象和職業刻板印象的研究。［3］其中，職業刻板印象是對某種職業的預想態度，也是對從事該職業的職員是否能勝任該職業的預想態度，［4］職業刻板印象在某些條件下有助于個人對他人作概括的了解，其積極作用在于將現實中人們的職業和個性加以歸類。然而，倘若這種歸類不符合人類群體的實際特點，或者只是在對某類人職業和個性的非本質特征基礎上做出概括，或將這種歸類和概括絕對化，職業刻板印象就會成為職業偏見的主要來源。［5］

國內對職業刻板印象的研究存在一些問題，首先是職業刻板印象與性別刻板印象相混合。應該看到，刻板印象因為有不同的作用客體而呈現出不同的內容形式，本是互不聯系的幾個層面，但卻因為在意識層面的共存而經常滲透到彼此中，如常見的性別——職業刻板印象。［6］其次是調查對象多為在校學生，被試樣本缺乏代表性，不利于結論的推廣。再次，研究多是在眾多職業中進行排序，沒有針對某個具體職業的深入研究。［7］

而本研究則是以公眾對特定職業群體——圖書館員的刻板印象為研究對象，綜合探討影響公眾對圖書館員刻板印象的各種主、客觀因素，并嘗試建立可以預測這一刻板印象的回歸方程，以為調整、改善和提升當今圖書館員形象提供科學的依據。

2 研究假設、回歸模型結構及研究方法

2.1 研究假設

公眾對圖書館員刻板印象受到多方面因素影響。社會心理學認為，情境信息、個體化信息與社會范疇信息是刻板印象的三個主要來源。［8］在本研究中，由于是考察公眾對某一特定職業從業群體較為穩定的刻板印象，而情境性因素具有可變性，因此，我們重點關注個體化信息和社會范疇信息。

個體化信息的各種變量里，熟悉性對刻板印象影響最為顯著。［9,10］本研究關注的個體化信息包括公眾的個人信息變量和熟悉性變量：前者包括性別、年齡、受教育程度、是否為在讀學生、個人情感、滿意度、被調查公眾的所在地區；后者包括去圖書館的頻率、在館時間、與最近圖書館的距離、與圖書館員是否有工作以外交往。社會范疇信息在本研究中為公眾對圖書館工作的刻板印象。基于此，本研究試圖將這些因素統一納入到公眾對圖書館員刻板印象的影響模型之中，從中篩選出那些能夠對這一特定刻板印象起顯著作用的變量。

2.2 模型結構

在本研究的回歸模型中，包含了以下5類信息，其中公眾對圖書館員刻板印象為因變量，其余均為自變量：

（1）公眾對圖書館員刻板印象。從熱情和能力兩個維度，評估公眾對圖書館員的刻板印象。本研究中，為得出總體刻板印象，使用所有題目的平均分。

（2）基本人口學信息。包括性別、年齡、受教育程度、是否為在讀學生、所在地區。

（3）公眾對圖書館工作刻板印象。從2個維度——復雜性和舒適度，評估公眾對圖書館工作的刻板印象。

（4）積極消極情感。從2個維度——積極情感和消極情感，對公眾的情感狀況進行評估。

（5）公眾對圖書館使用情況以及與圖書館員交往狀況。包括去圖書館的頻率、在館時間、與最近圖書館的距離、對圖書館服務是否滿意，以及與圖書館員是否有工作以外的交往。

2.3 研究方法

本研究使用SPSS 19.0統計分析軟件，將收集到的數據進行歸類整理，然后采用逐步回歸法，將上述變量納入多元回歸方程，其中公眾對圖書館員的總體刻板印象是模型中的因變量，其他是自變量。此外，由于基本人口學信息中的變量（除年齡）、公眾對圖書館使用情況以及與圖書館員交往狀況中的變量為定類或定序變量，因此，以虛擬變量的形式納入多元回歸過程中。教育程度采用5級評分，從初中到研究生對應于1—5分，近似視為等距數據。

3 結果分析

3.1 極端個案篩選

通過第一次逐步回歸，從三組變量中篩選出9個自變量納入回歸方程，分別為：滿意，復雜性，消極情感，積極情感，教育程度，是否在讀學生，地區，每周去圖書館至少一次，舒適度。

由于第一次回歸散點圖顯示存在明顯偏離的特異數據，故以標準殘差大于2.5個標準差為標準，選出26個個案，不納入第二次回歸統計。

3.2 模型分析

通過第二次逐步回歸，得到的9個自變量與第一次相同。下圖為回歸方程標準化殘差的頻數直方圖，從本圖可以看出，標準化殘差的分布總體上與標準正態分布擬合良好，滿足回歸分析中的殘差正態性假設。盡管殘差在均值附近的一個小區間內的分布密度略高于標準正態分布，但變異并不明顯，對回歸方程的有效性幾乎沒有影響。

圖 回歸方程標準化誤差頻數直方圖

如表1所示，最終模型是逐步回歸得到的第9個模型，其因變量與自變量之間的復相關系數R=0.549，反映了因變量與自變量之間具有比較明顯的線性關系。確定系數R2=0.302，反映了被選入的自變量作為公眾對圖書館員刻板印象的預測因子能夠解釋30.2%的總變異，具有可接受的解釋力。回歸估計的標準誤差S=0.44217，表明回歸效果可接受。并且，從第一個模型到最后一個模型的建立過程中，每一次納入新變量后，F增量都達到顯著水平，說明最終模型的變量組具有較高的解釋效用。Durbin-Watson（德賓-沃森）系數達到1.549，接近中值2，排除了誤差項存在序列相關的可能，即誤差項彼此獨立，這也是多元回歸模型得以建立的前提假設之一。

表1 擬合過程

如表2所示，最終模型回歸均方達到19.426，殘差均方僅為0.196，統計量F=99.359，且達到plt;0.001的顯著性水平，說明納入的9個自變量的變化確實能夠反映公眾對圖書館員刻板印象的變化，回歸方程非常顯著。

由表3可得出回歸方程的各個系數，即多元回歸方程可表達為：

其中，4.033為常數項，X1為復雜性均分（分數越高表示公眾認為圖書館工作越簡單），X3為消極情感平均分（分數高表示情感更消極），X4為積極情感平均分（分數高表示情感更積極），X6為教育程度（具體賦值見2.3），X9為舒適度均分（分數越高表示公眾認為圖書館工作越舒適）；X2，X5，X7，X8為虛擬變量，以0、1兩點計分，滿足條件者記1分，不滿足條件者記0分：X2為公眾對圖書館服務滿意，X5為在讀學生，X7為公眾所在地區為東部地區（此處將全國地區分為兩類：東部地區包括北京市、天津市、河北省、遼寧省、上海市、江蘇省、浙江省、福建省、山東省、廣東省、海南省，非東部地區為除上述提到的屬于東部地區以外的省區；東部地區記為1，非東部地區記為0），X8為去圖書館頻率每周至少一次。

表2 方差分析

表3 回歸系數分析

根據標準化回歸系數值的絕對值大小，可以看出9個因素對公眾對圖書館員刻板印象的影響程度，從大到小依次為對圖書館服務滿意、復雜性平均分、消極情感均分、積極情感平均分、在讀學生、教育程度、公眾所在地區為東部地區、去圖書館頻率每周至少一次、舒適度均分。標準化系數值大于0.2的有3個因素：公眾對圖書館服務滿意、復雜性平均分、消極情感平均分，說明這3個因素刻板印象影響最為顯著。它們的變化帶來刻板較大范圍的波動，也就是說，這3個因素是影響公眾對圖書館員刻板印象的關鍵因素。進入方程的公眾對圖書館工作刻板印象的兩個維度都與公眾對圖書館員刻板印象成負向關系，即公眾認為圖書館工作復雜程度越低、圖書館工作越舒適，對圖書館員的刻板印象越負面；積極消極情感的兩個維度中，積極情感與對圖書館員的刻板印象成正相關，消極情感與之成負相關，即公眾的情感越積極對圖書館員的刻板印象越正面，而越消極刻板印象越負面；公眾對圖書館的使用頻率和是否是學生對圖書館員刻板印象均為正相關；人口學變量中，教育程度和是否是在讀學生與公眾對圖書館員的刻板印象成負相關，而地區成正相關，即東部地區的公眾對圖書館員的刻板印象較之中西部地區更為正面。

容忍度是多重共線性檢驗指標之一，表示各個自變量能夠提供的獨立信息與自身方差的比例，一般0.1為常規底限；方差膨脹因子為容忍度的倒數，是多重共線性檢驗的另一指標，一般以10（倍）為上限。表3中的此兩類數據都在可接受范圍內，表明此回歸方程不存在明顯的共線性問題。

此外，各自變量分別與因變量滿足線性關系、均方差性，且很少有特異值存在。

4 結果討論與建議

4.1 公眾對圖書館員刻板印象方程意義解釋

通過多元回歸分析，最終建立起了以公眾對圖書館員刻板印象平均值為因變量，以9個涉及公眾對圖書館工作刻板印象、積極消極情感、公眾對圖書館使用情況以及與圖書館員個人交往狀況、人口學信息的因子為自變量的多元回歸方程。因為回歸模型所涉及的人口學變量較多，該方程能較好地表征公眾對圖書館員刻板印象。現舉例說明：

隨機選取了編號為543的個案：女性，22周歲，學歷高中，現為在讀學生，所在地區為東部地區（河北省），去圖書館頻率每月至少1次，在圖書館時間為2-3小時，與其居住地最近的圖書館距離是不到1公里，與圖書館員沒有工作以外交往，對圖書館服務滿意。

該公眾復雜性（X）1，消極情感（X）3，積極情感（X）4，舒適度 （X）9均分分別為：3.60，1.22，2.67，4.00；且對圖書館服務滿意，X2計為1；學歷為高中，X6計為2；是在校學生，X5計為1；所在地區為東部地區，X7計為1；去圖書館頻率為每月至少1次，X8計為0。那么，該公眾刻板印象的方程就為：

該個案通過本方程計算出的模型預測值為3.613，與以問卷中的34個題目測得的公眾對圖書館員刻板印象平均分實際得分3.608相差0.005，誤差很小，說明方程對圖書館員刻板印象有較好的預測性。

至于其他變量，包括人口學因子中的性別、年齡；公眾對圖書館使用情況中的在館時間、與最近的圖書館的距離、是否與圖書館員有工作外交往不對刻板印象起獨立線性作用。這就是說，當方程現有自變量受到控制時，男性或女性、年齡、在館時間、距最近的圖書館的距離、是否與圖書館員有工作外交往不會顯著影響公眾對圖書館員的刻板印象。

4.2 公眾對圖書館員刻板印象主要因素的線性作用

首先，公眾對圖書館工作刻板印象的兩個因子都進入到回歸方程，尤其是復雜性是回歸方程所有自變量中影響力較為突出的因子，其標準化回歸系數Beta達到-0.252，即在其他自變量得到控制的情況下，公眾對圖書館工作的復雜度評價每提高1個標準差，公眾對圖書館員的刻板印象就隨之降低0.252個單位。由此可見，針對某一職業從業者的刻板印象往往與針對某一職業工作特征的刻板印象是密切聯系的。

其次，值得一提的是，積極消極情感對刻板印象的影響也非常顯著，其標準化回歸分別達到0.193和-0.227。人在做出判斷時，情感是一個信息來源，刻板印象作為一種社會認知，也會受到情感的影響。

還應該看到，受教育狀況影響到公眾對與圖書館員的刻板印象。教育狀況對刻板印象的影響達到顯著水平，教育狀況的回歸系數是負值，說明教育水平越高的個體對圖書館員的印象越負面，可能是因為學歷高的公眾對圖書館的期望過高，而現階段的圖書館服務還存在一定不足導致的。

5 結語

綜上所述，對圖書館服務滿意、認為圖書館工作相對復雜并較為舒適、經常去圖書館，且教育程度較低、心情比較好的東部地區非在讀學生對圖書館員的印象更好。

根據研究結論我們可以看出，改善與提升圖書館員形象可以從多個角度著手，其中宏觀上應加強圖書館的建設，設法改善館內的軟硬件環境，使讀者在館時能夠獲得良好的服務，從而使之產生積極的情感等；微觀上，圖書館應該增加自身及工作人員與讀者的接觸，使讀者對圖書館工作和圖書館的工作人員更加了解，以減少由于不了解而產生的負面印象。

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