人才选拔情境下社会称许性对人格测量的影响，本文主要内容关键词为：情境论文,测量论文,人格论文,社会论文,人才论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：B849 文献标识码：A 文章编号：1004—8332（2007）04—0037—05
一、前言
自20世纪80年代后期，大五人格测验在人事选拔中开始广泛使用。一系列元分析表明，除了知识、技能外，人格特质是多数工作绩效的有效预测指标，尤其对于关系绩效和个人组织适配性。2005年，Barrick和Mount提出有关人格特质与工作行为关系研究的展望，其中之一就是对人格特质测量的问题。[1] 他们提出需要对人格的概念进一步细分，采用不同层次的分类来抓住人格最低水平和更高层水平的结构。因而对于人格测量来说，区分其不同层次的因素结构是非常重要的。
人格测验虽然在人才选拔和人员安置等实践中得到广泛的应用，但却受到许多质疑，其中之一就是受测者的社会称许性（Social Desirability,SD）反应所产生的负面影响，包括SD对人格测验的预测效度、结构效度及选拔中录用决定造成的负面影响。[2]
人格因素结构对我们理解人格与工作行为之间的关系非常重要，[1] 因而很多研究者致力于研究SD对人格测验结构效度的影响。以往的研究方法通常采用探索性因素分析（EFA）或验证性因素分析（CFA）检验在不同动机的情境下人格因素结构是否改变。这些研究结果大相径庭：Schmit等（1993）和Ellingson等（1999）表明在应聘情境下人格测验结构变得更复杂或变成单维，[3][4] 而另一些的研究则证明两种情境下人格测验的结构未改变。[5][6] 这些研究方法往往存在一些不足，例如只能探索潜在人格因素结构是否随施测情境的改变而改变，而不能深入地分析SD是如何影响潜在人格因素和外显指标（人格量表得分或项目得分）的。
为了更深入地探索SD对人格因素结构的影响机制，Smith等人[7]（2002）借鉴Williams等[8]（1994）的研究方法，在人格因素结构模型中加入一个共同方法因素——SD因素，并且采用多组验证性因素分析（MCFA）检验应聘组与学生组的结构模型是否恒等，结果表明：加入SD因素的模型在两组间是恒等的。
本文在Smith等人的研究基础上进一步探索SD对人格测量的影响机制，为澄清SD是否影响人格因素结构这个问题提供新的证据。本研究有两点与以往研究不同：（1）对两种情境的分类方式不同。Smith等[7] 以应聘者和非应聘者作为分组标准，本研究则以SD量表得分高低作为各类受测者（包括应聘者和非应聘者）的分组标准，因为Ellingson等[5]（2001）提出应聘者不一定都作假，而非应聘者不一定都不作假，因而用SD量表得分来反映受测者的SD动机最恰当。（2）本研究应用MCFA统计方法除了检验整体恒等性外，还进一步检验几类负荷的部分恒等性，以便更深入地探讨SD对人格因素结构和人格量表得分的影响机制。
二、研究方法
工具：人格测验采用我们国内比较常用的16PF测验中的15个人格分量表（聪慧性量表B是认知能力测验，因而不纳入本研究中），版本为南方人才市场修订的16PF测验。SD量表采用南方人才市场开发的“好印象倾向”量表，此量表根据EPQ和MMPI的测谎量表而编制，用于评估受测者作答时SD反应的程度。
被试：本研究数据来源于厦门市一家人才测评机构，被试共1802人：其中应聘人员564人，参加职业经理人资格认证人员916人，接受职业咨询人员97人，在职接受考核人员225人；男性1314人，女性488人；年龄最大的60岁，年龄最小的18岁，平均值31.7岁，标准差7.42岁。
被试的分组：把1802名被试按SD量表得分从高分至低分排列，高分端1／3的被试为高分组，共595人；低分端约1／3的被试为低分组，共670人。
人格因素结构模型的设定：由于16PF测验采用15个分量表测量了15个潜在人格特质，测验项目和人格因素都比较多，因而本研究16PF的二级因素结构，模型采用5因素结构模型，该模型被许多学者用EFA和CFA方法得到证验，是大家比较认同的理论模型。[5][9][10] 在本模型中，15个人格量表得分作为15个外显指标分别负载在5个二级人格因素上，其中个别指标存在交叉负载现象，即一个指标负载在两个人格因素上。[9]
嵌套模型设定：根据MCFA分析方法，分别设定一系列模型。[11] 模型1为高分组的模型：在16PF的二级因素结构模型中加入一个SD因素，设定SD到15个指标的负荷（简称SD因素负荷）自由估计；模型2为低分组的模型：模型设置与模型1相同；模型3为基线模型：设定高分组与低分组模型在模式上恒等；模型4：在模型3的基础上设定人格因素到指标间的负荷（简称人格因素负荷）在两组间恒等；模型5：设定包括人格因素负荷和SD因素负荷在内的所有负荷在两组间都恒等；模型6：在模型4的基础上设定所有误差方差在两组间恒等。
数据分析软件：LISREL8.53。
模型检验与比较程序：首先检验模型1至模型3三个基线模型，然后比较模型5与模型3，检验整体负荷恒等。如果接受模型5，说明整体负荷恒等，则继续检验误差方差是否恒等；如果接受了模型3，说明整体负荷不恒等，需要作部分恒等检验，比较模型4与模型3，以便检验是哪类负荷不恒等造成了两组间的整体负荷不恒等，并在部分恒等基础上继续检验误差方差恒等。
三、结果
效应值反映了实验处理效应的大小，即表明了高分组与低分组平均值间的标准差异大小。表1显示出低分组和高分组在“好印象倾向”量表上的得分差距最大，效应值达到4.28。而对于“正面”描述（对于SD而言）的人格量表（如稳定性C）得分，高分组普遍高于低分组，对于“负面”描述的量表（如紧张性Q[,4]）得分，高分组普遍小于低分组。两组得分之差的平均效应值为0.37。这些都表明依据SD量表得分高低来分组能够明显地区分不同组间的SD动机差异。但另一方面，两组间得分之差在不同人格量表上相差很大，一些量表如C、G、O、Q[,4]，效应值很大，分别为1.04、0.88、-0.72、-0.74，而另一些量表如A、F、N、Q[,2]，则效应值很小，为0.04、0.04、-0.01、0.05。说明在真实应聘或考核环境中，受测者不是简单地提高所有“正面”描述的量表得分，降低所有“负面”描述的量表得分，而是根据理想个体或理想员工形象来提高或降低各类量表的得分。[2]
通过一系列模型的验证和比较，结果如表2所示：模型1至模型3的各项拟合指数都较好，说明基线模型对二组受测者都适合，两组的模型在模式上是恒等的；比较模型5与模型3表明，两者间的
达到显著水平，应该接受比较复杂的模型3，说明整体负荷不恒等，需要作部分恒等检验；比较模型4与模型3，两模型间的未达到显著水平，因而应该接受比较简单的模型4，说明人格因素负荷是恒等的，造成整体负荷不恒等的原因是SD因素负荷不恒等；继续检验误差方差是否恒等，比较模型6与模型4，其达到显著水平，应该接受比较复杂的模型4，说明误差方差不恒等。
经过模型的验证和比较，我们最终接受了模型4，即表明高分组与低分组的因素结构模型在模式和人格因素负荷上恒等，但在SD因素负荷和指标的误差方差上不恒等。
模型4中低分组和高分组的人格因素负荷和SD因素负荷如表3所示。
四、讨论
分析低分组和高分组在15个人格量表得分上的平均值差异表明：两组间得分之差在不同人格量表上相差很大，效应值从1.04到0.01。Ellingson等人提出在实验室条件下用指导语指导被试作假不能真实地反映现实中应聘者的SD反应情况。[5] 在实验室中，被试不考虑项目的内容，而一味地朝着SD方向作答，人格量表的得分普遍地升高，而在实际的应聘环境下，应聘者在脑海里有个理想员工或理想个体形象，会根据项目内容而作不同程度的SD反应，因而SD动机高的受测者在不同人格量表上得分提高的幅度也有差异。[2][12] 本研究的结果支持了这论点，这也说明要研究SD对人才选拔与考核的负面影响，要在真实的环境下进行。
本研究结果还表明高分组在“正面”描述的量表上得分普遍大于低分组，而在“负面”描述的量表上得分则普遍小于低分组，两组得分之差的平均效应值为0.37。以往研究表明受测者如果有意作假的话，其量表得分可平均提高半个标准差[5]，Mueller-Hanson等人[12]（2003）的研究表明两种实验条件下两组得分之差的平均效应值为0.41，本研究的效应值与这些研究结果相接近，但略小一些。这证明了SD会影响到人格因素的外显指标——人格量表得分。
本研究中潜在变量的外显指标的方差可分解成三个部分：人格因素方差、SD因素方差和误差方差。[11] 人格因素方差代表潜在人格因素的方差，如果人格因素负荷恒等的话，则表明二级人格因素对人格测量的影响作用在两组间恒等，即人格因素结构恒等，如果负荷不恒等则表明人格因素的结构并不恒等；SD方差代表SD共同方法因素造成的系统误差方差，如果SD因素负荷恒等的话，则表明SD往两组的人格测量加入相等的系统误差，SD对两组的人格测量影响恒等，如果负荷不恒等的话，则表明SD对两组人格测量的影响不同；误差方差代表其他因素造成的随机误差方差或其他系统误差方差，如果它恒等，则表明其他因素对人格量表的测量影响作用是恒等的，反之则表明其他因素的影响作用不恒等。本研究结果表明人格因素负荷恒等，但SD因素负荷和误差方差不恒等，说明二级人格因素结构在高、低分两组间恒等，但SD这个共同方法因素和其他因素对两组的人格测量的影响作用是不同的，SD往两组的人格测量加入不相等的系统误差。这说明了SD虽然未破坏人格因素结构的恒等，但我们还是需要对SD的影响进行控制。
Smith等人[7]（2002）的研究结果与本研究相似：也证明两组间人格因素负荷恒等，误差方差不恒等，不同之处在于他们证明SD因素负荷也恒等。因而他们得出结论：SD不会影响人格因素的结构效度，不需要对其进行控制。两个研究结果不同的原因可能是两者对分组的依据不同，Smith等人（2002）根据测试情境分为应聘组和学生组，而本研究是根据SD量表得分高低把真实环境下的受测者分成高分组和低分组。Ellingson等[5]（2001）提出应聘者不一定都作假，而非应聘者不一定都不作假，因而依据SD量表得分来分组最能区分不同SD动机的受测者。本研究的分组方法最大程度体现了两组间的SD动机差异，从而得出SD因素负荷在两组间不恒等的结果，而Smith等人的分组方法不能很好地区别两组的SD动机，因而得出SD在两种情境下的作用机制一致，不需要对其进行控制的结论。
有关SD是否改变结构效度的研究一般采用传统的方法：运用EFA或CFA直接比较两种情境下人格因素的理论结构是否改变。而本研究借鉴Smith等人和Williams等人的研究，[7][8] 在人格因素结构中加入一个SD因素，然后检验整体模型是否随不同SD动机而改变，这种方法可允许我们分别检验人格因素负荷、SD因素负荷和误差方差是否恒等，以进一步探索SD对人格测量的作用机制。Marshall等人（2005）及Ellingson等人[5][6]（2001）采用传统方法研究表明SD未改变人格因素结构，本次研究也证明该结果，而且还进一步证明SD虽然未破坏人格因素结构，但对两组人格测量却产生了不同影响，因而需要对其进行控制。
一直以来，SD的研究中存在有关什么是SD，是否需要对其控制的争议。传统观点认为SD是反应偏差，对人格测量是一种污染源，需要对其进行控制，[2][13] 得出SD改变了人格因素结构的研究结果支持这个观点；而另一些研究者认为SD是稳定的人格特质，对人格的预测效度和结构效度不产生影响，不需要对其进行控制，[2][7] 近年来研究证明SD未改变人格因素结构，倾向支持这个观点。我们在实践中一般根据人格量表得分（外显指标）而不是潜在人格因素来判断受测者的人格特征，从而做出录用决定，本研究结果表明SD虽然未改变潜在人格因素结构，但往不同动机组的人格测量加入了不相等的系统误差，并且影响了人格量表得分，因而需要对其影响进行控制。有关控制SD影响的方法本研究建议：尽量在人格测验的编制和施测阶段控制SD对人格测量的影响，但如果条件限制，程序控制无法实施或无法完全消除SD这个共同方法偏差的影响时，则应该在数据分析阶段考虑采用统计方法来对SD的效应加以检验和控制。Podsakoff等[14]（2003）提到的CFA控制方法是一种很有效的统计技术，其操作程序如本研究一样，在人格因素结构模型中加入SD因素，然后进行模型估计和检验，对人格量表得分方差进行分解，以检验和控制SD因素对人格测量造成的影响。本研究把SD因素作为无可测量的共同方法偏差，[14] 潜在因素SD缺乏测量指标，使得我们没有十分把握确信该共同方法偏差源自SD因素。SD包括自我欺骗（self-deception）和印象管理（impression management）两个因素，[2] 今后的研究可把自我欺骗和印象管理作为两个共同方法因素，并用Paulhus的BIDR量表分别加以测量，分别探讨这两个因素对人格量表的测量。
五、结论
本研究把包括应聘者、在职考核人员、资格认证人员以及职业咨询人员在内的受测者按SD量表得分高低抽取高分组和低分组，借鉴Smith等人的研究方法对两组的人格因素结构进行恒等性分析。得出以下结论：（1）人格量表得分在两组间差异的平均效应值为0.37，说明，SD影响了人格量表得分；（2）人格因素负荷在两组间恒等，说明SD不影响人格因素结构；（3）SD因素负荷和误差方差不恒等，说明SD因素和其他因素对不同动机的受测者的人格测量的影响是不同的，需要控制SD对人格测量的影响。
收稿日期：2007—06—01
标签：人格结构理论论文; 人格测验论文; 动机理论论文; 社会因素论文; 人才选拔机制论文; 误差分析论文; 负荷预测论文;