電子資源用戶滿意度影響因子的多元線性回歸分析

1、電子資源用戶滿意度影響因子的多元線性回歸分析徐革姚衛(wèi)東陳浩(兩南交通大學圖書館成都610031(西南交通大學數(shù)學系成都610031【攘要】遺過對毫予資源矮戶滿意度闋卷調(diào)查數(shù)據(jù)的多元線性霞麴分板,考查建戶總體瀵意度與影噙因子之間的相互依賴關系。通過檢驗網(wǎng)歸方程的短著性,進符相關系數(shù)分析和多重共線性診斷,考查影響因子對用戶總體滿意程度的影響力大小,建立用戶總體滿意度與影響因子的回歸方程式,獲得策略矩陣?！娟P鍵涌】電子資源評價影嚷因素線矬豳歸【分類號】貔50Multiple Linear I沁gression Analysis on the Impact Factors ofLibrarv User

2、 Satisfaction for Electronic ResourcesXu Ge(湯r“穢礦.so“伽眥口o#o昭跏i御琳渺,仇e,剛“6J,DJ,min口Yao Weido嚷佻en玨(腳口聰腳m鏟溉蹈嘲G泐,s。H旃榭船五80舂D甥溉汝瑙毋,蕊e喇酣6,3j,貔i托盤【Abstract】Thmugh multiple linear re鏟es8ion analysis of the data c01lection from user satisfaction survey for eleetronic resou托es,the糖k五onship b娥ween user satisfac

3、矗on and impact faetors is modeled.弭le reg糙ssion equation between overa娃satisfae西on and15impaet蠡ctors is estab王ished by signi蠡cance testing,correlation coe壤eient an出ysis, and multicollinearity diagnosis.A strategic matrix is worked out.【xeyw靜r畦s】Electronic resources ev采ualion lmpact&et檔s knear re

4、gression1引言在電子資源的績效評價中,用戶對電子資源斡總體滿意度評價是其中項重要的指標,而影響用戶滿意度指標的因素也非常多。筆者在蓊期研究中構建了電子資源綜合績效評價指標體系,進行影響因子重要性稷度及可獲得性調(diào)查,并應用模糊理論和方法篩選出重要影響因子秘確定模糊權蓬【l-3J。在此基礎上,本文應用專家群體的評價影響因子進行電子資源用戶滿意度聞卷調(diào)查,通過調(diào)查數(shù)據(jù)的多元線性回歸分析,考查用戶總體滿意度(因變量與影響因子(癌變量之聞的相互依賴關系。對隧歸方程進行顯著髓檢驗,通過對影響因子的穗關系數(shù)分析和多重共線性診斷,考查各影響因子是否對用戶總體滿意程度做出顯著的貢獻,即影響力的大小,了收

5、稿日期:2007一081652解它們之間的相關程度。從而篩選出重要影響因子作為用戶總缽滿意度的變量,建立它們的豳歸方程式,簡化用戶滿意度評價方程,建立更為清晰的理論結梅。筆者希望各影響因子對用戶的總體滿意程度高度相關,而因子之闖具有較羝戇樞關性。2回歸變擻與數(shù)學模型在社會讖查或?qū)嶗裰?常常霉要考慮多個變量之聞的相互依賴關系,這就是統(tǒng)計學中的回歸。通過多元線性回歸分析,可以了解備影響因子與滿意度評價指標的關蒺以及各因子的重要性,并可以透過各影嚷因子預測用戶的總體滿意度。用戶對電子資源的滿意程度包含了用戶對資源內(nèi)容、檢索系統(tǒng)、資源利用效率和效果、數(shù)據(jù)簿蔻的l受務等諸多因素戇感黧。對鬻戶滿意度影噙因

6、子的初步選擇,是通過進入“211工程”大學圖書館的專家群體的問卷調(diào)查獲得的,共有15個涉及用戶總體滿意度的影響因子作為回歸模型中的自變量舊J,分別是x,一全文數(shù)據(jù)量、x2一原文獲得比例、x3一學科內(nèi)容涵蓋率、x4一核心期刊比重、x5一查全率、x6一查準率、x7一時間跨度、x8一更新頻率、x9一檢索功能、xlo一操作方便性、x11一限定檢索功能、x12一瀏覽檢索速度、x13一閱讀界面、x14一結果顯示方式、x15一用戶指南與幫助。以下列多元線性回歸的數(shù)學模型來表示y與xi之間存在的非確定線性關系:y2i毛pi【i+8其中:y為用戶滿意度(因變量,xi為影響用戶滿意度評價的因子(15個自變量,B為

7、回歸系數(shù),8為隨機誤差46|。3電子資源用戶滿意度影響因子的回歸分析2007年4月,主要針對電子期刊和電子圖書數(shù)據(jù)庫,筆者進行全校范圍的用戶滿意程度調(diào)查,調(diào)查問卷含15個核心問題,發(fā)出問卷1000份,收回840份,其中有效問卷800份。利用sPss軟件對影響用戶總體滿意度的15個因子進行多元線性回歸分析L7j,通過考查因變量與白變量之間是否存在顯著的線性關系,以及數(shù)據(jù)的等方差性、殘差的獨立性和正態(tài)性、多重共線性后,發(fā)現(xiàn)電子資源用戶滿意度和15個影響因子之間存在有顯著的線性關系,條件適合選擇的模型。進一步確定了影響因子的重要程度(權重系數(shù)和回歸方程(滿意度預測方程。3.1電子資源用戶滿意度回歸方

8、程的線性關系檢驗(1回歸方程的顯著性檢驗檢驗多元線性回歸方程是否顯著,實際上是檢驗因變量y與x.中的某些自變量之間是否有較密切的線性關系?；貧w顯著性檢驗的sig.值為0.000(見表1,即顯著性概率值小于表3影響因子(變量之間的相關系數(shù)0.001,表明回歸方程總的效果顯著。表1回歸顯著性檢驗Sum ofModel df Mean Suare F Sigjquares1Regressio“322.3871521.49232.681.OooaResidual515.593784.6587rotal837.980799(2回歸方程的復相關系數(shù)復相關系數(shù)R用來描述y與x;之間的線性相關程度,R 越大表

9、明相關性越好。得到的回歸分析模型概述(見表2說明了回歸方程的擬合情況。模型中復相關系數(shù)為0.620,決定系數(shù)R2=0.385,表明白變量與因變量的相關性較好,即所有影響因子能夠在一定程度上解釋用戶滿意度的構成。表2回歸分析模型概述Adiu8ted Std.Error of Model R R squareR Square tlle Estimat8.620a.385.373.8ll(3影響因子之間的相關系數(shù)利用sPssl3.O對調(diào)查數(shù)據(jù)進行用戶滿意度評價影響因子之間的相關性檢驗。通過對調(diào)查數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計分析,觀測到各指標的均值和標準差以及數(shù)據(jù)總數(shù),數(shù)據(jù)不存在異常值與缺失(數(shù)據(jù)表略。對用戶總體

10、滿意度(因變量y和其15個影響因子(自變量x;進行相關分析,得到變量之間的相關系數(shù)(見表3。從表中r數(shù)據(jù)可以看出每個影響因子xi與總體滿意度y都存在正相關,且相關系數(shù)都大于0.2,由此可以推斷各影響因子都與總體滿意度比較相關。此外,在表3中的第六行數(shù)據(jù)可以看到查全率與查準率相關性最高(O. 657,說明兩者之間存在最為顯著的影響關系,可以理解為用戶感知的滿意度中,查全率和查準率有很能大的相互影響力,普遍認為只有在查全的基礎上才能查準?？傮w全文原文學科核心查全查準時間更新檢索操作限定瀏覽結果用戶滿意數(shù)據(jù)獲得內(nèi)容期刊方便檢索檢索閱讀顯示指南涵蓋蜜立跨度頻率功能界面與幫度量比例比重性功能速度方式蠱助

11、Pearson總體滿意度1.000.305.307.245.351.375.386.269.333.418.404.453.408.486.344491 correlation全文數(shù)據(jù)量.3051.000.312.275.307.353.367.236.284.213.185.237.189.253234.226原文獲得比例.307.3121.000.261.320.484.508287.387.365.319.306.339355.218.327學科內(nèi)容涵蓋率.245.275.2611.Ooo.333.380.361.242.282.275231.306.185.307.172.203核心期

12、刊比重.351.307.320.3331.Ooo.443.447.255.389.377.359.362.254.363.265.346查全率.375.353.484.380.4431.000.657.430.458444.363.477.401.405.283.390查準率.386.367.508.361.447.6571.000.397.499.435.414.430.402.434.303.373時間跨度.269.236.287.242.255.4303971.Ooo.425.366.303.280.289.335247.280更新頻率.333.284.387.282.389458.49

13、9.4251.000.456.326381.314.431244.390檢索功能.418.213.365.275.377.444.435.366.4561.000.539.544.432.439.269.485操作方便性.4104.185.319.231.359.363.414.303326.5391000.537.397.487380.451限定檢索功能.453.237.306.306.362.477.430280.381.544.5371.ooO.487.550.322.533瀏覽檢索速度.408.189.339.185.254.401.402.289.314.432397.4871.00

14、0.519.291.398閱讀界面.486.253.355307.363.405.434.335.431.439.487.550.5191.000.371.506結果顯示方式.344.234.218172.265.283.303.247.244.269.380.322.29l.3711.ooO.368用戶指南與幫助.491.226.327.203.346.390.373.280.390.485.451.533398.506.3681.Ooo(Sig=.ooo,N=800533.2回歸方程的回歸系數(shù)分析(1標準化回歸系數(shù)與方程在多元線性回歸中,除了整個回歸方程的效果外,還需要判斷各個自變量x。在

15、擬合y的回歸中的作用大小。為了消除度量單位的影響,方法之一是將所有的變量都按它們各自的均值和標準差進行標準化,然后對標準化后的變量y+,x?,L,x:進行回歸擬合,得i=a+b?x?+L“;x;則b,+,L,b:為標準回歸系數(shù)。因此標準回歸系數(shù)的大小就說明了對應的自變量對因變量的影響大小?；貧w系數(shù)分析表4給出了回歸系數(shù)、影響因子的容忍度及變異數(shù)膨脹因素。表4第二列給出了回歸方程的回歸系數(shù),由此得到電子資源用戶的總體滿意度回歸方程為:爭=1.232+o.110xl+o.005x2+o.013x3+o.055x4+o.005x5+O.02756+O.00117一O.00918+O.055。9+O.

16、0311Io+O.050。1l+O.063112+O.117113+O.07314+0.151115表4第四列給出了回歸方程的標準化回歸系數(shù),由此可知電子資源用戶的總體滿意度的標準化回歸方程為:;+=o.110x?+o.006x;+o.014x;+o.065xf+o.007x;+O.033xf+O.001x,+O.010xf+0.070xf+O.039x盎+O.064x+9.096x是+O.15lx是+O.076x】j+O.100xl:標準化回歸系數(shù)反映了各指標對總體滿意度的影響大小,可以得知影響力最大的是x。;一用戶指南與幫助,以后依次順序是x,一閱讀界面、x。一全文數(shù)據(jù)量、x,:瀏覽檢索速

17、度、x,。一結果顯示方式、K一檢索功能、X4一核心期刊比重、x。一限定檢索功能、x,。一操作方便性、(6一查準率、X3一學科內(nèi)容涵蓋率、x8一更新頻率、x5一查全率、X一原文獲得比例、x7一時間跨度。(2影響因子的多重共線性診斷表4回歸系數(shù)分析表(標準化回歸系數(shù)、容忍度、變異數(shù)膨脹因素UnsIandaI.dized Slandardized Colliarifv SatisficsModel Co蛐cient8Coemcients t SigB Sld.Error Beta 1Herance VIFl (constt1.232.2095.901.000全文數(shù)據(jù)量.110.031.1lO 3.5

18、06.000.7901.266原文獲得比例.005.029。006.160.873.6581.519學科內(nèi)容涵蓋率.013.030.014.445.656.7751.290核心期刊比重.055.029.0651.911.056.6771.477查全率.005.034.007.158.874.4542.203查準率.027.034.033.797426.4512.219時間跨度.00l .O”.001.031.975.7141.401更新頻率一.009.030一.OIO 一.284.776.5991.668檢索功能.055.0310701.803.072.5251.905操作方便性.031.03

19、0.0391.042.298.5541.804限定檢索功能.050.032.0641.587.113.4832071瀏覽檢索速度.063.023.0962.7】3.007.6221607閱讀界面。117.030.1513.87l .000.513】.949結果顯示方式.073.031.0762.38l .018.7631.310用戶指南與幫助.151.028.1995.414.000.5811.72l表5影響因子的多重共線性診斷Variance PmportionsCondidon 全文原文學科核心查全查準時間更新檢索操作限定瀏覽閱讀結果用戶M0del Dimen8ion Eigenvalue

20、 內(nèi)容期刊方便檢索檢索顯示指南Irldex (ConstaJlt數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)涵蓋蜜蠱跨度頻率功能界面與幫量量比重性功能速度方式蠱助l l 15.3601.000.00.00.00.00.00.00.oo .00.0000.00.00.00.00.oo .002.10911.888.01.02.01.02.01.oo .00.0l .00.01.00.02.38.02.00.023.07114.704.00.00.08.00.oo .05.05,01.01.01.05.03.19.01.03114.05916.29.03.05.01.03.00.04.03.00.07.0700.01.22.00.0

21、8.055.05117.428.00,01.12.01.04.01.01.50.10。02.00.01.00.00。oo .016.04618.348.00.01.18.07.05.02.01.00.03.07.05.06.00.02.02.327.04318.892.oo .00.2702.07.02.oo .01.08.13.16.01.oo .09.01.048.03919.824.00.00.05.01.08.18.04.11.28.06.oo .0302.03.03.089.03820.224.00.03.04.0l .11,00.01.00.00.08.06.02.13.45.oo

22、 .1510.03620.55l .00,02.03,23.26.oo .06,00.00.04.12.10,00.00.10.0211.03221.912.00.08.06.05.25.00.05,19.24.00.00.05.00.06.11.0512.02923.200.00.27.02.36.06.oo .06.06.01.01'.01.24.01.0l .07.0513.02723.926.00.31.11.oo .04.01.14.00.07.11.02.25.0011.120314.02624.452.00.01.oo .04.00.08.02.01.05.37.34.0

23、1.04.17.23.0715.02226.623.00.02.01.00.01.57.48.05.05.01.1814.00.01.01.0016.01532.389.93.17.02.15.01.02.03,03.00.oo .01。00,00.02.17.00通常,如果這些回歸系數(shù)由變量之間的高相關而產(chǎn)生共線的情形,就會造成回歸系數(shù)的扭曲而不能反映出其真實影響力,則回歸方程無效。從表3的相關矩陣得知,影響因子之54間并沒有高相關的情形,基本上,這些回歸系數(shù)應該是可信的。從表4回歸系數(shù)分析表的數(shù)據(jù)顯示出各影響因子的容忍度沒有偏低至接近零的情形。對容忍度最低的查準率而言,其容忍度尚且有0.4

24、51,表示查準率的得分對于總體滿意度的影響力,約有45.1%和其它的影響因子互為獨立。此外,從各預測變量的變異數(shù)膨脹因素觀之,各個數(shù)值也都比較相近,并沒有特別突出的變量。為了進一步驗證這些回歸系數(shù)的正確性,筆者采取常用的方法影響因子的多重共線性診斷(見表5。從回歸分析中的充足模式和限制模式的決定系數(shù),了解各因子的影響力并比較它們的大小。由表5的變異數(shù)比例來看,發(fā)現(xiàn)第16項條件指標達到32.389(超過30,即表明有共線的情形。全文數(shù)據(jù)量、學科內(nèi)容涵蓋率、結果顯示方式在第16項的變異數(shù)比例分別為0.17、0.15和0.17,此項數(shù)據(jù)顯示出全文數(shù)據(jù)量、學科內(nèi)容涵蓋率、結果顯示方式三者存在共線的成分

25、。但其它條件指標的變異數(shù)比例并沒有出現(xiàn)隨著增高的情形,由此顯示全文數(shù)據(jù)量、學科內(nèi)容涵蓋率、結果顯示方式三者共線的情形并不嚴重。從以上多重共線性的診斷,可以確認這些回歸系數(shù)能夠反映出各影響因子的預測能力。3.3回歸方程的殘差分析殘差是預測值與實際值之差的信息,殘差圖也可用來判斷回歸模型的擬合效果。圖1和圖2是sPss根據(jù)問卷調(diào)查數(shù)據(jù)的計算結果顯示殘差分布的實際狀況。從殘差分布的直方圖與附于其上的正態(tài)分布曲線相比較(見圖1中,可以認為回歸方程殘差8服從正態(tài)分布,滿足“殘差分布為正態(tài)分布”的回歸分析假設。圖2為用戶滿意度問卷調(diào)查的觀測量累計概率圖,即標準化殘差的正態(tài)PP圖,用于檢驗殘差分布與正態(tài)分布

26、差異的圖形。該圖的縱坐標為期望累計概率分布,橫坐標為觀測量累計概率分布,圖中的斜線對應著一個均值為O的正態(tài)分布,圖中的散點密切地散布在這條斜線附近,此斜線幾乎被散點掩蓋,也驗證了隨機變量殘差8服從正態(tài)分布,從而證明了樣本來自于正態(tài)總體。4結語通過對電子資源用戶滿意度評價的影響因子進行多元線性回歸分析,筆者認為回歸方程中的各影響因子的評價均值可以反映出用戶感知的電子資源“表現(xiàn)”,多元線性回歸分析的標準化回歸系數(shù)則反映了對總體滿意度的影響大小(指標的重要性程度。由影響因子的評價均值與標準化回歸系數(shù)勾畫出一個策略矩陣(見圖3,得出如下的結論:Dependellt Variable:總體滿意度O.20

27、.15掣0.1酞嘲O.05O圖1殘差分布直方圖圖2回歸標準殘差的正態(tài)PP圖用戶指南與幫助口閱讀弊面一口全文數(shù)據(jù)最。日溯覽檢索速度一4ljl|功能口縮果娃示方式口核心期刊比最限定檢索功能口操作療便性口裔準率原文獲得比例口口查全率口學科內(nèi)釋涵蓋率口更翻頻率44.24.44.b4.苧53.2表現(xiàn)圖3策略矩陣(影響因子的評價均值與標準化回歸系數(shù)(1針對所調(diào)查的電子期刊和電子圖書數(shù)據(jù)庫,用戶感知的“用戶指南與幫助”、“閱讀界面”、“瀏覽檢索速度”、“檢索功能”、“限定檢索功能”、“查準率”這些指標對總體滿意度的影響較大,而目前所調(diào)查的數(shù)據(jù)庫在這些方面的表現(xiàn)不是很好。其中,“瀏覽檢索速度”的表現(xiàn)最差,說明遠程在線訪問方式提55 現(xiàn)代圖書情報技術2007年第lo期情報分析與研究總第156期侯酶數(shù)據(jù)庫,其囂終環(huán)境和訪聞逮疫還囂要徽更多的改善,方能滿足用戶的需要。同時,還應加大對用戶的培訓和使用指導工作,因為用戶認為“用戶指南與幫助”非常重要。(2蔫戶霹“藏文獲褥斃鑲”、“查全率”、“更薪頹攀”方面的表現(xiàn)認為不夠理想,回歸分析結果顯示,他們感知的這些指標對總體滿意度影響并不是很大