未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象回歸分析模型的構(gòu)建

徐 晟 俞碧飏 馬興川

（1.天津師范大學心理與科學研究院 天津 300074）

（2.南開大學商學院信息資源管理系 天津 300071）

目前關(guān)于刻板印象的研究，很多使用了社會認同理論，該理論區(qū)別出了內(nèi)群體和外群體對于某一特定人群的刻板印象是不同的，即后來的內(nèi)群體偏好和外群體歧視。在關(guān)于圖書館員刻板印象的研究中，很容易想到，圖書館工作人員應(yīng)該是內(nèi)群體成員，而不在圖書館工作的社會公眾則是外群體成員，然而事實并不是如此簡單，有個特殊的群體就比較難用上述方式進行歸類，那就是圖書館學專業(yè)學生。一方面可以說他們是屬于圖書館員的外群體，因為他們畢竟沒有在圖書館工作；但另一方面，他們正在學習與圖書館工作相關(guān)的專業(yè)課程，比外群體更了解圖書館，很多人畢業(yè)后也會選擇圖書館員作為其未來職業(yè)，因此，他們又不是其他公眾那樣的外群體。

本研究以未來職業(yè)者這一特殊群體對圖書館員的刻板印象為研究對象，綜合探討影響未來職業(yè)者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，為優(yōu)化其對圖書館員的刻板印象提供科學的依據(jù)。

1 研究假設(shè)、回歸模型的結(jié)構(gòu)與研究方法

1.1 研究假設(shè)

未來職業(yè)者對圖書館員的刻板印象受到多方面因素的影響。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。而在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。在本研究中，個體化信息包括未來職業(yè)者的人口學特征和熟悉性變量 （即對圖書館使用情況以及與圖書館員交往狀況），情境化信息指其填答問卷時的個人情緒狀態(tài)（積極消極情感），社會范疇信息為未來職業(yè)者對圖書館工作的刻板印象。此外，考慮到未來職業(yè)者對職業(yè)的認識也可能受到專業(yè)學習的影響，因此將相關(guān)因素也納入其中。基于此，本研究試圖通過多元回歸的統(tǒng)計手段，找出影響未來職業(yè)者圖書館員刻板印象的直接因素。

1.2 模型結(jié)構(gòu)

在本研究的回歸模型中，包含了以下6類信息，其中未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象為因變量，其余均為自變量。

（1）未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象。從熱情和能力兩個維度，評估未來職業(yè)者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、受教育程度、學校的類型、學校所在地區(qū)、是否有工作經(jīng)歷五個維度。

（3）未來職業(yè)者對圖書館工作刻板印象。從復雜性和舒適度兩個維度來評估未來職業(yè)者對圖書館工作的刻板印象。

（4）積極消極情感。從積極情感和消極情感兩個維度，對未來職業(yè)者的情感狀況進行評估。

（5）未來職業(yè)者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、電子資源利用頻率、在館時間、對圖書館服務(wù)是否滿意、與圖書館員是否有工作以外的交往、對圖書館員印象來源六個維度。

（6）專業(yè)信息。包括進入專業(yè)的時長、專業(yè)動機（主動或被動）、對所學專業(yè)的喜歡程度、對所學專業(yè)前景的預期、是否學（輔修）過其他專業(yè)、是否考慮改換專業(yè)六個維度。

1.3 研究方法

本研究使用SPSS20.0統(tǒng)計分析軟件，將收集到的數(shù)據(jù)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，其中未來職業(yè)者對圖書館員的總體刻板印象是模型中的因變量，其他為自變量。此外，由于基本人口學信息維度、未來職業(yè)者對圖書館使用情況維度以及與圖書館員交往狀況維度中的變量為定類或定序變量，因此，將其以虛擬變量的形式納入多元回歸過程中。受教育程度涉及調(diào)查問卷中的學歷及年級兩個變量，在計算總的受教育時間時，1～4代表從本科一年級到四年級，5為碩士一年級，依此類推，此變量近似視為等距數(shù)據(jù)。對圖書館專業(yè)的喜歡程度、對所學專業(yè)前景的預期為定序變量，回歸中近似視為等距變量處理。

2 結(jié)果分析

2.1 極端個案篩選

通過第一次逐步回歸，從三組變量中篩選出7個自變量納入回歸方程，分別為:對圖書館服務(wù)是否滿意、復雜性、受教育程度、對圖書館專業(yè)的喜歡程度、消極情感、積極情感、對圖書館員的印象來源。

由于第一次回歸散點圖顯示存在明顯偏離的特異數(shù)據(jù)，故以標準殘差大于2.5個標準差為標準，選出35個個案（由于篇幅所限，個案與具體數(shù)值此處略去），不納入第二次回歸統(tǒng)計。

2.2 模型分析

通過第二次逐步回歸，得到了8個自變量，比刪除特異性數(shù)據(jù)前多了自變量舒適度。圖1為回歸方程標準化殘差的頻數(shù)直方圖，從標準化殘差的直方圖可以看出，標準化殘差的分布總體上與標準正態(tài)分布擬合良好，滿足回歸分析中的殘差正態(tài)性假設(shè)。盡管殘差在均值附近的一個小區(qū)間內(nèi)的分布密度略高于標準正態(tài)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1 回歸方程標準化誤差頻數(shù)直方圖

如表1所示，最終模型是逐步回歸得到的第8個模型，其因變量與自變量之間的復相關(guān)系數(shù)R=0.594，反映了因變量與自變量之間具有比較明顯的線性關(guān)系。確定系數(shù)R=0.353，反映了被選入的自變量作為未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象的預測因子能夠解釋35.3%的總變異，具有可接受的解釋力。回歸估計的標準誤差S=0.49883，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（表略），每一次納入新變量后，F(xiàn)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(shù)達到1.829接近中值2，排除了誤差項存在序列相關(guān)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(shè)之一。

表1 擬合過程

如表2所示，最終模型回歸均方達到30.945，殘差均方僅為 0.249，統(tǒng)計量 F=124.359，且達到 p＜0.001的顯著性水平，說明納入的8個自變量的變化確實能夠反映未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象的變化，回歸方程非常顯著。

表2 方差分析

表3 回歸系數(shù)分析

由表3可得出回歸方程的各個系數(shù)，即多元回歸方程可表達為:

Y=2.742+0.514X+0.218X-0.041X+0.043X-0.092X+0.075X-0.104X-0.038X

其中，2.742為常數(shù)項，X為復雜性平均分（分數(shù)越高表示未來職業(yè)者認為圖書館工作越復雜），X為教育程度（數(shù)值越大上學時間越長），X為消極情感平均分（分數(shù)越高表示情感更消極），X為積極情感平均分 （分數(shù)越高表示情感更積極），X為舒適度均分 （分數(shù)越高表示未來職業(yè)者認為圖書館工作越舒適）；X為對圖書館專業(yè)的喜歡程度，此變量為定序變量，計分從1到5，以此表示從“不喜歡”到“喜歡”，回歸方程中近似作為定距變量處理；X，X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:X為未來職業(yè)者對圖書館服務(wù)滿意，X為對圖書館員的印象來自于親身經(jīng)歷。

標準化回歸系數(shù)值的絕對值大小反映出該變量對因變量的影響程度，由此我們可以看出影響圖書館員刻板印象的因素從強到弱依次為:服務(wù)滿意度、復雜性、上學時間、消極情感、對圖書館專業(yè)喜歡程度、積極情感、對圖書館員印象來自于親身經(jīng)歷、舒適度。其中，服務(wù)滿意度和復雜性的絕對值超過0.2，遠高于其他因素，說明改善服務(wù)和圖書館工作的復雜程度是提升圖書館員形象的最有效手段。標準化回歸系數(shù)的正負方向決定了該變量對因變量的影響方式，因而不難看出，對圖書館服務(wù)的滿意度越高、認為圖書館工作越復雜、熱愛本專業(yè)、心情較好的未來職業(yè)者對圖書館員的印象更好；而接受圖書館學教育時間越長、認為圖書館工作更舒適、心情較差的未來職業(yè)者對圖書館員印象來源于親身經(jīng)歷的未來職業(yè)者則會表現(xiàn)出更糟糕的刻板印象。

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(guī)底限；方差膨脹因子為容忍度的倒數(shù)，是多重共線性檢驗的另一指標，一般以10（倍）為上限。表4中的此兩類數(shù)據(jù)都在可接受范圍內(nèi)，表明此回歸方程不存在明顯的共線性問題。

此外，從各自變量偏誤差散點圖可看出，各自變量分別與因變量滿足線性關(guān)系、均方差性，且很少有特異值存在。

2.3 回歸方程的效度檢驗

為了檢測回歸方程是否能真實地測度被試對圖書館員的刻板印象，我們隨機選取了編號為2846的個案:女生，24周歲，碩士研究生，一年級，主動選擇圖書館學專業(yè)，喜歡圖書館專業(yè)，對專業(yè)前景比較看好，對圖書館服務(wù)滿意。

該學生復雜性（X），消極情感（X），積極情感（X），舒適度（X）均分分別為:4.00，1.44，2.67，2.25；且對圖書館服務(wù)滿意，X計為1；學歷為碩士研究生、年級為一年級，X計為5；對圖書館專業(yè)喜歡程度為“喜歡”，X計為5；對圖書館員的印象來源為“親身接觸”，X計為1。那么，該未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象的方程就為:

Y=2.742+0.514X+0.218X-0.041X+0.043X-0.092X+0.075X-0.104X-0.038X=2.742+0.514×1+0.218×4.00-0.041×5+0.043×5-0.092×1.44+0.075×2.67-0.104×1-0.038×2.25≈ 4.015

該個案通過本方程算出的模型預測值為4.015，與以往問卷中的34個題目測得的未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象實際平均得分4.000相差0.015，誤差很小，說明方程對圖書館員刻板印象有較好的預測性。

3 結(jié)果討論與建議

3.1 對圖書館員印象更好的未來職業(yè)者特征

綜上所述，在控制了其他所有變量之后，具有以下特征的未來職業(yè)者對圖書館員的印象更好，這些特征包括:對圖書館服務(wù)滿意，認為圖書館工作相對復雜但并不舒適，專業(yè)學習時間較短、但喜歡該專業(yè)，對圖書館員的印象不是來自于親身經(jīng)歷。

至于其他變量，包括人口學變量中的性別、學校類型、學校所在地、是否有工作經(jīng)歷；未來職業(yè)者對圖書館使用情況中的去圖書館的頻率、電子資源利用頻率、在館時間、與圖書館員是否有工作以外的交往，未來職業(yè)者是否與圖書館員有工作以外交往；未來職業(yè)者對本專業(yè)態(tài)度中的進入專業(yè)動機（主動或被動）、對所學專業(yè)前景的預期、是否學（輔修）過其他專業(yè)、是否考慮改換專業(yè)不對刻板印象起獨立線性作用。也就是說，當方程現(xiàn)有自變量受到控制時，未進入回歸方程的上述變量不會顯著影響未來職業(yè)者對圖書館員的刻板印象。

我們不難發(fā)現(xiàn)，對職業(yè)刻板印象的直接影響變量大多為未來職業(yè)者的主觀特征，并沒有性別、畢業(yè)院校等無法改變的特征，也就是說，通過整個職業(yè)共同的努力，提升圖書館界的總體服務(wù)水平，可以預期以后我們的未來職業(yè)者會對圖書館職業(yè)有更加積極的印象。

3.2 做好圖書館服務(wù)是改善未來職業(yè)者對圖書館員印象的最有效途徑

根據(jù)分析可以看出，滿意度是影響未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象最為顯著的因素，它甚至超過了代表職業(yè)社會經(jīng)濟地位的復雜性因素；另外，對圖書館員印象來源非親身經(jīng)歷、接受圖書館學教育年限更少（即對圖書館員期望值更低）的未來職業(yè)者對圖書館員印象更好:這一方面意味著職業(yè)的服務(wù)水平?jīng)Q定了未來職業(yè)者對該職業(yè)的看法，另一方面也說明圖書館服務(wù)水平亟待改善，也就是說改善圖書館員刻板印象、解決未來職業(yè)者職業(yè)背離現(xiàn)象的根源在于提升我們的館際服務(wù)，讓未來職業(yè)者真正能感受到教科書上的理想狀態(tài)與現(xiàn)實水平?jīng)]有太大差距。

3.3 未來職業(yè)者偏愛高復雜性低舒適度的工作

復雜性和舒適度分別為直接影響圖書館員刻板印象的第二和第八關(guān)鍵因素，這說明未來職業(yè)者會將對工作的偏見帶到對職業(yè)者的偏見中。盡管圖書館工作普遍被認為是舒適且不復雜的工作，但遠不是“無技術(shù)專長、勞作性的職業(yè)”，它是需要經(jīng)過職業(yè)化教育才能勝任的職業(yè)，數(shù)據(jù)分析的結(jié)果也表明與圖書館員接觸越多、越喜歡專業(yè)的未來職業(yè)者越認為圖書館工作復雜且不舒適（詳見本組 《未來職業(yè)者對圖書館員刻板印象研究主報告》與《專業(yè)認知對未來職業(yè)者圖書館員刻板印象的影響分析》一文）。也就是說，未來職業(yè)者對圖書館工作可能存在偏見，要改善未來職業(yè)者對圖書館員的刻板印象，我們需要向他們證明這份工作的復雜性水平。

3.4 應(yīng)在專業(yè)教育中加強專業(yè)認同感的培養(yǎng)

回歸方程和多重共線性檢驗的結(jié)果表明，專業(yè)喜歡度在提升圖書館員印象中扮演了獨立的影響作用，也就是說，在不改變性別、學歷、圖書館服務(wù)滿意度、對圖書館工作認知的前提下，僅提高專業(yè)喜歡度一項，也能改善未來職業(yè)者對圖書館員的印象，這也就反過來證明了專業(yè)認同感在專業(yè)教育中的重要意義。

［1］Tajfel H， Turner JC.The social identity theory of intergroup behavior［A］.W.A.Worchel （ed）， Psychology of inter-group relations［M］.Chicago:Nelson-Hall，1986:7-24.

［2］Ostrom T M， Sedikides C.Out-group homogeneity effects in natural and minimal groups ［J］.Psychological Bulletin，1992，112（3）:536-552.

［3］Brown R.Social identity theory:Past achievements， current problems and future challenges［J］.European Journal of Social Psychology，2000，30（6）:745-778.

［4］王沛.刻板印象的理論與研究［M］.蘭州:甘肅教育出版社，2002.

［5］Villa E.Development of the teacher self-concept evaluation scale and its relation to burnout［J］.Studies in Educational Evaluation， 2001， 27（3）: 239-255.

［6］劉曉明，秦紅芳.中小學教師的自我概念與其職業(yè)倦怠的關(guān)系［J］.中國臨床心理學雜志，2005，13（2）:150-152.

［7］俞碧飏等.當今圖書館員刻板印象實證分析［J］.圖書館理論與實踐，2012，（12）:29-34.

［8］李春玲.當代中國社會的聲望分層——職業(yè)聲望與社會經(jīng)濟地位指數(shù)測量［J］.社會學研究，2005，（2）: 74-102，244.

［9］于良芝.圖書館學教育呼喚戰(zhàn)略思維［J］.圖書與情報，2006，（4）:28-33.

［10］孫忠進等.公眾對圖書館員刻板印象回歸分析模型的構(gòu)建［J］.圖書館理論與實踐， 2012，（12）:14-17.