徐 晟 俞碧飏 马兴川

（1.天津师范大学心理与科学研究院 天津 300074）

（2.南开大学商学院信息资源管理系 天津 300071）

目前关于刻板印象的研究，很多使用了社会认同理论，该理论区别出了内群体和外群体对于某一特定人群的刻板印象是不同的，即后来的内群体偏好和外群体歧视。在关于图书馆员刻板印象的研究中，很容易想到，图书馆工作人员应该是内群体成员，而不在图书馆工作的社会公众则是外群体成员，然而事实并不是如此简单，有个特殊的群体就比较难用上述方式进行归类，那就是图书馆学专业学生。一方面可以说他们是属于图书馆员的外群体，因为他们毕竟没有在图书馆工作；但另一方面，他们正在学习与图书馆工作相关的专业课程，比外群体更了解图书馆，很多人毕业后也会选择图书馆员作为其未来职业，因此，他们又不是其他公众那样的外群体。

本研究以未来职业者这一特殊群体对图书馆员的刻板印象为研究对象，综合探讨影响未来职业者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，为优化其对图书馆员的刻板印象提供科学的依据。

1 研究假设、回归模型的结构与研究方法

1.1 研究假设

未来职业者对图书馆员的刻板印象受到多方面因素的影响。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。而在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。在本研究中，个体化信息包括未来职业者的人口学特征和熟悉性变量 （即对图书馆使用情况以及与图书馆员交往状况），情境化信息指其填答问卷时的个人情绪状态（积极消极情感），社会范畴信息为未来职业者对图书馆工作的刻板印象。此外，考虑到未来职业者对职业的认识也可能受到专业学习的影响，因此将相关因素也纳入其中。基于此，本研究试图通过多元回归的统计手段，找出影响未来职业者图书馆员刻板印象的直接因素。

1.2 模型结构

在本研究的回归模型中，包含了以下6类信息，其中未来职业者对图书馆员刻板印象为因变量，其余均为自变量。

（1）未来职业者对图书馆员刻板印象。从热情和能力两个维度，评估未来职业者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、受教育程度、学校的类型、学校所在地区、是否有工作经历五个维度。

（3）未来职业者对图书馆工作刻板印象。从复杂性和舒适度两个维度来评估未来职业者对图书馆工作的刻板印象。

（4）积极消极情感。从积极情感和消极情感两个维度，对未来职业者的情感状况进行评估。

（5）未来职业者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、电子资源利用频率、在馆时间、对图书馆服务是否满意、与图书馆员是否有工作以外的交往、对图书馆员印象来源六个维度。

（6）专业信息。包括进入专业的时长、专业动机（主动或被动）、对所学专业的喜欢程度、对所学专业前景的预期、是否学（辅修）过其他专业、是否考虑改换专业六个维度。

1.3 研究方法

本研究使用SPSS20.0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，其中未来职业者对图书馆员的总体刻板印象是模型中的因变量，其他为自变量。此外，由于基本人口学信息维度、未来职业者对图书馆使用情况维度以及与图书馆员交往状况维度中的变量为定类或定序变量，因此，将其以虚拟变量的形式纳入多元回归过程中。受教育程度涉及调查问卷中的学历及年级两个变量，在计算总的受教育时间时，1～4代表从本科一年级到四年级，5为硕士一年级，依此类推，此变量近似视为等距数据。对图书馆专业的喜欢程度、对所学专业前景的预期为定序变量，回归中近似视为等距变量处理。

2 结果分析

2.1 极端个案筛选

通过第一次逐步回归，从三组变量中筛选出7个自变量纳入回归方程，分别为:对图书馆服务是否满意、复杂性、受教育程度、对图书馆专业的喜欢程度、消极情感、积极情感、对图书馆员的印象来源。

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35个个案（由于篇幅所限，个案与具体数值此处略去），不纳入第二次回归统计。

2.2 模型分析

通过第二次逐步回归，得到了8个自变量，比删除特异性数据前多了自变量舒适度。图1为回归方程标准化残差的频数直方图，从标准化残差的直方图可以看出，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1 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8个模型，其因变量与自变量之间的复相关系数R=0.594，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R=0.353，反映了被选入的自变量作为未来职业者对图书馆员刻板印象的预测因子能够解释35.3%的总变异，具有可接受的解释力。回归估计的标准误差S=0.49883，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（表略），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1.829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30.945，残差均方仅为 0.249，统计量 F=124.359，且达到 p＜0.001的显著性水平，说明纳入的8个自变量的变化确实能够反映未来职业者对图书馆员刻板印象的变化，回归方程非常显著。

表2 方差分析

表3 回归系数分析

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:

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

其中，2.742为常数项，X为复杂性平均分（分数越高表示未来职业者认为图书馆工作越复杂），X为教育程度（数值越大上学时间越长），X为消极情感平均分（分数越高表示情感更消极），X为积极情感平均分 （分数越高表示情感更积极），X为舒适度均分 （分数越高表示未来职业者认为图书馆工作越舒适）；X为对图书馆专业的喜欢程度，此变量为定序变量，计分从1到5，以此表示从“不喜欢”到“喜欢”，回归方程中近似作为定距变量处理；X，X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:X为未来职业者对图书馆服务满意，X为对图书馆员的印象来自于亲身经历。

标准化回归系数值的绝对值大小反映出该变量对因变量的影响程度，由此我们可以看出影响图书馆员刻板印象的因素从强到弱依次为:服务满意度、复杂性、上学时间、消极情感、对图书馆专业喜欢程度、积极情感、对图书馆员印象来自于亲身经历、舒适度。其中，服务满意度和复杂性的绝对值超过0.2，远高于其他因素，说明改善服务和图书馆工作的复杂程度是提升图书馆员形象的最有效手段。标准化回归系数的正负方向决定了该变量对因变量的影响方式，因而不难看出，对图书馆服务的满意度越高、认为图书馆工作越复杂、热爱本专业、心情较好的未来职业者对图书馆员的印象更好；而接受图书馆学教育时间越长、认为图书馆工作更舒适、心情较差的未来职业者对图书馆员印象来源于亲身经历的未来职业者则会表现出更糟糕的刻板印象。

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4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，从各自变量偏误差散点图可看出，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。

2.3 回归方程的效度检验

为了检测回归方程是否能真实地测度被试对图书馆员的刻板印象，我们随机选取了编号为2846的个案:女生，24周岁，硕士研究生，一年级，主动选择图书馆学专业，喜欢图书馆专业，对专业前景比较看好，对图书馆服务满意。

该学生复杂性（X），消极情感（X），积极情感（X），舒适度（X）均分分别为:4.00，1.44，2.67，2.25；且对图书馆服务满意，X计为1；学历为硕士研究生、年级为一年级，X计为5；对图书馆专业喜欢程度为“喜欢”，X计为5；对图书馆员的印象来源为“亲身接触”，X计为1。那么，该未来职业者对图书馆员刻板印象的方程就为:

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

该个案通过本方程算出的模型预测值为4.015，与以往问卷中的34个题目测得的未来职业者对图书馆员刻板印象实际平均得分4.000相差0.015，误差很小，说明方程对图书馆员刻板印象有较好的预测性。

3 结果讨论与建议

3.1 对图书馆员印象更好的未来职业者特征

综上所述，在控制了其他所有变量之后，具有以下特征的未来职业者对图书馆员的印象更好，这些特征包括:对图书馆服务满意，认为图书馆工作相对复杂但并不舒适，专业学习时间较短、但喜欢该专业，对图书馆员的印象不是来自于亲身经历。

至于其他变量，包括人口学变量中的性别、学校类型、学校所在地、是否有工作经历；未来职业者对图书馆使用情况中的去图书馆的频率、电子资源利用频率、在馆时间、与图书馆员是否有工作以外的交往，未来职业者是否与图书馆员有工作以外交往；未来职业者对本专业态度中的进入专业动机（主动或被动）、对所学专业前景的预期、是否学（辅修）过其他专业、是否考虑改换专业不对刻板印象起独立线性作用。也就是说，当方程现有自变量受到控制时，未进入回归方程的上述变量不会显著影响未来职业者对图书馆员的刻板印象。

我们不难发现，对职业刻板印象的直接影响变量大多为未来职业者的主观特征，并没有性别、毕业院校等无法改变的特征，也就是说，通过整个职业共同的努力，提升图书馆界的总体服务水平，可以预期以后我们的未来职业者会对图书馆职业有更加积极的印象。

3.2 做好图书馆服务是改善未来职业者对图书馆员印象的最有效途径

根据分析可以看出，满意度是影响未来职业者对图书馆员刻板印象最为显著的因素，它甚至超过了代表职业社会经济地位的复杂性因素；另外，对图书馆员印象来源非亲身经历、接受图书馆学教育年限更少（即对图书馆员期望值更低）的未来职业者对图书馆员印象更好:这一方面意味着职业的服务水平决定了未来职业者对该职业的看法，另一方面也说明图书馆服务水平亟待改善，也就是说改善图书馆员刻板印象、解决未来职业者职业背离现象的根源在于提升我们的馆际服务，让未来职业者真正能感受到教科书上的理想状态与现实水平没有太大差距。

3.3 未来职业者偏爱高复杂性低舒适度的工作

复杂性和舒适度分别为直接影响图书馆员刻板印象的第二和第八关键因素，这说明未来职业者会将对工作的偏见带到对职业者的偏见中。尽管图书馆工作普遍被认为是舒适且不复杂的工作，但远不是“无技术专长、劳作性的职业”，它是需要经过职业化教育才能胜任的职业，数据分析的结果也表明与图书馆员接触越多、越喜欢专业的未来职业者越认为图书馆工作复杂且不舒适（详见本组 《未来职业者对图书馆员刻板印象研究主报告》与《专业认知对未来职业者图书馆员刻板印象的影响分析》一文）。也就是说，未来职业者对图书馆工作可能存在偏见，要改善未来职业者对图书馆员的刻板印象，我们需要向他们证明这份工作的复杂性水平。

3.4 应在专业教育中加强专业认同感的培养

回归方程和多重共线性检验的结果表明，专业喜欢度在提升图书馆员印象中扮演了独立的影响作用，也就是说，在不改变性别、学历、图书馆服务满意度、对图书馆工作认知的前提下，仅提高专业喜欢度一项，也能改善未来职业者对图书馆员的印象，这也就反过来证明了专业认同感在专业教育中的重要意义。

［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.刻板印象的理论与研究［M］.兰州:甘肃教育出版社，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］刘晓明，秦红芳.中小学教师的自我概念与其职业倦怠的关系［J］.中国临床心理学杂志，2005，13（2）:150-152.

［7］俞碧飏等.当今图书馆员刻板印象实证分析［J］.图书馆理论与实践，2012，（12）:29-34.

［8］李春玲.当代中国社会的声望分层——职业声望与社会经济地位指数测量［J］.社会学研究，2005，（2）: 74-102，244.

［9］于良芝.图书馆学教育呼唤战略思维［J］.图书与情报，2006，（4）:28-33.

［10］孙忠进等.公众对图书馆员刻板印象回归分析模型的构建［J］.图书馆理论与实践， 2012，（12）:14-17.