陳袁鑫, 張豐碩

(玉溪師范學(xué)院 數(shù)學(xué)與信息技術(shù)學(xué)院，云南 玉溪 653100)

通過問卷星發(fā)放隨機調(diào)查問卷為樣本，采用SPSS軟件分析數(shù)據(jù)，分析影響大學(xué)生圖書館的滿意度的因素. 根據(jù)調(diào)查研究和分析結(jié)果對圖書館各方面的管理工作提出改善建議，以提高大學(xué)生對圖書館管理和服務(wù)工作的滿意度.

1 問卷設(shè)計與調(diào)查

1.1 問卷設(shè)計

圖書館滿意度影響因素的調(diào)查問卷由兩個部分構(gòu)成：第一部分為被調(diào)查者的基本信息，包括年級、性別、和專業(yè)；第二部分是調(diào)查的核心內(nèi)容，被調(diào)查者對圖書館各項指標的滿意度進行打分，共設(shè)置了17個調(diào)查指標，具體如下:

Z—整體滿意度,A1—網(wǎng)絡(luò)環(huán)境,A2—超期處理,A3—借書期限,A4—自習時占位,A5—館員態(tài)度,A6電子資源,—A—7借書檢索,A8—指引標識,A9—借閱手續(xù),A10—閱覽室紀律,A11—新書資源,A12—閱覽座位,A13—儲物柜,A14—飲水設(shè)備,A15—開放時間,A16—書籍擺放.

測量方法采用李克特五點量標記法，“非常滿意選項”得5分，“滿意選項”得4分，“不確定選項”得3分，“不滿意選項”得2分，“非常不滿意選項”得1分，被調(diào)查者根據(jù)自身對Y學(xué)院圖書館的真實感受進行評價.[1，2]

1.2 樣本描述

本調(diào)查以Y學(xué)院的全體學(xué)生為調(diào)查對象，通過網(wǎng)絡(luò)共收到150份問卷.其中，男生46人(占30.7%)，女生104人(占69.3%)；大一學(xué)生16人(占10.7%)，大二學(xué)生39人(占26%)，大三學(xué)生38人(占25.3%)，大四學(xué)生57人(占38%)；師范專業(yè)53人(占35.3%)，非師范專業(yè)97人(占64.7%). 從收集的樣本來看，去圖書館的男女比例存在顯著差異，女生明顯比男生多；大一到大四，去圖書館的人數(shù)逐漸遞增.

2 數(shù)據(jù)分析

2.1 基本描述統(tǒng)計量

利用SPSS對問卷結(jié)果進行分析，各項滿意度指標得分的最小值為1，最大值為5. 得到的描述統(tǒng)計結(jié)果如表1所示.從表1可以看出，各個滿意度指標的滿意度得分平均值這一列數(shù)據(jù)是按降序排列的，易見大學(xué)生對圖書館開放時間和書籍擺放的滿意度最高，對儲物柜和自習時占位的滿意度最低，這一列中除自習占位指標，其他指標的平均滿意度都高于3，說明該校學(xué)生對圖書館還是比較滿意的. 從標準偏差和方差這兩列看出，對借閱手續(xù)、借書檢索、網(wǎng)絡(luò)環(huán)境、電子資源、自習時占位等幾個指標的打分比較離散，說明大學(xué)生對這幾個指標的滿意度有較大的分歧.

表1 基本描述統(tǒng)計量

2.2 問卷的信度分析

信度分為內(nèi)在信度和外在信度，內(nèi)在信度最常用的檢測方法是克朗巴哈系數(shù)法，外在信度最常用的檢測方法是重測信度法[4]. 一般認為，信度系數(shù)在0.80～0.90之間，說明信度相當好，收集的數(shù)據(jù)可靠性高；在0.70～0.80之間，則說明可以接受；在0.65～0.70之間，說明該表需要做大量的調(diào)整來提高數(shù)據(jù)的可靠性；在0.60以下則說明數(shù)據(jù)可靠性非常低，此數(shù)據(jù)可以舍棄. 本次SPSS的信度分析結(jié)果為：項數(shù)16，克朗巴哈系數(shù)0.826,基于標準化項目的克朗巴哈系數(shù)0.831.信度系數(shù)大于0.8，說明信度很好，可以對數(shù)據(jù)進行更進一步的分析[3].

3 因子分析

因子分析是把線性關(guān)系較強的原有變量提取或綜合為相互獨立的綜合指標，在這些綜合指標能反應(yīng)原有變量的絕大部分的信息的情況下，利用這些指標代替原有變量進行數(shù)據(jù)分析.因子分析法不僅起到了降低變量維數(shù)的作用，又排除了信息的高度重疊性，正好解決了數(shù)據(jù)分析中高維分析的困難與信息重疊的阻礙，因此其成為了一種應(yīng)用廣泛的分析方法[3].

3.1 察原有變量是否適合進行因子分析

因子分析的前提條件是含有較多的原有變量且原有變量之間的信息重疊度太高，那么可以用因子分析法提取較少的指標來代替原有變量做分析.當原有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣的系數(shù)較大時，原有變量可做因子分析，巴特利特球度檢驗正是以這種思想利用反證法原理得到能快速準確判斷原有變量可做因子分析的條件，若巴特利特球度檢驗得統(tǒng)計量觀測值比較大且對應(yīng)的概率-P值小于給定的顯著性水平，則原有變量適合做因子分析；KMO檢驗統(tǒng)計量是用于比較簡單相關(guān)系數(shù)與偏相關(guān)系數(shù)的指標，當所有變量的簡單相關(guān)系數(shù)平方和遠大于偏相關(guān)系數(shù)平方和時，KMO值接近于1，意味著變量間的相關(guān)性越強，原有變量適合做因子分析[4].

根據(jù)SPSS中 KMO值和巴特利特球度檢驗輸出結(jié)果見表2，巴特利特球度檢驗統(tǒng)計量的觀測值為546.808，相應(yīng)的概率P-值接近0小于顯著性水平，同時，KMO值為0.81，可知原有變量適合進行因子分析，做因子的提取.

表2 KMO和巴特利特球度檢驗輸出

3.2 提取因子

在SPSS中做因子的提取，結(jié)果如表3所示，第一列是因子編號，顯示了6個因子；后面3列組成一大組，每組中各列的含義依次是特征值、方差貢獻率和累計的方差貢獻率. 可以看到，前5個因子的特征值都大于1，累計方差貢獻率達到58%，為了因子能更好的反應(yīng)原有變量的信息，在這里指定提取6個因子，前6個因子的特征值分別為4.6、1.308、1.271、1.114、1.001、0.907,6個因子分別解釋了16個原有變量總方差的28.749%、8.174%7.942%、6.963%、6.256%、5.669%，累計方差貢獻率為64%，即6個因子解釋了原有變量的64%. 提取了因子之后進一步可對因子進行命名.

表3 方差解釋表

3.3 因子的命名

旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣使因子的命名更方便，利用SPSS得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣如表6.

表4 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

可以看到，借書期限、超期處理、電子資源、借閱手續(xù)在第一個因子上由較高的載荷，第一個因子主要解釋了這幾個變量，可命名為“圖書管理(F1)”因子 ；指引標識和借書檢索在第二個因子上有較高的載荷，第二個因子解釋了這兩個變量，可命名為“信息指導(dǎo)(F2)”因子 ；第三個因子命名為“館員服務(wù)(F3)”因子 (包括開放時間、書籍擺放、閱覽室紀律、館員態(tài)度4個指標)；第四個因子命名為“學(xué)習設(shè)備(F4)”因子 (包括新書資源、閱覽座位、網(wǎng)絡(luò)設(shè)備3個指標)；第五個因子命名為“供需服務(wù)(F5)”因子 (包括儲物柜、飲水設(shè)施兩個指標)；第六個因子命名為“自習占位(F6)”因子 (包括自習占位一個指標).

3.4 計算因子得分

因子得分是因子分析的最終結(jié)果，把原有變量綜合成6個因子，利用原有變量的數(shù)據(jù)計算出因子得分，在后續(xù)的分析過程中用因子代替原有變量可以減少分析過程中的困難，這里，采用回歸法來估計因子得分系數(shù)，利用SPSS進行數(shù)據(jù)分析得到因子得分系數(shù)表，可寫出因子得分函數(shù)如下：

F1=0.046A1+0.453A2+0.491A3+0.032A4+0.063A5+0.225A6-0.088A7-0.193A8+

0.194A9+0.168A10+0.011A11-0.139A12-0.111A13-0.036A14-0.109A15-0.195A16

F2=0.187A1-0.045A2-0.234A3-0.112A4+0.2A5+0.171A6+0.044A7+0.54A8-

0.012A9-0.264A10+0.044A11-0.99A12-0.073A13+0.089A14-0.074A15+0.006A16

F3=-0.047A1-0.067A2-0.213A3+0.034A4+0.281A5+0.013A6-0.18A7-0.071A8+

0.073A9+0.264A10+0.097A11+0.052A12-0.019A13-0.214A14+0.596A15+0.411A16

F4=0.299A1+0.002A2+0.1A3-0.141A4-0.182A5-0.325A6+0.078A7-0.099A8-

1.097A9-0.105A10+0.527A11+0.472A12-0.048A13+0.055A14-0.062A15+0.165A16

F5=-0.301A1-0.176A2+0.018A3+0.259A4-0.215A5+0.094A6+0.014A7-0.026A8+

0.151A9+0.138A10-0.053A11+0.077A12+0.597A13+0.466A14-0.065A15-0.112A16

F6=0.0246A1-0.073A2+0.131A3+0.671 3A4+0.197A5-0.02A6+0.01A7-0.146A8-

0.428A9-0.213A10-0.058A11-0.087A12+0.048A13+0.018A14-0.058A15+0.157A16

3.5 公因子的回歸分析

回歸分析側(cè)重考察變量之間的數(shù)據(jù)變化規(guī)律并通過回歸方程的形式描述和反映這種關(guān)系，從而準確把握變量受其他一個或多個變量影響的程度. 這里以問卷中收集到的整體滿意度主觀評價數(shù)據(jù)作為被解釋變量，以圖書管理因子(F1)、信息指導(dǎo)因子(F2)、館員服務(wù)因子(F3)、學(xué)習設(shè)備因子(F4)、供需服務(wù)因子(F5)、自習占位因子(F6)6個因子作為解釋變量建立回歸模型.利用SPSS軟件進行回歸分析，得到回歸模型的系數(shù)如下表5.從表5可以看出，每個因子的回歸系數(shù)均小于顯著性水平0.05，認為因子與整體滿意度之間有顯著的線性相關(guān)關(guān)系，沒有被剔除的解釋變量. 得到整體滿意度的回歸模型為：

整體滿意度Z=2.727+0.758×F6+0.29×F5+0.17×F3+ 0.084×F1+0.032F2×+ 0.005×F4.

表5 系數(shù)回歸表

多元線性回歸模型中的回歸系數(shù)用于比較解釋變量對被解釋變量的重要性大小，回歸系數(shù)越大對滿意度的影響越大，回歸系數(shù)越小對滿意度的影響越小[5]. 那么從回歸方程中可以看出，自習占位因子對整體滿意度的影響最大，其次是供需服務(wù)因子，最后是學(xué)習設(shè)備因子.模型的解釋度為0.61.

4 結(jié)論與建議

首先，從因子分析的結(jié)果看出，影響大學(xué)生對圖書館滿意度的因子有6個，分別是圖書管理因子、信息指導(dǎo)因子、館員服務(wù)因子、學(xué)習設(shè)備因子、供需服務(wù)因子、自習占位因子；其次，從回歸分析結(jié)果看，影響圖書館整體滿意度大小的因子按降序排列為:自習占位因子、供需服務(wù)因子、館員服務(wù)因子、圖書管理因子、信息指導(dǎo)因子、學(xué)習設(shè)備因子. 再結(jié)合對各指標的描述性分析結(jié)果可得到本校學(xué)生對圖書館滿意和不滿意兩方面的指標.

滿意的方面：大學(xué)生對館員服務(wù)因子中的開放時間、書籍擺放、館員態(tài)度3個指標都比較滿意，對圖書管理因子中的借書期限、借閱手續(xù)相對滿意，對信息指導(dǎo)因子中的指引標識相對滿意，對學(xué)習設(shè)備因子中的新書資源相對滿意.

不滿意的方面：自習占位因子、供需服務(wù)因子、館員服務(wù)因子對整體滿意度的影響較大，即大學(xué)生對這三個方面的某些指標很不滿意. 結(jié)合描述性分析結(jié)果得到大學(xué)生最不滿意的指標按降序排列為：自習占位、供需服務(wù)、飲水設(shè)備、儲物柜數(shù)量、閱覽室紀律、閱覽座位、借書檢索.

為了提高Y學(xué)院圖書館學(xué)生滿意度， 更好的服務(wù)學(xué)生，讓大學(xué)生真正把圖書館作為學(xué)習的重要場所，圖書館可以在以下方面做細化與改進：

(1)圖書館出臺相關(guān)政策杜絕自習占位現(xiàn)象，每天晚上閉館時由管理員清理位子，把占位的書等物品移至儲物柜或墻角，讓學(xué)生養(yǎng)成人走位空的習慣.

(2)Y學(xué)院圖書館閱覽室共有4個自修室，但由于學(xué)習人數(shù)的劇增，特別是考試周和考研時期，座位很緊張，不能滿足學(xué)習的要求，應(yīng)進一步增設(shè)學(xué)習空間來滿足大學(xué)生的學(xué)習需求.

(3)增加飲水設(shè)備及儲物柜數(shù)量，為大學(xué)生提供更好的服務(wù).

(4)引進更多的電子圖書，豐富圖書資源，為學(xué)生提供更多的學(xué)習資料.定期地舉辦講座，加深學(xué)生對圖書檢索的學(xué)習與認識.