公眾對(duì)圖書館員刻板印象回歸分析模型的構(gòu)建

●孫忠進(jìn)，王 玫，馮凱悅

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

1 引言

一般認(rèn)為，刻板印象（Stereotype）是人們有關(guān)某一群體成員的相對(duì)固定的觀念或期望所構(gòu)成的認(rèn)知結(jié)構(gòu)以及特定的社會(huì)認(rèn)知圖式，它對(duì)人們的社會(huì)認(rèn)知和行為有著重要的指導(dǎo)性作用。［1,2］國(guó)外對(duì)此領(lǐng)域研究較早，內(nèi)容也較為豐富和深入，國(guó)內(nèi)的研究在2004年后增多，研究?jī)?nèi)容主要集中在刻板印象形成或發(fā)展的內(nèi)部認(rèn)知機(jī)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(yè)刻板印象的研究。［3］其中，職業(yè)刻板印象是對(duì)某種職業(yè)的預(yù)想態(tài)度，也是對(duì)從事該職業(yè)的職員是否能勝任該職業(yè)的預(yù)想態(tài)度，［4］職業(yè)刻板印象在某些條件下有助于個(gè)人對(duì)他人作概括的了解，其積極作用在于將現(xiàn)實(shí)中人們的職業(yè)和個(gè)性加以歸類。然而，倘若這種歸類不符合人類群體的實(shí)際特點(diǎn)，或者只是在對(duì)某類人職業(yè)和個(gè)性的非本質(zhì)特征基礎(chǔ)上做出概括，或?qū)⑦@種歸類和概括絕對(duì)化，職業(yè)刻板印象就會(huì)成為職業(yè)偏見的主要來源。［5］

國(guó)內(nèi)對(duì)職業(yè)刻板印象的研究存在一些問題，首先是職業(yè)刻板印象與性別刻板印象相混合。應(yīng)該看到，刻板印象因?yàn)橛胁煌淖饔每腕w而呈現(xiàn)出不同的內(nèi)容形式，本是互不聯(lián)系的幾個(gè)層面，但卻因?yàn)樵谝庾R(shí)層面的共存而經(jīng)常滲透到彼此中，如常見的性別——職業(yè)刻板印象。［6］其次是調(diào)查對(duì)象多為在校學(xué)生，被試樣本缺乏代表性，不利于結(jié)論的推廣。再次，研究多是在眾多職業(yè)中進(jìn)行排序，沒有針對(duì)某個(gè)具體職業(yè)的深入研究。［7］

而本研究則是以公眾對(duì)特定職業(yè)群體——圖書館員的刻板印象為研究對(duì)象，綜合探討影響公眾對(duì)圖書館員刻板印象的各種主、客觀因素，并嘗試建立可以預(yù)測(cè)這一刻板印象的回歸方程，以為調(diào)整、改善和提升當(dāng)今圖書館員形象提供科學(xué)的依據(jù)。

2 研究假設(shè)、回歸模型結(jié)構(gòu)及研究方法

2.1 研究假設(shè)

公眾對(duì)圖書館員刻板印象受到多方面因素影響。社會(huì)心理學(xué)認(rèn)為，情境信息、個(gè)體化信息與社會(huì)范疇信息是刻板印象的三個(gè)主要來源。［8］在本研究中，由于是考察公眾對(duì)某一特定職業(yè)從業(yè)群體較為穩(wěn)定的刻板印象，而情境性因素具有可變性，因此，我們重點(diǎn)關(guān)注個(gè)體化信息和社會(huì)范疇信息。

個(gè)體化信息的各種變量里，熟悉性對(duì)刻板印象影響最為顯著。［9,10］本研究關(guān)注的個(gè)體化信息包括公眾的個(gè)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(xué)生、個(gè)人情感、滿意度、被調(diào)查公眾的所在地區(qū)；后者包括去圖書館的頻率、在館時(shí)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(huì)范疇信息在本研究中為公眾對(duì)圖書館工作的刻板印象?；诖?，本研究試圖將這些因素統(tǒng)一納入到公眾對(duì)圖書館員刻板印象的影響模型之中，從中篩選出那些能夠?qū)@一特定刻板印象起顯著作用的變量。

2.2 模型結(jié)構(gòu)

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

（1）公眾對(duì)圖書館員刻板印象。從熱情和能力兩個(gè)維度，評(píng)估公眾對(duì)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(xué)信息。包括性別、年齡、受教育程度、是否為在讀學(xué)生、所在地區(qū)。

（3）公眾對(duì)圖書館工作刻板印象。從2個(gè)維度——復(fù)雜性和舒適度，評(píng)估公眾對(duì)圖書館工作的刻板印象。

（4）積極消極情感。從2個(gè)維度——積極情感和消極情感，對(duì)公眾的情感狀況進(jìn)行評(píng)估。

（5）公眾對(duì)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(shí)間、與最近圖書館的距離、對(duì)圖書館服務(wù)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(tǒng)計(jì)分析軟件，將收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)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(duì)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(xué)信息中的變量（除年齡）、公眾對(duì)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(jí)評(píng)分，從初中到研究生對(duì)應(yīng)于1—5分，近似視為等距數(shù)據(jù)。

3 結(jié)果分析

3.1 極端個(gè)案篩選

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

由于第一次回歸散點(diǎn)圖顯示存在明顯偏離的特異數(shù)據(jù)，故以標(biāo)準(zhǔn)殘差大于2.5個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為標(biāo)準(zhǔn)，選出26個(gè)個(gè)案，不納入第二次回歸統(tǒng)計(jì)。

3.2 模型分析

通過第二次逐步回歸，得到的9個(gè)自變量與第一次相同。下圖為回歸方程標(biāo)準(zhǔn)化殘差的頻數(shù)直方圖，從本圖可以看出，標(biāo)準(zhǔn)化殘差的分布總體上與標(biāo)準(zhǔn)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(gè)小區(qū)間內(nèi)的分布密度略高于標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布，但變異并不明顯，對(duì)回歸方程的有效性幾乎沒有影響。

圖 回歸方程標(biāo)準(zhǔn)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9個(gè)模型，其因變量與自變量之間的復(fù)相關(guān)系數(shù)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(guān)系。確定系數(shù)R2=0.302，反映了被選入的自變量作為公眾對(duì)圖書館員刻板印象的預(yù)測(cè)因子能夠解釋30.2%的總變異，具有可接受的解釋力?；貧w估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)誤差S=0.44217，表明回歸效果可接受。并且，從第一個(gè)模型到最后一個(gè)模型的建立過程中，每一次納入新變量后，F(xiàn)增量都達(dá)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(dá)到1.549，接近中值2，排除了誤差項(xiàng)存在序列相關(guān)的可能，即誤差項(xiàng)彼此獨(dú)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(dá)到19.426，殘差均方僅為0.196，統(tǒng)計(jì)量F=99.359，且達(dá)到plt;0.001的顯著性水平，說明納入的9個(gè)自變量的變化確實(shí)能夠反映公眾對(duì)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(gè)系數(shù)，即多元回歸方程可表達(dá)為：

其中，4.033為常數(shù)項(xiàng)，X1為復(fù)雜性均分（分?jǐn)?shù)越高表示公眾認(rèn)為圖書館工作越簡(jiǎn)單），X3為消極情感平均分（分?jǐn)?shù)高表示情感更消極），X4為積極情感平均分（分?jǐn)?shù)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?jǐn)?shù)越高表示公眾認(rèn)為圖書館工作越舒適）；X2，X5，X7，X8為虛擬變量，以0、1兩點(diǎn)計(jì)分，滿足條件者記1分，不滿足條件者記0分：X2為公眾對(duì)圖書館服務(wù)滿意，X5為在讀學(xué)生，X7為公眾所在地區(qū)為東部地區(qū)（此處將全國(guó)地區(qū)分為兩類：東部地區(qū)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(qū)為除上述提到的屬于東部地區(qū)以外的省區(qū)；東部地區(qū)記為1，非東部地區(qū)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(shù)分析

根據(jù)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)值的絕對(duì)值大小，可以看出9個(gè)因素對(duì)公眾對(duì)圖書館員刻板印象的影響程度，從大到小依次為對(duì)圖書館服務(wù)滿意、復(fù)雜性平均分、消極情感均分、積極情感平均分、在讀學(xué)生、教育程度、公眾所在地區(qū)為東部地區(qū)、去圖書館頻率每周至少一次、舒適度均分。標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)值大于0.2的有3個(gè)因素：公眾對(duì)圖書館服務(wù)滿意、復(fù)雜性平均分、消極情感平均分，說明這3個(gè)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(dòng)，也就是說，這3個(gè)因素是影響公眾對(duì)圖書館員刻板印象的關(guān)鍵因素。進(jìn)入方程的公眾對(duì)圖書館工作刻板印象的兩個(gè)維度都與公眾對(duì)圖書館員刻板印象成負(fù)向關(guān)系，即公眾認(rèn)為圖書館工作復(fù)雜程度越低、圖書館工作越舒適，對(duì)圖書館員的刻板印象越負(fù)面；積極消極情感的兩個(gè)維度中，積極情感與對(duì)圖書館員的刻板印象成正相關(guān)，消極情感與之成負(fù)相關(guān)，即公眾的情感越積極對(duì)圖書館員的刻板印象越正面，而越消極刻板印象越負(fù)面；公眾對(duì)圖書館的使用頻率和是否是學(xué)生對(duì)圖書館員刻板印象均為正相關(guān)；人口學(xué)變量中，教育程度和是否是在讀學(xué)生與公眾對(duì)圖書館員的刻板印象成負(fù)相關(guān)，而地區(qū)成正相關(guān)，即東部地區(qū)的公眾對(duì)圖書館員的刻板印象較之中西部地區(qū)更為正面。

容忍度是多重共線性檢驗(yàn)指標(biāo)之一，表示各個(gè)自變量能夠提供的獨(dú)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(yàn)的另一指標(biāo)，一般以10（倍）為上限。表3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，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。

4 結(jié)果討論與建議

4.1 公眾對(duì)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(duì)圖書館員刻板印象平均值為因變量，以9個(gè)涉及公眾對(duì)圖書館工作刻板印象、積極消極情感、公眾對(duì)圖書館使用情況以及與圖書館員個(gè)人交往狀況、人口學(xué)信息的因子為自變量的多元回歸方程。因?yàn)榛貧w模型所涉及的人口學(xué)變量較多，該方程能較好地表征公眾對(duì)圖書館員刻板印象?，F(xiàn)舉例說明：

隨機(jī)選取了編號(hào)為543的個(gè)案：女性，22周歲，學(xué)歷高中，現(xiàn)為在讀學(xué)生，所在地區(qū)為東部地區(qū)（河北省），去圖書館頻率每月至少1次，在圖書館時(shí)間為2-3小時(shí)，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(duì)圖書館服務(wù)滿意。

該公眾復(fù)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(duì)圖書館服務(wù)滿意，X2計(jì)為1；學(xué)歷為高中，X6計(jì)為2；是在校學(xué)生，X5計(jì)為1；所在地區(qū)為東部地區(qū)，X7計(jì)為1；去圖書館頻率為每月至少1次，X8計(jì)為0。那么，該公眾刻板印象的方程就為：

該個(gè)案通過本方程計(jì)算出的模型預(yù)測(cè)值為3.613，與以問卷中的34個(gè)題目測(cè)得的公眾對(duì)圖書館員刻板印象平均分實(shí)際得分3.608相差0.005，誤差很小，說明方程對(duì)圖書館員刻板印象有較好的預(yù)測(cè)性。

至于其他變量，包括人口學(xué)因子中的性別、年齡；公眾對(duì)圖書館使用情況中的在館時(shí)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(duì)刻板印象起獨(dú)立線性作用。這就是說，當(dāng)方程現(xiàn)有自變量受到控制時(shí)，男性或女性、年齡、在館時(shí)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(huì)顯著影響公眾對(duì)圖書館員的刻板印象。

4.2 公眾對(duì)圖書館員刻板印象主要因素的線性作用

首先，公眾對(duì)圖書館工作刻板印象的兩個(gè)因子都進(jìn)入到回歸方程，尤其是復(fù)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(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)Beta達(dá)到-0.252，即在其他自變量得到控制的情況下，公眾對(duì)圖書館工作的復(fù)雜度評(píng)價(jià)每提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，公眾對(duì)圖書館員的刻板印象就隨之降低0.252個(gè)單位。由此可見，針對(duì)某一職業(yè)從業(yè)者的刻板印象往往與針對(duì)某一職業(yè)工作特征的刻板印象是密切聯(lián)系的。

其次，值得一提的是，積極消極情感對(duì)刻板印象的影響也非常顯著，其標(biāo)準(zhǔn)化回歸分別達(dá)到0.193和-0.227。人在做出判斷時(shí)，情感是一個(gè)信息來源，刻板印象作為一種社會(huì)認(rèn)知，也會(huì)受到情感的影響。

還應(yīng)該看到，受教育狀況影響到公眾對(duì)與圖書館員的刻板印象。教育狀況對(duì)刻板印象的影響達(dá)到顯著水平，教育狀況的回歸系數(shù)是負(fù)值，說明教育水平越高的個(gè)體對(duì)圖書館員的印象越負(fù)面，可能是因?yàn)閷W(xué)歷高的公眾對(duì)圖書館的期望過高，而現(xiàn)階段的圖書館服務(wù)還存在一定不足導(dǎo)致的。

5 結(jié)語

綜上所述，對(duì)圖書館服務(wù)滿意、認(rèn)為圖書館工作相對(duì)復(fù)雜并較為舒適、經(jīng)常去圖書館，且教育程度較低、心情比較好的東部地區(qū)非在讀學(xué)生對(duì)圖書館員的印象更好。

根據(jù)研究結(jié)論我們可以看出，改善與提升圖書館員形象可以從多個(gè)角度著手，其中宏觀上應(yīng)加強(qiáng)圖書館的建設(shè)，設(shè)法改善館內(nèi)的軟硬件環(huán)境，使讀者在館時(shí)能夠獲得良好的服務(wù)，從而使之產(chǎn)生積極的情感等；微觀上，圖書館應(yīng)該增加自身及工作人員與讀者的接觸，使讀者對(duì)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(chǎn)生的負(fù)面印象。

［1］Gilbert D T，et al．Handbook of social psychology ［M］.Boston：McGraw-Hill, 1998.

［2］Fiske S T．Social Beings: A coremotives approach to socialpsychology ［M］．New York：John Wiley Sons,2004.

［3］安桂花，張海鐘．國(guó)內(nèi)關(guān)于刻板印象研究的回顧與反思［J］．山西高等學(xué)校社會(huì)科學(xué)學(xué)報(bào),2010（8）：92－93.

［4］余秋梅，等．職業(yè)刻板印象研究綜述［J］.職業(yè)教育研究，2008（9）：9－10.

［5］時(shí)蓉華．社會(huì)心理學(xué)詞典［M］．成都：四川人民出版社，1988:91.

［6］董牮．大學(xué)生對(duì)農(nóng)民工的刻板印象研究——以北京地區(qū)為例［D］．長(zhǎng)沙:中南大學(xué),2010.

［7］胡志海,等.職業(yè)刻板印象及其影響因素研究［J］．心理科學(xué)，2004（3）：628－631.

［8］王沛.刻板印象的理論與研究［M］.蘭州:甘肅教育出版社,2002.

［9］Villa E．Development of the teacher self-concept evaluationscale and its relation to burnout ［J］．Studies inEducational Evaluation，2001（3）：239－255..

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