●李娟娟，趙 磊，徐 楠

(1．中國民航大學(xué) 圖書館，天津 300300；2．中國科學(xué)院 文獻(xiàn)情報(bào)中心，北京 100190)

1 DRS團(tuán)隊(duì)及團(tuán)隊(duì)效能

自20世紀(jì)80年代出現(xiàn)電子郵件咨詢以來，數(shù)字參考咨詢服務(wù)(DRS)在國內(nèi)外得到了快速發(fā)展，咨詢模式日益豐富多樣，咨詢?nèi)藛T日益專業(yè)化、合作化，出現(xiàn)了專門從事數(shù)字參考咨詢服務(wù)的咨詢團(tuán)隊(duì)。探究影響咨詢團(tuán)隊(duì)服務(wù)效能的因素，加強(qiáng)咨詢團(tuán)隊(duì)服務(wù)能力，提高咨詢服務(wù)水平成為亟待解決的問題。

DRS的實(shí)現(xiàn)需要參考館員協(xié)同工作，組成虛擬團(tuán)隊(duì)或者現(xiàn)實(shí)團(tuán)隊(duì)共同服務(wù)于用戶。數(shù)字參考咨詢團(tuán)隊(duì)效能應(yīng)包括3個(gè)方面：(1)團(tuán)隊(duì)績(jī)效，具體指團(tuán)隊(duì)咨詢服務(wù)的質(zhì)量、用戶滿意度等服務(wù)成果；(2)團(tuán)隊(duì)成員從團(tuán)隊(duì)工作中體驗(yàn)到成就感和個(gè)人能力提升；(3)團(tuán)隊(duì)整體服務(wù)能力的增強(qiáng)。

2 DRS團(tuán)隊(duì)效能影響因素調(diào)查與實(shí)證分析

2.1 理論模型構(gòu)建

通過對(duì)管理學(xué)團(tuán)隊(duì)效能影響因素模型的研究、對(duì)認(rèn)知心理學(xué)中自我效能理論和集體效能理論的解析以及對(duì)數(shù)字參考咨詢?cè)u(píng)價(jià)體系的分析，[1－4]結(jié)合數(shù)字參考咨詢實(shí)踐的需要，遴選出了影響DRS團(tuán)隊(duì)效能的要素。從理論上分析得出DRS團(tuán)隊(duì)效能的影響因素包含3個(gè)層面，即咨詢隊(duì)伍的團(tuán)隊(duì)特性、咨詢?nèi)藛T個(gè)體特征和咨詢服務(wù)依托的客觀條件，在此基礎(chǔ)上構(gòu)建了團(tuán)隊(duì)效能影響因素的理論模型，包含3個(gè)層面共14個(gè)影響因素(見圖1)。

圖1 DRS團(tuán)隊(duì)效能影響因素理論模型

2.2 調(diào)查問卷設(shè)計(jì)

調(diào)查問卷分為三部分：

第一部分(A)是對(duì)咨詢團(tuán)隊(duì)的基本情況進(jìn)行調(diào)查，包括咨詢?nèi)藛T性別、學(xué)歷、專業(yè)背景、數(shù)字參考咨詢服務(wù)方式等。

第二部分是DRS團(tuán)隊(duì)效能影響因素測(cè)度的具體內(nèi)容，包括三個(gè)層面(見表1)。

表1 DRS團(tuán)隊(duì)效能的影響因素與題項(xiàng)對(duì)應(yīng)表

第三部分(E)是咨詢團(tuán)隊(duì)效能的調(diào)查(見表2)。第二和第三部分全部采用克里特五點(diǎn)尺度計(jì)分(很不符合—不符合—一般—符合—很符合)，要求被調(diào)查者判斷描述項(xiàng)是否與實(shí)際情況相符，分值越高，表明描述項(xiàng)與實(shí)際情形越相符。

表2 DRS團(tuán)隊(duì)效能的測(cè)度內(nèi)容與題項(xiàng)對(duì)應(yīng)表

本次調(diào)研的范圍是開展了數(shù)字參考咨詢工作、成員在兩人及兩人以上的圖書館。具體的問卷發(fā)放范圍包括：國內(nèi)聯(lián)合參考咨詢系統(tǒng)、211高校圖書館、國家圖書館、省市級(jí)的公共圖書館。樣本的取得采用網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)關(guān)系兩種形式。2011年4月至2011年6月，通過網(wǎng)絡(luò)向咨詢?nèi)藛T發(fā)放問卷270份，其中包括登陸網(wǎng)上咨詢系統(tǒng)以提問的方式提交問卷55份。通過社會(huì)關(guān)系發(fā)放問卷45份。兩種方式共發(fā)放問卷315份，回收108份，回收率為34%，有效問卷為104份。

2.3 樣本基本特征分析

(1)樣本學(xué)歷及性別分布。104個(gè)樣本中，本科學(xué)歷咨詢?nèi)藛T有40位，占38.46%；碩士學(xué)歷咨詢?nèi)藛T有50位，占48.08%；博士學(xué)歷咨詢?nèi)藛T有10位，占9.62%，碩博士學(xué)位咨詢?nèi)藛T占總?cè)藬?shù)的比例高達(dá)57.7%。在所回收的問卷中，男性有37位，占35.58%，女性有67位，占64.42%，女性咨詢?nèi)藛T的數(shù)量約為男性的2倍。

(2)樣本學(xué)科背景分布。調(diào)查的咨詢?nèi)藛T中，有圖書館學(xué)/情報(bào)學(xué)學(xué)科背景的咨詢?nèi)藛T占42.31%；所學(xué)專業(yè)為非圖書館學(xué)/情報(bào)學(xué)的樣本中，理工農(nóng)醫(yī)類有58人，占55.77%；教育、語言類和管理類各有7人；文史哲類及其他學(xué)科各有3人。

(3)數(shù)字參考咨詢服務(wù)方式。統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)表明，E-mail咨詢98個(gè)樣本(94.23%)和表單咨詢91個(gè)樣本(87.50%)是最為普遍的數(shù)字參考咨詢方式；實(shí)時(shí)參考咨詢服務(wù)在目前也比較普遍，82.69%的樣本(86個(gè))提供實(shí)時(shí)參考咨詢服務(wù)；其他形式的咨詢服務(wù)方式(46個(gè)樣本，44.23%)，如BBS(30個(gè)樣本，28.85%)等不是主流的數(shù)字參考咨詢服務(wù)方式。

通過對(duì)樣本基本特征的分析，可以看出，取樣效果較好，樣本能夠代表國內(nèi)數(shù)字參考咨詢服務(wù)及其咨詢團(tuán)隊(duì)的基本情況，對(duì)樣本的分析可以為國內(nèi)數(shù)字參考咨詢團(tuán)隊(duì)的發(fā)展提供一定的借鑒和參考。

2.4 影響因素的實(shí)證分析

2.4.1 影響因素的擬合提取

利用SPSS16.0統(tǒng)計(jì)軟件，通過主成分因子分析方法擬合提取出實(shí)際有效的影響因素，即從調(diào)查問卷全部變量(題項(xiàng))中提取出公因子，各公因子分別與問卷中的特定變量高度關(guān)聯(lián)，這些公因子即代表了問卷的基本結(jié)構(gòu)，是最終擬合提取出的實(shí)際有效的影響因素。在本文主成份因子分析法中以最大方差正交旋轉(zhuǎn)法(Varimax)作為轉(zhuǎn)軸方式，以變量的因子載荷大于0.5、公因子累積貢獻(xiàn)率接近或大于80%為標(biāo)準(zhǔn)提取公因子。如果歸類后的公因子與原設(shè)定變量相同，則判斷理論上提出的團(tuán)隊(duì)效能影響因素有效并保留；如果不同，則對(duì)聚合出的有效影響因素重新命名。

以DRS團(tuán)隊(duì)效能影響因素問卷B部分得到的信息為數(shù)據(jù)源，對(duì)團(tuán)隊(duì)特性層面影響因素進(jìn)行主成份因子分析。在因子分析中，采用最大方差正交旋轉(zhuǎn)方法提取出4個(gè)公因子，總方差分解情況見表3。特征根也就是方差，反映了因子對(duì)原始變量的影響程度。表中第三列是旋轉(zhuǎn)后引入公因子可以解釋的原始變量的信息。第1個(gè)公因子的特征根為1.880，占總特征根的比例，即方差貢獻(xiàn)率為23.503%，表示第1個(gè)公因子解釋了原始8個(gè)變量23.503%的信息。第4個(gè)公因子的方差累積百分比為82.921%，表示共可解釋8個(gè)原始變量82.921%的信息。

表3 團(tuán)隊(duì)特性層面總方差分解表

從旋轉(zhuǎn)后的因子矩陣結(jié)構(gòu)來看(見表4)，8個(gè)題項(xiàng)在4個(gè)因子分析中的因子載荷最大為0.943，最小為0.738，符合因子載荷值大于0.5的要求。由此得到4個(gè)公因子，即經(jīng)過實(shí)際檢驗(yàn)提取出的有效的團(tuán)隊(duì)效能影響因素：BB1“員工參與度”、BB2“共享氛圍”、BB3“集體效能感”、BB4“團(tuán)隊(duì)溝通”。

表4 團(tuán)隊(duì)特性層面旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣及有效影響因素

用同樣的方法，對(duì)個(gè)人特征、客觀條件2個(gè)層面也分別進(jìn)行了因子分析。3個(gè)層面共提取出10個(gè)公因子，因子分析后提取出的有效影響因素見表5。另外，由于客觀條件層面抽取的3個(gè)公因子有較高的概括性，結(jié)合數(shù)字參考咨詢實(shí)際，可以將其作為3個(gè)獨(dú)立的層面。

表5 理論影響因素與因子分析后的影響因素對(duì)照表

2.4.2 團(tuán)隊(duì)效能構(gòu)成的擬合提取

同理，對(duì)團(tuán)隊(duì)效能進(jìn)行因子分析，結(jié)果顯示，個(gè)人能力提升和團(tuán)隊(duì)能力提升兩個(gè)因子可以合并，將公因子命名為“能力提升”以綜合二者的信息。

2.5 團(tuán)隊(duì)效能的主要影響因素分析

筆者采用逐步回歸法篩選DRS團(tuán)隊(duì)效能的關(guān)鍵影響因素。思路是按照全部自變量(10個(gè)公因子)對(duì)因變量(團(tuán)隊(duì)效能的兩個(gè)方面：能力提升、團(tuán)隊(duì)績(jī)效)的作用大小，或者說貢獻(xiàn)大小，由大到小地逐個(gè)引入回歸方程，而對(duì)那些對(duì)因變量作用不顯著的變量可能始終不被引入回歸方程。

2.5.1 以能力提升為因變量的回歸分析

首先以“能力提升”為因變量，以因子分析提取的10個(gè)公因子(有效影響因素)作為自變量，采用逐步回歸法進(jìn)行因子分析，表6為回歸分析的結(jié)果。從模型3可以看出：集體效能感、外部支持、能力和態(tài)度先后進(jìn)入了回歸方程，其回歸系數(shù)逐漸減小，說明這3個(gè)因素對(duì)能力提升的影響程度逐次遞減。

2.5.2 以團(tuán)隊(duì)績(jī)效為因變量的回歸分析

同理，以“團(tuán)隊(duì)績(jī)效”為因變量，因子分析提取的10個(gè)公因子(有效影響因素)為自變量，采用逐步回歸法進(jìn)行因子分析，回歸分析結(jié)果顯示：外部支持、集體效能感、管理機(jī)制、團(tuán)隊(duì)溝通先后進(jìn)入了回歸方程，其回歸系數(shù)逐漸變小，說明這4個(gè)影響因素對(duì)團(tuán)隊(duì)績(jī)效的影響程度逐次遞減。

表6 能力提升回歸分析結(jié)果

2.5.3 回歸分析結(jié)果

通過對(duì)團(tuán)隊(duì)效能的兩個(gè)方面進(jìn)行回歸分析，結(jié)合前文對(duì)有效影響因素提取的結(jié)果，得到如表7所示結(jié)果。

表7 DRS團(tuán)隊(duì)效能影響因素理論模型檢驗(yàn)結(jié)果

2.6 DRS團(tuán)隊(duì)效能影響因素模型的修正。

結(jié)合因子分析的結(jié)果和回歸分析，對(duì)本文提出的DRS團(tuán)隊(duì)效能影響因素模型進(jìn)行修正，如圖2所示，團(tuán)隊(duì)特性、個(gè)人特征、外部支持和管理機(jī)制4個(gè)層面的9個(gè)因素對(duì)團(tuán)隊(duì)效能有較大影響。

3 結(jié)語

圖2 修正后的DRS團(tuán)隊(duì)效能主要影響因素模型

許多圖書館和信息服務(wù)機(jī)構(gòu)已經(jīng)投入了相當(dāng)大的人力、物力、財(cái)力開展數(shù)字參考咨詢服務(wù)。目前，DRS正呈現(xiàn)出合作化的發(fā)展趨勢(shì)，信息資源和人力資源的整合利用已是大勢(shì)所趨，咨詢團(tuán)隊(duì)成為提供咨詢服務(wù)的重要組織形式。探討影響團(tuán)隊(duì)效能發(fā)揮的主要影響因素，對(duì)于搞好團(tuán)隊(duì)建設(shè)，提升團(tuán)隊(duì)效能將起到指導(dǎo)作用。

[1] Gladstein DL．Group in context：Amodeloftask group effectiveness[J]．Administrative Science Quarterly，1984(29)：499－517.

[2] Cohen SG，Bailey D E．Whatmakes team’swork：Groupeffectivenessresearch from theshop floorto theexecutivesuite[J]．JournalofManagement，1997，23(3):239－290.

[3] Bandura A．Exercise ofhuman agency through collective efficacy[J]．Current Directions in Psychological Science，2000，9(3)：75－78.

[4] 張嫻，等．國家科學(xué)數(shù)字圖書館網(wǎng)絡(luò)聯(lián)合參考咨詢服務(wù)質(zhì)量控制及評(píng)價(jià)方案研究[J]．現(xiàn)代圖書情報(bào)技術(shù)，2005(11)：30－33.