圖書館員自我刻板印象回歸分析模型的構建

龐曉敏，陳小玲，陳嘉茜

圖書館員自我刻板印象回歸分析模型的構建

龐曉敏，陳小玲，陳嘉茜

考察影響圖書館員自我刻板印象的因素，以多元線性回歸分析為手段，建立以圖書館員自我刻板印象、圖書館工作復雜性和舒適度為因變量的多元回歸模型。對模型自變量的分析表明，從事流通閱覽相關工作、育有一子和其他類型圖書館的圖書館員更具“偏愛自我、貶低工作”的焦慮特征，與入職5年和數(shù)字資源崗的圖書館員形成強烈對比，專業(yè)性缺失是造成這一現(xiàn)象的根本原因。研究還發(fā)現(xiàn)，東北地區(qū)圖書館員享有積極的職業(yè)認同。不同群體的自我刻板印象具有不同的內(nèi)涵，需要依據(jù)其不同特點給出應對措施。

刻板印象 自我刻板印象 圖書館員 多元回歸方程 實證研究

0 引言

對圖書館員自我刻板印象的研究發(fā)現(xiàn)，圖書館員具有“偏愛自我、貶低工作”的矛盾心理，即圖書館員一方面認為自己在熱情和能力上表現(xiàn)突出(尤其是熱情)，另一方面卻極度不認同自己的工作，認為工作簡單且辛苦。盡管社會認同理論[1]和內(nèi)外群體理論[2]認為，人們?yōu)榱司S護自己的自尊，需要維護所在群體的社會認同，因此，往往對自己所在的群體表現(xiàn)出內(nèi)群體偏愛[3]，即褒揚自己而貶低別人。然而，這僅僅只能解釋圖書館員對自我印象的高評價，而無法解答為何圖書館員會對自己從事的工作表現(xiàn)出極強的抱怨。一種可能的解釋路徑是利用圖書館員群體內(nèi)部的差異，找出最具有和最不具有上述矛盾心理的圖書館員，從而根據(jù)這些圖書館員的特殊屬性來推測形成圖書館員矛盾心理的原因。

考慮到“偏愛自我，貶低工作”的矛盾心理涉及到圖書館員自我印象、圖書館工作印象①兩個因素，本研究將以這兩個因素為研究對象，綜合探討影響圖書館員自我刻板印象的各種主、客觀因素，并嘗試建立可以預測這一刻板印象的回歸方程，為解釋和改善圖書館員的矛盾心理提供科學的依據(jù)。

1 研究假設、回歸模型的結構與研究方法

1.1 研究假設

圖書館員自我刻板印象會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[4]。在本研究中，情境信息包括圖書館員的身體狀況、家庭狀況等，個體化信息即圖書館員的人口學特征和職業(yè)特征(職稱、職務、所屬圖書館類型等)，社會范疇信息為圖書館員對其他相關事物的態(tài)度或印象(如自我印象的社會范疇信息為對工作的印象，反之亦然)。基于此，本研究試圖通過多元回歸的統(tǒng)計手段，找出影響圖書館員自我刻板印象的直接因素。

1.2 模型結構

本研究需要分別找出影響圖書館員自我印象和圖書館工作印象的影響因素，而圖書館工作印象的兩個因素復雜性和舒適度被證明呈負相關②，因此，圖書館工作印象的平均得分在綜合了復雜性和舒適度的反向得分后，無法還原出圖書館員對圖書館工作的看法。在這種情況下，我們將對復雜性和舒適度的影響因素分別進行分析，加上前面提到的圖書館員自我印象，本研究共需要建立3個回歸模型。

1.2.1 圖書館員自我印象的回歸模型

根據(jù)研究假設，該模型中將包含以下5類信息，其中圖書館員自我印象為因變量，情境信息、人口學特征、職業(yè)特征、社會范疇信息均為自變量。

(1)圖書館員自我印象：從熱情和能力2個維度評估圖書館員的自我印象評價，在本研究中，為得出總體的刻板印象，使用所有題目的平均分。

(2)情境信息：包括婚姻狀況、子女數(shù)量、健康狀況3個維度。

(3)人口學特征：包括性別、年齡、受教育程度、是否圖書情報專業(yè)出身、是否從事過其他行業(yè)工作5個維度。

(4)職業(yè)特征：包括在館的職稱、職務、進館年限、工作崗位、所在館的地區(qū)和類型6個維度。

(5)社會范疇信息：包括圖書館工作的復雜性和舒適度2個維度。

1.2.2 圖書館工作復雜性的回歸模型

根據(jù)研究假設，該模型中將包含5類信息，除因變量圖書館工作復雜性和社會范疇信息外，其余自變量與圖書館員自我印象回歸模型相同。

(1)圖書館工作復雜性：為計算對工作復雜性的總體刻板印象，使用所有相關題目的平均分。

(2)社會范疇信息：包括圖書館員自我印象和舒適度兩個維度。

1.2.3 圖書館工作舒適度的回歸模型

根據(jù)研究假設，該模型中將包含5類信息，除因變量圖書館工作舒適度和社會范疇信息外，其余自變量與圖書館員自我印象回歸模型相同。

(1)圖書館工作舒適度：為計算對工作舒適度的總體刻板印象，使用所有相關題目的平均分。

(2)社會范疇信息：包括圖書館員自我印象和復雜性兩個維度。

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。此外，由于情境信息、人口學特征、職業(yè)特征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。由于第一次逐步回歸分析得出的回歸散點圖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，刪除偏離數(shù)據(jù)后進行第二次回歸，直至散點圖中無偏離數(shù)據(jù)為止，得到最終的回歸模型。

2 結果分析

2.1 模型的有效性分析

一般而言，殘差正態(tài)分布、誤差項獨立、自變量之間多重共線性在可容忍范圍之內(nèi)是多元回歸方程建立的前提假設，而作為一個有效的線性回歸方程，還需要滿足回歸方程顯著、因變量與自變量之間具有比較明顯的線性關系和均方差關系等條件。分析表明，不管是圖書館員自我印象的回歸模型、圖書館工作復雜性的回歸模型還是舒適度的回歸模型，均滿足上述假設和條件，也就是說，3個回歸模型均是有效的。

2.1.1 殘差正態(tài)分布

如圖1所示，從標準化殘差的直方圖可以看出，最終模型標準化殘差的分布總體上與標準正態(tài)分布擬合良好，基本滿足回歸分析中的殘差正態(tài)性假設。盡管殘差在均值附近的一個小區(qū)間內(nèi)的分布密度略高或略低于標準正態(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

2.1.2 擬合過程

從逐步回歸的擬合過程來看，如表1所示，3個回歸模型其因變量與自變量之間的復相關系R分別為0.484、0.579和0.475，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(shù)R2分別為0.231、0.332和0.223，反映了被選入的自變量作為圖書館員自我印象、工作復雜性和舒適度的預測因子能夠分別解釋解釋23.1%、33.2%和22.3%的總變異，具有可接受的解釋力。回歸估計的標準誤差S分別為0.40258、0.53192和0.65174，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)增量都達到極其顯著水平，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)分別達到1.723、1.764和1.641，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

2.1.3 方差分析

如表2所示，3個方程最終模型回歸均方分別達到14.581、30.056、32.588，殘差均方僅為0.162、0.283和0.425，統(tǒng)計量F分別為89.969、106.228和76.720，且達到p＜0.001的顯著性水平，說明納入自變量的變化確實能夠反映圖書館員對自我刻板印象的變化，回歸方程非常顯著。

綜上可知，圖書館員自我印象的回歸模型、圖書館工作復雜性的回歸模型以及圖書館工作舒適度的回歸模型，均滿足回歸方程有效性的各項指標，也就是說，3個回歸模型均是有效的。

表2 方差分析

2.2 回歸方程和影響因素分析

2.2.1 圖書館員自我印象的回歸方程

如表3所示，圖書館員自我印象的回歸方程為11個自變量和1個因變量的多元線性方程，根據(jù)共線性統(tǒng)計量的數(shù)據(jù)，不難發(fā)現(xiàn)，容忍度和VIF(方差膨脹因子)均在可容忍范圍之內(nèi)(容忍度一般以0.1為常規(guī)底線，而VIF作為容忍度的倒數(shù)，以10為上限)，表明回歸方程不存在明顯的共線問題。

表3 圖書館員自我刻板印象回歸方程的系數(shù)分析

結合回歸自變量和回歸系數(shù)，我們便可以得到圖書館員自我印象的回歸方程：

Y=3.397+0.238X1+0.192X2+0.127X3+0.138 X4-0.053X5+0.070X6-0.042X7-0.056X8-0.042X9+0.115X10-0.044X11

表3中，3.397為常數(shù)項，X1到X11分別代表復雜性平均分(分數(shù)越高表示圖書館員越認同工作的復雜性)、其他類型圖書館的館員(其他類型指非公共館或高校館)、從事流通閱覽相關工作、東北地區(qū)圖書館、舒適度平均分(分數(shù)越高表示圖書館員越認同圖書館工作是舒適的)、很少看病、無子女、碩士及在讀、男性、副研究館員和省市館圖書館員，越排在前列的自變量對因子的影響越明顯。除復雜性和舒適度平均分以外，其他自變量均為虛擬變量，以0、1兩點計分，滿足條件者記1分，不滿足條件者記0分。

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，而方向則代表這種影響是正相關還是負相關，由此可以得到圖書館員自我印象的影響因素及其影響的程度和方式。

具體來說，在圖書館員的自我評價中，認為圖書館工作復雜、來自于其他類型圖書館(非高校館或公共館，尤其不是來自于省市級公共圖書館)、從事流通閱覽相關工作、東北地區(qū)、認為圖書館工作不舒適、很少看病、有子女、非碩士學歷的女性副研究館員自我評價更高。

進一步整理上述研究結論，筆者作如下推論：第一，復雜辛苦的工作會讓圖書館員增強對自我的認同感；第二，身體健康、家庭穩(wěn)定、福利尚可、學歷不高、工作追求不高的圖書館員自我認同更好，以至于作為“借借還還”職業(yè)刻板印象來源的流通閱覽、女性、有機會坐享福利的副研究館員自我印象更好；第三，東北地區(qū)的圖書館員心態(tài)更好。

2.2.2 圖書館工作復雜性的回歸方程

表4 圖書館員工作復雜性回歸方程的系數(shù)分析

如表4所示，圖書館員自我印象的回歸方程為15個自變量1個因變量的多元線性方程，根據(jù)共線性統(tǒng)計量的數(shù)據(jù)不難發(fā)現(xiàn)，回歸方程不存在明顯的共線問題。

結合回歸自變量和回歸系數(shù)，筆者便可以得到圖書館工作復雜性的回歸方程：

Y=2.243+0.456X1-0.306X2-0.192X3-0.097 X4+0.180X5-0.130X6-0.108X7+0.098X8+0.096 X9-0.117X10-0.104X11+0.105X12-0.055X13-0.054 X14-0.123X15

表4中，2.243為常數(shù)項，X1到X15分別代表圖書館員自我印象、舒適度平均分、所在館為高校館、有一個子女、所在館在東北地區(qū)、所在崗位為采編、所在崗位為流通閱覽、所在地區(qū)為中部、進館年限為5年內(nèi)、職稱為助理館員、所在館為其他類型圖書館、所在崗位為數(shù)字資源、學歷本科及在讀、職稱為館員、身體健康為經(jīng)常看病，越排在前列的自變量對因子的影響越明顯。除復雜性和舒適度平均分以外，其他自變量均為虛擬變量，以0、1兩點計分，滿足條件者記1分，不滿足條件者記0分。

根據(jù)標準化回歸系數(shù)值的大小和方向，我們可以得到圖書館員自我印象的影響因素及其影響的程度和方式。

具體來說，在圖書館員的自我評價中，對自我評價高、數(shù)字資源、入職5年內(nèi)的中部和東北地區(qū)的圖書館員認為圖書館工作更復雜；認同圖書館工作很舒適、來自高校館和其他類型圖書館、育有一個孩子、經(jīng)常看病、本科及在讀、從事流通閱覽及采編工作的館員及助理館員則認為圖書館工作相對更簡單。

進一步整理上述研究結論，筆者作如下推論：第一，與圖書館員自我印象模型相似，只有對自己評價更高、認同工作辛苦的群體才會認為工作是復雜的；第二，圖書館工作的復雜性與崗位和職稱有很大關系，處在距離讀者更近、圖書情報專業(yè)更對口的采編和流通閱覽崗位的圖書館員不如數(shù)字資源崗位認為工作具有復雜性，助理館員和館員認為接觸到的工作沒什么復雜性；第三，圖書館工作的復雜性近幾年有所提高，以至于新進館的員工(進館時間在5年內(nèi))認為工作的復雜程度超過了他們原有的刻板印象，但這種增幅在高校館和其他類型圖書館表現(xiàn)得不那么明顯，這些館的圖書館員認為圖書館工作很簡單；第四，與圖書館員的平均水平不同，東北地區(qū)的圖書館員并沒有對工作產(chǎn)生焦慮的情緒，而是有著相對積極的態(tài)度，他們眼中的圖書館工作相對是復雜的。

2.2.3 圖書館工作舒適度的回歸方程

表5 圖書館員自我刻板印象回歸方程的系數(shù)分析

如表5所示，圖書館員自我刻板印象的回歸方程為12個自變量1個因變量的多元線性方程，根據(jù)共線性統(tǒng)計量的數(shù)據(jù)不難發(fā)現(xiàn)，回歸方程不存在明顯的共線問題。

結合回歸自變量和回歸系數(shù)，筆者便可以得到圖書館員自我印象的回歸方程：

Y=4.736-0.453X1+0.350X2+0.174X3-0.165 X4+0.158X5+0.079X6-0.091X7+0.131X8-0.177 X9+0.085X10+0.072X11+0.196X12

其中，4.736為常數(shù)項，X1到X11分別代表復雜性平均分、所在館在東北地區(qū)、未婚、圖書館員自我印象、所在館為省市館、健康狀況為很少看病、職稱為助理館員、從事數(shù)字資源相關工作、健康狀況為經(jīng)常看病、進館年限為5年內(nèi)、年齡為46-55歲、婚姻狀況為再婚。除復雜性和舒適度平均分以外，其他自變量均為虛擬變量，以0、1兩點計分，滿足條件者記1分，不滿足條件者記0分。

根據(jù)標準化回歸系數(shù)值的大小和方向，可以得到圖書館員自我印象的影響因素及其影響的程度和方式。

具體來說，在圖書館員的自我評價中，認為圖書館工作簡單、東北地區(qū)、未婚、自我印象相對較差、省市館、很少看病、數(shù)字資源崗、新近入館、即將退休和再婚的館員認為這份職業(yè)更加舒適，而助理館員和經(jīng)常看病的圖書館員則認為更加辛苦。

進一步整理上述研究結論，筆者作如下推論：第一，只有認為工作簡單、對圖書館員相對評價更消極的人才會認為工作更舒適；第二，在圖書館中相對輕松的群體包括新近入館、即將退休、省市館以及數(shù)字資源崗的圖書館員，僅職稱較低的助理館員和身體不好的圖書館員對工作辛苦程度有突出的抱怨；第三，東北地區(qū)的圖書館員不僅認為工作是復雜的，也認為工作是舒適的。

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自我的刻板印象和工作，筆者隨機選取了編號為6542的個案：男性，26-35歲，本科學歷，進館6-15年，館員，館級領導，其他崗位，圖書情報專業(yè)背景，沒參加過其他工作，已婚，有時看病，1個子女，所在館為西部地區(qū)的其他類型圖書館。

該圖書館員的圖書館員自我印象、復雜性均分和舒適度均分分別為4.24、3.20、2.50。那么，該圖書館員自我印象、自我工作復雜性印象、自我工作舒適度印象的方程就分別為：

Y=3.397+0.238×3.20+0.192×0+0.127× 0+0.138×0-0.053×2.5+0.070×0-0.042×0 -0.056×0-0.042×1+0.115×0-0.044×0≈4.18

Y=2.243+0.456×4.24-0.306×2.50-0.192 ×0-0.097×1+0.180×0-0.130×0-0.108× 0+0.098×0+0.096×0-0.117×0-0.104× 1+0.105×0-0.055×1-0.054×1-0.123×0≈3.10

Y=4.736-0.453×3.20+0.350×0+0.174× 0-0.165×4.24+0.158×0+0.079×0-0.091×0 +0.131×0-0.177×0+0.085×0+0.072×0+ 0.196×0≈2.59

該個案通過本方程算出的模型預測值為4.18、3.10和2.59，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4.24、3.20和2.50相差0.06、0.1和0.09，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 結果討論與建議

3.1 “偏愛自我、貶低工作”的圖書館員特征

通過上述分析，筆者分別找出了對自我評價更高、認為圖書館工作更簡單且更辛苦的圖書館員：

具有“偏愛自我”特征的圖書館員更認同工作復雜辛苦，他們往往身體健康(很少看病)、家庭穩(wěn)定(育有一子)、福利尚可(副研究館員)、學歷不高(非碩士學歷)、經(jīng)濟追求不高(女性)，多從事流通閱覽相關工作，來自其他類型圖書館(非高校館或公共館，尤其不是來自于省市級公共圖書館)和東北地區(qū)。

認為圖書館工作簡單的圖書館員往往對自我的評價偏低，他們多來自高校館或其他類型圖書館，從事流通閱覽或采編相關的工作，本科學歷，職稱為館員或助理館員，育有一子、經(jīng)常看病；而認同工作辛苦、來自數(shù)字資源崗、入職5年內(nèi)的中部和東北地區(qū)的圖書館員卻認為圖書館工作更復雜。

只有助理館員和經(jīng)常看病的圖書館員認為圖書館工作更辛苦，而認為圖書館工作簡單、東北地區(qū)、未婚、自我印象相對較差、省市館、很少看病、數(shù)字資源崗、新近入館(入職5年內(nèi))和即將退休和再婚的圖書館員卻認為這份職業(yè)更加舒適。

綜上不難發(fā)現(xiàn)，在圖書館員內(nèi)部，并不存在完全滿足“偏愛自我、貶低工作”特征的圖書館員，僅有一些部分滿足該特征的群體：從事流通閱覽工作、育有一子和其他類型館的圖書館員表現(xiàn)出對自我更嚴重的偏愛，并認為工作更加簡單；助理館員和經(jīng)常生病的圖書館員尤其表現(xiàn)出對工作的抱怨，認為工作是簡單且辛苦的。與之相對比，入職五年、東北地區(qū)和數(shù)字資源崗的圖書館員并不滿足“偏愛自我、貶低工作”的矛盾心理，他們對職業(yè)和自我的看法更積極，均認為這份工作是復雜且舒適的。

3.2 專業(yè)性缺失是形成“偏愛自我、貶低工作”自我焦慮情緒的根本原因

對比圖書館員群體內(nèi)部自我焦慮情緒突出的流通閱覽館員、其他類型圖書館館員和相對不怎么焦慮的數(shù)字資源崗、新入職和東北地區(qū)圖書館員，綜合回歸分析得出的其他結論、公眾和未來職業(yè)者回歸分析的結論與社會認同理論，筆者認為：專業(yè)性缺失可能是形成“偏愛自我、貶低工作”自我焦慮情緒的根本原因。

在當代中國，決定支配職業(yè)和附屬職業(yè)區(qū)分最主要的標準是職業(yè)的社會聲望地位[5]，而研究表明，中國職業(yè)的社會聲望地位與教育程度、平均月收入、是否是管理或權力部門和是否是受歧視職業(yè)[6]有關，一般而言，專業(yè)技術職業(yè)要優(yōu)于勞動服務職業(yè)[7]。因此，筆者據(jù)此推測，在中國，專業(yè)性強的職業(yè)(醫(yī)生、律師、IT工程師)即為職業(yè)等級制度中的支配群體，而圖書館員則相應的由于其專業(yè)弱勢地位而成為“附屬群體”，正如前文中指出的那樣，圖書館員突出的自我焦慮情緒即可能是圖書館員作為“附屬群體”為提升自尊而采取的策略。

本研究也發(fā)現(xiàn)，具備超然專業(yè)優(yōu)越感的數(shù)字資源圖書館員對職業(yè)的看法更加積極，而專業(yè)性缺失最為嚴重的流通閱覽和采編的圖書館員則呈現(xiàn)出不同程度的職業(yè)焦慮情緒；第二個證據(jù)表現(xiàn)為近5年進館(恰是中國圖書館事業(yè)發(fā)展突飛猛進，圖書館開始重視專業(yè)化問題的時候)的圖書館員對工作的評價更為積極，而其他類型館的圖書館員(事業(yè)發(fā)展和專業(yè)化進程尚未波及的圖書館)卻有更嚴重的焦慮情緒；第三個證據(jù)表現(xiàn)為工作的復雜性和辛苦程度(而專業(yè)性強的工作往往是復雜且辛苦的)是預測圖書館員刻板印象最有效的變量，也就是說，只有工作“復雜且辛苦”了，換言之工作的專業(yè)性提高了，才能從根本上改善圖書館員的自我刻板印象，而不會出現(xiàn)需要以控訴工作、吹捧自我的方式來獲得“虛假”的自尊；最后，高學歷圖書館員表現(xiàn)出的自我否定和工作否定也說明該職業(yè)在人們心目中并不需要太多學歷教育(值得注意的是教育程度恰是影響職業(yè)社會聲望地位的最關鍵因素)，而學歷教育本質(zhì)上即為專業(yè)教育，也就是說，專業(yè)性缺失導致高學歷圖書館員認為自己“吃虧了”，并對職業(yè)和工作產(chǎn)生了一系列消極的刻板印象。

3.3 東北地區(qū)的圖書館員擁有較為積極的職業(yè)認同感

研究發(fā)現(xiàn)，東北地區(qū)的圖書館員在圖書館員自我刻板印象、圖書館員工作復雜性和圖書館工作舒適度上的得分與其他地區(qū)的圖書館員有顯著差異。總體而言，東北地區(qū)圖書館員并沒有表現(xiàn)出抬高自己、貶低工作的焦慮情緒；相反的，他們對自我和工作都有著非常積極的態(tài)度，他們認為圖書館員在熱情和能力上表現(xiàn)非常出眾，且圖書館工作也是復雜、體面和舒適的。這種對工作和自我一致的積極印象表明，東北地區(qū)的圖書館員并不認為其職業(yè)是弱勢的“附屬群體”。

東北圖書館員的良好心態(tài)不僅表現(xiàn)在圖書館員刻板印象和工作刻板印象上，此前的研究也表明，東北地區(qū)圖書館員在快樂感受上也明顯高于全國平均水平[8]。這種積極的職業(yè)認同和心理體驗究竟是來源于東北人的樂觀主義還是東北地區(qū)圖書館員特殊的待遇抑或特殊的圖書館事業(yè)發(fā)展現(xiàn)狀，還需要進一步研究。

3.4 圖書館員自我刻板印象的不同內(nèi)涵和相應啟示

綜合上述分析，筆者發(fā)現(xiàn)，盡管具有某些特征的圖書館員表現(xiàn)出對自我更強烈的偏愛，但產(chǎn)生偏愛的原因是不同的。因此，需要根據(jù)產(chǎn)生自我刻板印象的不同內(nèi)涵，采取不同的措施。

對于流通閱覽和其他類型館的圖書館員來說，盡管他們對自我偏愛尤佳，但其對工作的突出抱怨表明，他們對自我的偏愛事實上是附屬群體為維持自尊而采取的策略，并不是真實的職業(yè)認同，這與圖書館員總體表現(xiàn)出來的特征是一致的。同時，高學歷者表現(xiàn)出來的貶低自我和工作，本質(zhì)上與上述群體的焦慮情緒也是如出一轍。而治愈這種不健康的職業(yè)認同和職業(yè)焦慮感，最根本的措施是提升整個職業(yè)的專業(yè)化水平，尤其是圖書館學在職業(yè)中的話語權(研究表明，焦慮感最強的恰恰是與圖書館學更為“親密”的流通閱覽和采編崗位)。

育有一子的圖書館員同樣表現(xiàn)出對自我的偏愛和對工作的抱怨，這種焦慮情緒可能源自于專業(yè)性缺失導致的經(jīng)濟收入不高，從而使得經(jīng)濟壓力較大的圖書館員表現(xiàn)出職業(yè)焦慮情緒。對此，筆者認為，專業(yè)性缺失仍是解決問題的關鍵所在。

身體健康的圖書館員對自我評價更高，也認為工作是舒適的，而多病的圖書館員則表現(xiàn)出對工作重復枯燥的抱怨。這一影響方式表明：健康的身體和心態(tài)有助于圖書館員維持積極、健康的職業(yè)認同感。因此，員工的健康管理也應當成為圖書館中人力資源管理中的重要環(huán)節(jié)。

不同職稱圖書館員對自我和工作也表現(xiàn)出了差異化的刻板印象，低職稱的助理館員和館員更多地表現(xiàn)出對工作的抱怨，而較高職稱的副研究館員則擁有更為積極的職業(yè)認同感。也就是說，職稱系統(tǒng)影響下，作為圖書館工作主體的助理館員和館員會對工作產(chǎn)生更多的抱怨和排斥情緒。如何應對職稱系統(tǒng)對圖書館事業(yè)發(fā)展產(chǎn)生的消極影響，還需要進一步研究。

注釋

①關于圖書館員自我印象和圖書館工作印象在本研究中的定義和詳盡討論，參見本專題文章：俞碧飏，朱泳瑛，王茉瑤.圖書館員自我刻板印象分析[J].圖書館論壇，2014（6）：54-63.

②詳盡分析請參見本專題文章：徐建華，王翩然，林曉莉.圖書館員自我刻板印象研究主報告[J].圖書館論壇，2014（6）：45-53.

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Multiple Regression Analysis Model on Librarian Self-Stereotype

PANG Xiao-min，CHEN Xiao-ling，CHEN Jia-qian

Using the self-stereotype of librarians，the complexity and the comfort of library work as dependent variables，three models are established with multiple regression analysis.The analysis on independent variables indicates that：circulation librarians，librarians with one child，and librarians who work in non-university and non-public libraries suffer from the anxiety of self preference and downplayed job；by contrast，librarians with 5-year working experience and digital librarians are quite different.The fundamental cause of such phenomena lies in the lack of professionalism.In addition，this study also shows that librarians from Northeastern China hold positive career identity；and there are different connotations for different self-stereotypes of librarian groups，therefore，different countermeasures should be taken.

stereotype；self-stereotype；librarians；multiple regression equation；empirical study

格式 龐曉敏，陳小玲，陳嘉茜.圖書館員自我刻板印象回歸分析模型的構建[J].圖書館論壇，2014（6）：64-72，13.

龐曉敏（1971-），女，館員，蕭山圖書館副館長；陳小玲（1978-），女，凱里學院圖書館副研究館員；陳嘉茜（1990-），女，南開大學商學院信息資源管理系碩士研究生。

2013-10-01