公众对图书馆员刻板印象回归分析模型的构建

●孙忠进，王 玫，冯凯悦

（1.中国药科大学 图书馆，南京 210009；2．南开大学 信息资源管理系，天津 300071）

1 引言

一般认为，刻板印象（Stereotype）是人们有关某一群体成员的相对固定的观念或期望所构成的认知结构以及特定的社会认知图式，它对人们的社会认知和行为有着重要的指导性作用。［1,2］国外对此领域研究较早，内容也较为丰富和深入，国内的研究在2004年后增多，研究内容主要集中在刻板印象形成或发展的内部认知机制上，研究范围主要集中在性别刻板印象、文化刻板印象和职业刻板印象的研究。［3］其中，职业刻板印象是对某种职业的预想态度，也是对从事该职业的职员是否能胜任该职业的预想态度，［4］职业刻板印象在某些条件下有助于个人对他人作概括的了解，其积极作用在于将现实中人们的职业和个性加以归类。然而，倘若这种归类不符合人类群体的实际特点，或者只是在对某类人职业和个性的非本质特征基础上做出概括，或将这种归类和概括绝对化，职业刻板印象就会成为职业偏见的主要来源。［5］

国内对职业刻板印象的研究存在一些问题，首先是职业刻板印象与性别刻板印象相混合。应该看到，刻板印象因为有不同的作用客体而呈现出不同的内容形式，本是互不联系的几个层面，但却因为在意识层面的共存而经常渗透到彼此中，如常见的性别——职业刻板印象。［6］其次是调查对象多为在校学生，被试样本缺乏代表性，不利于结论的推广。再次，研究多是在众多职业中进行排序，没有针对某个具体职业的深入研究。［7］

而本研究则是以公众对特定职业群体——图书馆员的刻板印象为研究对象，综合探讨影响公众对图书馆员刻板印象的各种主、客观因素，并尝试建立可以预测这一刻板印象的回归方程，以为调整、改善和提升当今图书馆员形象提供科学的依据。

2 研究假设、回归模型结构及研究方法

2.1 研究假设

公众对图书馆员刻板印象受到多方面因素影响。社会心理学认为，情境信息、个体化信息与社会范畴信息是刻板印象的三个主要来源。［8］在本研究中，由于是考察公众对某一特定职业从业群体较为稳定的刻板印象，而情境性因素具有可变性，因此，我们重点关注个体化信息和社会范畴信息。

个体化信息的各种变量里，熟悉性对刻板印象影响最为显著。［9,10］本研究关注的个体化信息包括公众的个人信息变量和熟悉性变量：前者包括性别、年龄、受教育程度、是否为在读学生、个人情感、满意度、被调查公众的所在地区；后者包括去图书馆的频率、在馆时间、与最近图书馆的距离、与图书馆员是否有工作以外交往。社会范畴信息在本研究中为公众对图书馆工作的刻板印象。基于此，本研究试图将这些因素统一纳入到公众对图书馆员刻板印象的影响模型之中，从中筛选出那些能够对这一特定刻板印象起显著作用的变量。

2.2 模型结构

在本研究的回归模型中，包含了以下5类信息，其中公众对图书馆员刻板印象为因变量，其余均为自变量：

（1）公众对图书馆员刻板印象。从热情和能力两个维度，评估公众对图书馆员的刻板印象。本研究中，为得出总体刻板印象，使用所有题目的平均分。

（2）基本人口学信息。包括性别、年龄、受教育程度、是否为在读学生、所在地区。

（3）公众对图书馆工作刻板印象。从2个维度——复杂性和舒适度，评估公众对图书馆工作的刻板印象。

（4）积极消极情感。从2个维度——积极情感和消极情感，对公众的情感状况进行评估。

（5）公众对图书馆使用情况以及与图书馆员交往状况。包括去图书馆的频率、在馆时间、与最近图书馆的距离、对图书馆服务是否满意，以及与图书馆员是否有工作以外的交往。

2.3 研究方法

本研究使用SPSS 19.0统计分析软件，将收集到的数据进行归类整理，然后采用逐步回归法，将上述变量纳入多元回归方程，其中公众对图书馆员的总体刻板印象是模型中的因变量，其他是自变量。此外，由于基本人口学信息中的变量（除年龄）、公众对图书馆使用情况以及与图书馆员交往状况中的变量为定类或定序变量，因此，以虚拟变量的形式纳入多元回归过程中。教育程度采用5级评分，从初中到研究生对应于1—5分，近似视为等距数据。

3 结果分析

3.1 极端个案筛选

通过第一次逐步回归，从三组变量中筛选出9个自变量纳入回归方程，分别为：满意，复杂性，消极情感，积极情感，教育程度，是否在读学生，地区，每周去图书馆至少一次，舒适度。

由于第一次回归散点图显示存在明显偏离的特异数据，故以标准残差大于2.5个标准差为标准，选出26个个案，不纳入第二次回归统计。

3.2 模型分析

通过第二次逐步回归，得到的9个自变量与第一次相同。下图为回归方程标准化残差的频数直方图，从本图可以看出，标准化残差的分布总体上与标准正态分布拟合良好，满足回归分析中的残差正态性假设。尽管残差在均值附近的一个小区间内的分布密度略高于标准正态分布，但变异并不明显，对回归方程的有效性几乎没有影响。

图 回归方程标准化误差频数直方图

如表1所示，最终模型是逐步回归得到的第9个模型，其因变量与自变量之间的复相关系数R=0.549，反映了因变量与自变量之间具有比较明显的线性关系。确定系数R2=0.302，反映了被选入的自变量作为公众对图书馆员刻板印象的预测因子能够解释30.2%的总变异，具有可接受的解释力。回归估计的标准误差S=0.44217，表明回归效果可接受。并且，从第一个模型到最后一个模型的建立过程中，每一次纳入新变量后，F增量都达到显著水平，说明最终模型的变量组具有较高的解释效用。Durbin-Watson（德宾-沃森）系数达到1.549，接近中值2，排除了误差项存在序列相关的可能，即误差项彼此独立，这也是多元回归模型得以建立的前提假设之一。

表1 拟合过程

如表2所示，最终模型回归均方达到19.426，残差均方仅为0.196，统计量F=99.359，且达到plt;0.001的显著性水平，说明纳入的9个自变量的变化确实能够反映公众对图书馆员刻板印象的变化，回归方程非常显著。

由表3可得出回归方程的各个系数，即多元回归方程可表达为：

其中，4.033为常数项，X1为复杂性均分（分数越高表示公众认为图书馆工作越简单），X3为消极情感平均分（分数高表示情感更消极），X4为积极情感平均分（分数高表示情感更积极），X6为教育程度（具体赋值见2.3），X9为舒适度均分（分数越高表示公众认为图书馆工作越舒适）；X2，X5，X7，X8为虚拟变量，以0、1两点计分，满足条件者记1分，不满足条件者记0分：X2为公众对图书馆服务满意，X5为在读学生，X7为公众所在地区为东部地区（此处将全国地区分为两类：东部地区包括北京市、天津市、河北省、辽宁省、上海市、江苏省、浙江省、福建省、山东省、广东省、海南省，非东部地区为除上述提到的属于东部地区以外的省区；东部地区记为1，非东部地区记为0），X8为去图书馆频率每周至少一次。

表2 方差分析

表3 回归系数分析

根据标准化回归系数值的绝对值大小，可以看出9个因素对公众对图书馆员刻板印象的影响程度，从大到小依次为对图书馆服务满意、复杂性平均分、消极情感均分、积极情感平均分、在读学生、教育程度、公众所在地区为东部地区、去图书馆频率每周至少一次、舒适度均分。标准化系数值大于0.2的有3个因素：公众对图书馆服务满意、复杂性平均分、消极情感平均分，说明这3个因素刻板印象影响最为显著。它们的变化带来刻板较大范围的波动，也就是说，这3个因素是影响公众对图书馆员刻板印象的关键因素。进入方程的公众对图书馆工作刻板印象的两个维度都与公众对图书馆员刻板印象成负向关系，即公众认为图书馆工作复杂程度越低、图书馆工作越舒适，对图书馆员的刻板印象越负面；积极消极情感的两个维度中，积极情感与对图书馆员的刻板印象成正相关，消极情感与之成负相关，即公众的情感越积极对图书馆员的刻板印象越正面，而越消极刻板印象越负面；公众对图书馆的使用频率和是否是学生对图书馆员刻板印象均为正相关；人口学变量中，教育程度和是否是在读学生与公众对图书馆员的刻板印象成负相关，而地区成正相关，即东部地区的公众对图书馆员的刻板印象较之中西部地区更为正面。

容忍度是多重共线性检验指标之一，表示各个自变量能够提供的独立信息与自身方差的比例，一般0.1为常规底限；方差膨胀因子为容忍度的倒数，是多重共线性检验的另一指标，一般以10（倍）为上限。表3中的此两类数据都在可接受范围内，表明此回归方程不存在明显的共线性问题。

此外，各自变量分别与因变量满足线性关系、均方差性，且很少有特异值存在。

4 结果讨论与建议

4.1 公众对图书馆员刻板印象方程意义解释

通过多元回归分析，最终建立起了以公众对图书馆员刻板印象平均值为因变量，以9个涉及公众对图书馆工作刻板印象、积极消极情感、公众对图书馆使用情况以及与图书馆员个人交往状况、人口学信息的因子为自变量的多元回归方程。因为回归模型所涉及的人口学变量较多，该方程能较好地表征公众对图书馆员刻板印象。现举例说明：

随机选取了编号为543的个案：女性，22周岁，学历高中，现为在读学生，所在地区为东部地区（河北省），去图书馆频率每月至少1次，在图书馆时间为2-3小时，与其居住地最近的图书馆距离是不到1公里，与图书馆员没有工作以外交往，对图书馆服务满意。

该公众复杂性（X）1，消极情感（X）3，积极情感（X）4，舒适度 （X）9均分分别为：3.60，1.22，2.67，4.00；且对图书馆服务满意，X2计为1；学历为高中，X6计为2；是在校学生，X5计为1；所在地区为东部地区，X7计为1；去图书馆频率为每月至少1次，X8计为0。那么，该公众刻板印象的方程就为：

该个案通过本方程计算出的模型预测值为3.613，与以问卷中的34个题目测得的公众对图书馆员刻板印象平均分实际得分3.608相差0.005，误差很小，说明方程对图书馆员刻板印象有较好的预测性。

至于其他变量，包括人口学因子中的性别、年龄；公众对图书馆使用情况中的在馆时间、与最近的图书馆的距离、是否与图书馆员有工作外交往不对刻板印象起独立线性作用。这就是说，当方程现有自变量受到控制时，男性或女性、年龄、在馆时间、距最近的图书馆的距离、是否与图书馆员有工作外交往不会显著影响公众对图书馆员的刻板印象。

4.2 公众对图书馆员刻板印象主要因素的线性作用

首先，公众对图书馆工作刻板印象的两个因子都进入到回归方程，尤其是复杂性是回归方程所有自变量中影响力较为突出的因子，其标准化回归系数Beta达到-0.252，即在其他自变量得到控制的情况下，公众对图书馆工作的复杂度评价每提高1个标准差，公众对图书馆员的刻板印象就随之降低0.252个单位。由此可见，针对某一职业从业者的刻板印象往往与针对某一职业工作特征的刻板印象是密切联系的。

其次，值得一提的是，积极消极情感对刻板印象的影响也非常显著，其标准化回归分别达到0.193和-0.227。人在做出判断时，情感是一个信息来源，刻板印象作为一种社会认知，也会受到情感的影响。

还应该看到，受教育状况影响到公众对与图书馆员的刻板印象。教育状况对刻板印象的影响达到显著水平，教育状况的回归系数是负值，说明教育水平越高的个体对图书馆员的印象越负面，可能是因为学历高的公众对图书馆的期望过高，而现阶段的图书馆服务还存在一定不足导致的。

5 结语

综上所述，对图书馆服务满意、认为图书馆工作相对复杂并较为舒适、经常去图书馆，且教育程度较低、心情比较好的东部地区非在读学生对图书馆员的印象更好。

根据研究结论我们可以看出，改善与提升图书馆员形象可以从多个角度着手，其中宏观上应加强图书馆的建设，设法改善馆内的软硬件环境，使读者在馆时能够获得良好的服务，从而使之产生积极的情感等；微观上，图书馆应该增加自身及工作人员与读者的接触，使读者对图书馆工作和图书馆的工作人员更加了解，以减少由于不了解而产生的负面印象。

［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，张海钟．国内关于刻板印象研究的回顾与反思［J］．山西高等学校社会科学学报,2010（8）：92－93.

［4］余秋梅，等．职业刻板印象研究综述［J］.职业教育研究，2008（9）：9－10.

［5］时蓉华．社会心理学词典［M］．成都：四川人民出版社，1988:91.

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