基于印象管理量表的反應(yīng)模式篩查故意作假者*

任　巖　潘逸沁　駱　方

(北京師范大學(xué)心理學(xué)部，應(yīng)用實(shí)驗(yàn)心理北京市重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室，心理學(xué)國(guó)家級(jí)實(shí)驗(yàn)教學(xué)示范中心(北京師范大學(xué))，北京 100875)

1　引言

社會(huì)稱(chēng)許性反應(yīng)(Socially Desirable Responding，以下簡(jiǎn)稱(chēng)SDR)，是指被試在填答人格測(cè)驗(yàn)時(shí)，傾向于朝向社會(huì)期望的方向回答(Edwards，1961；Tracey，2016)。研究者發(fā)現(xiàn)，SDR會(huì)污染人格測(cè)驗(yàn)，大大降低測(cè)驗(yàn)分?jǐn)?shù)的真實(shí)性(Goffin & Christiansen，2003；Dunning，Heath，& Suls，2004；Krumpal，2013，Perinelli & Gremigni，2016)。1984年P(guān)aulhus提出了SDR有兩個(gè)成份：自我欺騙和印象管理。自我欺騙是指無(wú)意識(shí)中發(fā)生的夸大反應(yīng)，個(gè)體報(bào)告了不真實(shí)的自我描述，但是他們確信自己就是這樣的。它反映了一定程度的非病態(tài)自戀和對(duì)自我了解的缺乏，類(lèi)似一種人格特質(zhì)，與心理適應(yīng)、樂(lè)觀、自尊及一般的勝任感等人格概念有關(guān)(Farrow，Burgess，Wilkinson，& Hunter，2015)。對(duì)任何測(cè)量自我欺騙的社會(huì)稱(chēng)許性量表分?jǐn)?shù)加以控制，都會(huì)降低與自欺反應(yīng)有聯(lián)系的人格測(cè)驗(yàn)(如焦慮感、成就動(dòng)機(jī)、支配性、幸福感、控制感知、自尊)的預(yù)測(cè)效度。印象管理是指?jìng)€(gè)體故意報(bào)告不真實(shí)的自我描述來(lái)傳遞較好的社會(huì)形象的反應(yīng)趨勢(shì)(Li & Bagger，2006)。印象管理在概念上與人格特質(zhì)無(wú)關(guān)，但仍對(duì)人格特質(zhì)的自陳得分產(chǎn)生作用，是一種反應(yīng)偏差，對(duì)人格測(cè)驗(yàn)的危害更大。

基于雙成分模型，Paulhus開(kāi)發(fā)出了社會(huì)稱(chēng)許性平衡量表(Balanced Inventory of Desirable Responding，BIDR，Paulhus，1991)，描述的都是人類(lèi)不可能具有的美德(或不可能去掉的陋習(xí))，如果被試承認(rèn)(或否定)自己具有這類(lèi)行為，則表明他(她)在無(wú)意或者故意地夸大反應(yīng)。BIDR有兩個(gè)子量表，其中自我欺騙量表的內(nèi)容主要是有關(guān)性和侵犯方面的，這些念頭在人的無(wú)意識(shí)中廣泛存在，如果被試反應(yīng)過(guò)度，則說(shuō)明其具有自我欺騙的傾向。印象管理量表的項(xiàng)目則非?？浯蠛屯该鳎瑐€(gè)體對(duì)這些值得贊美的行為的過(guò)度宣稱(chēng)，一定涉及有意識(shí)的粉飾。Paulhus推薦對(duì)印象管理量表使用特別的計(jì)分方式：在一個(gè) 7 點(diǎn)量表上，對(duì)正向項(xiàng)目?jī)H對(duì)“6” 和“7”計(jì)分；對(duì)負(fù)向的項(xiàng)目?jī)H對(duì)“1”和“2”計(jì)分。他認(rèn)為自我欺騙在這些題目上只能引發(fā)“微弱”的反應(yīng)，得分是較低的。

一些研究者采用實(shí)驗(yàn)研究來(lái)檢驗(yàn)BIDR量表的結(jié)構(gòu)效度。他們操作了兩種實(shí)驗(yàn)條件：“誠(chéng)實(shí)”條件，指導(dǎo)語(yǔ)中要求被試“盡可能誠(chéng)實(shí)回答”；“作假”條件，在指導(dǎo)語(yǔ)中要求被試“盡可能的夸大反應(yīng)，表現(xiàn)出一個(gè)形象最佳的你”。Holden，Book，Edwards，Wasylkiw和Starzyk(2003)發(fā)現(xiàn)“誠(chéng)實(shí)”條件下，被試在自我欺騙和印象管理兩個(gè)量表上的得分相關(guān)為.36，而在“作假”條件下，二者相關(guān)為0.80。很顯然，自我欺騙量表在“作假”條件下測(cè)量了一些有意識(shí)作假的成分；而在“誠(chéng)實(shí)”條件下，印象管理量表也測(cè)量到了無(wú)意識(shí)中發(fā)生的自我欺騙。因而，BIDR的兩個(gè)量表并沒(méi)有良好的區(qū)分效度，尤其是印象管理量表的得分受到了自我欺騙的污染，無(wú)法實(shí)現(xiàn)使用它來(lái)篩選故意作假的被試的目的(Holden et al.，2003)。值得探討的是，當(dāng)被試作答印象管理量表時(shí)，發(fā)生自我欺騙與發(fā)生印象管理在印象管理量表上的得分是否有差別，以及二者的作答模式是否有區(qū)別。如果能夠把二者有效區(qū)分開(kāi)來(lái)，那么就有望將自我欺騙對(duì)印象管理量表的污染作用屏蔽掉，來(lái)篩選故意作假的被試，提高人格測(cè)驗(yàn)的效度了。

本研究擬首先采用實(shí)驗(yàn)研究的范式來(lái)誘導(dǎo)被試發(fā)生自我欺騙和印象管理，考察他們?cè)谟∠蠊芾砹勘淼梅稚系牟町?。然后，采用Mixed Rasch Model(MRM，F(xiàn)ischer & Molenaar，2012)來(lái)考察這些被試在印象管理量表上的作答模式的差異。基于對(duì)這些差異的分析，采用logistic回歸劃定印象管理量表的分界線(xiàn)，將高于分?jǐn)?shù)線(xiàn)的被試認(rèn)定為有意的作假者，而低于分界線(xiàn)的被試認(rèn)定為誠(chéng)實(shí)者(僅在無(wú)意識(shí)中發(fā)生了自我欺騙)。

2　研究方法

2.1　研究工具

選取BIDR的印象管理量表中的10道題目作為社會(huì)稱(chēng)許性量表，嵌套在《大五人格測(cè)驗(yàn)簡(jiǎn)版》中使用。

2.2　被試

北京師范大學(xué)四年級(jí)216名學(xué)生，分屬兩個(gè)公共課班級(jí)，包含十多個(gè)專(zhuān)業(yè)，其中，76名學(xué)生來(lái)自文科系，80名來(lái)自理科系，60名來(lái)自文理兼收系。平均年齡22.36歲(SD=1.04)，男生64人，女生152人。

2.3　施測(cè)

要求兩個(gè)班級(jí)的學(xué)生按照指導(dǎo)語(yǔ)的要求完成人格測(cè)驗(yàn)。其中，一個(gè)班級(jí)接受誘使作假的指導(dǎo)語(yǔ)，一個(gè)班級(jí)接受誠(chéng)實(shí)回答的指導(dǎo)語(yǔ)。

誠(chéng)實(shí)指導(dǎo)語(yǔ)如下：“該測(cè)驗(yàn)是由若干描述性格特征的句子構(gòu)成，請(qǐng)你判斷自己的符合程度，并在相應(yīng)的數(shù)字上打勾，數(shù)字越大表示越符合。測(cè)試結(jié)束后，你可獲得測(cè)試結(jié)果，據(jù)此你可以更加了解自己。我們對(duì)你的測(cè)試結(jié)果嚴(yán)格保密，請(qǐng)真實(shí)回答！”

作假指導(dǎo)語(yǔ)如下：“該測(cè)驗(yàn)是由若干描述性格特征的句子構(gòu)成，你不需要按照自己的真實(shí)情況回答，請(qǐng)把自己表現(xiàn)得盡量?jī)?yōu)秀，并在相應(yīng)的數(shù)字上打勾，數(shù)字越大表示越符合。如果你的測(cè)驗(yàn)成績(jī)足夠優(yōu)秀，排名在前5%，我們兩周后會(huì)公布錄用名單，給你20元的獎(jiǎng)勵(lì)?！?/p>

誠(chéng)實(shí)條件下被試在印象管理量表上的得分代表自我欺騙；作假條件下則代表印象管理。

2.4　統(tǒng)計(jì)分析

社會(huì)稱(chēng)許性量表同時(shí)測(cè)量了“誠(chéng)實(shí)條件”組的自我欺騙和“作假條件”組的印象管理，它們可視為一種潛在特質(zhì)(夸大反應(yīng)的動(dòng)機(jī))同時(shí)估計(jì)。采用Mixed Rasch Model來(lái)估計(jì)潛在特質(zhì)θ，是因?yàn)?1)MRM能夠識(shí)別出具有不同反應(yīng)模式的群體，可以揭示作假與SDR是否會(huì)促使不同類(lèi)型的反應(yīng)發(fā)生。(2)MRM通過(guò)對(duì)項(xiàng)目功能差異的檢驗(yàn)，探索出具有不同反應(yīng)模式的群體，這與根據(jù)均值差異來(lái)判斷類(lèi)別的統(tǒng)計(jì)技術(shù)(比如，聚類(lèi)分析，鑒別分析等)不同(Zickar，Gibby，& Robie，2004)。(3)MRM采用的是分部評(píng)分模型(Partial Credit Model，PCM)來(lái)分析個(gè)體的反應(yīng)模式，PCM是基于項(xiàng)目的相鄰類(lèi)級(jí)之間的關(guān)系來(lái)建構(gòu)的，所以估計(jì)出的項(xiàng)目類(lèi)級(jí)的難易參數(shù)dv不一定是遞增的。理論上，Likert量表的各個(gè)類(lèi)級(jí)(比如，0～4個(gè)級(jí)別分別代表很不符合-非常符合)的難易參數(shù)應(yīng)該是遞增的，也即類(lèi)級(jí)越高，反應(yīng)難度越大。如果個(gè)體不按照自己的真實(shí)水平反應(yīng)，而更傾向于對(duì)某個(gè)類(lèi)級(jí)反應(yīng)(稱(chēng)許性高的)，那么項(xiàng)目類(lèi)級(jí)的難易參數(shù)的順序?qū)⒈淮騺y，作假者的反應(yīng)模式會(huì)被清晰展現(xiàn)。

采用軟件WINMIRA 2001進(jìn)行Mixed Rasch Model分析，SPSS 16.0進(jìn)行l(wèi)ogistic回歸分析。

3　研究結(jié)果

3.1　自我欺騙和印象管理的區(qū)分

3.1.1自我欺騙和印象管理的社會(huì)稱(chēng)許性強(qiáng)度不同

使用MRM分析兩個(gè)組作答社會(huì)稱(chēng)許性項(xiàng)目的反應(yīng)數(shù)據(jù)，估計(jì)的潛在特質(zhì)θ值。結(jié)果顯示，“誠(chéng)實(shí)條件”組的θ值均值為0.115，“作假條件”組的θ值均值為1.272，二者有顯著差異(t=-9.407***)，效應(yīng)值Cohen’sd為1.304，說(shuō)明印象管理的強(qiáng)度更大。需要注意的是，“誠(chéng)實(shí)條件”組27人的θ值大于1，說(shuō)明一些個(gè)體的自我欺騙水平較高。在θ值的最高端(2～5)，幾乎全部是“作假條件”組，這說(shuō)明采用社會(huì)稱(chēng)許性量表時(shí)劃定較高的分界線(xiàn)識(shí)別嚴(yán)重作假者是可取的。

3.1.2印象管理與自我欺騙的反應(yīng)模式不同

MRM采用CAIC指標(biāo)來(lái)判斷分類(lèi)結(jié)果，當(dāng)把個(gè)體分為兩類(lèi)時(shí)CAIC最小(1類(lèi)：5942.80；2類(lèi)：5940.40；3類(lèi)：6107.77)，說(shuō)明把個(gè)體分為兩類(lèi)最為合適。當(dāng)將個(gè)體劃分為兩類(lèi)時(shí)，所有項(xiàng)目的Q值在兩個(gè)類(lèi)別上均未超過(guò)±1.96范圍，說(shuō)明所有項(xiàng)目的擬合良好。

圖1描述了這兩個(gè)類(lèi)別在項(xiàng)目(橫坐標(biāo))5個(gè)類(lèi)級(jí)上的反應(yīng)概率?？梢?jiàn)，第一類(lèi)(左圖)的個(gè)體在第2和第3類(lèi)級(jí)上有較大的反應(yīng)概率，而第二類(lèi)(右圖)的反應(yīng)集中在第三和第四類(lèi)級(jí)上，尤其對(duì)極端的類(lèi)級(jí)4有最大的反應(yīng)概率。

圖1　兩個(gè)類(lèi)別的反應(yīng)概率圖

圖2是這兩個(gè)類(lèi)別在項(xiàng)目(橫坐標(biāo))上的各個(gè)類(lèi)級(jí)的難易參數(shù)圖。第一類(lèi)(左圖)的各類(lèi)級(jí)位置參數(shù)的順序基本正確，第2和3類(lèi)級(jí)的位置參數(shù)幾乎重合，說(shuō)明對(duì)個(gè)體而言?xún)蓚€(gè)類(lèi)級(jí)(中間狀態(tài)、比較符合)并沒(méi)有區(qū)別，個(gè)體傾向于選擇代表較好程度的“比較符合”。第二類(lèi)(右圖)各類(lèi)級(jí)位置參數(shù)的順序是紊亂的，最低的是第3類(lèi)級(jí)，4類(lèi)級(jí)和1類(lèi)級(jí)的位置參數(shù)類(lèi)似，說(shuō)明個(gè)體對(duì)第3和4類(lèi)級(jí)敏感，傾向于對(duì)極端好的選項(xiàng)反應(yīng)。

圖2　兩個(gè)類(lèi)別的難易參數(shù)圖

可見(jiàn)，第一類(lèi)的反應(yīng)模式基本正確，而第二類(lèi)的類(lèi)級(jí)之間的難易參數(shù)完全被打亂，傾向于選擇極端好的反應(yīng)鍵。這說(shuō)明第一類(lèi)個(gè)體的反應(yīng)正常，動(dòng)機(jī)低只會(huì)在低水平類(lèi)級(jí)上反應(yīng)，動(dòng)機(jī)高才會(huì)對(duì)高水平類(lèi)級(jí)反應(yīng)。第二類(lèi)個(gè)體傾向于選擇極端反應(yīng)鍵，他們的反應(yīng)更加劇烈。

進(jìn)一步考察“誠(chéng)實(shí)條件”組和“作假條件”組在這兩個(gè)類(lèi)別上的人數(shù)。結(jié)果顯示，“作假條件”組有55人，“誠(chéng)實(shí)條件”組有25人屬于第二類(lèi)，“作假條件”組有53人，“誠(chéng)實(shí)條件”組有83人屬于第一類(lèi)。也即，“誠(chéng)實(shí)條件”組更傾向于第一類(lèi)別，“作假條件”組更傾向于第二類(lèi)別。由此可見(jiàn)，作假者和誠(chéng)實(shí)者的差異不僅大小強(qiáng)度不同(θ值)，而且反應(yīng)模式也不太一樣(作假者更容易選擇極端的反應(yīng)鍵，得分更高)。

3.2　Logistic回歸劃定分界線(xiàn)

MRM分析的結(jié)果顯示，研究者能夠通過(guò)SDR分?jǐn)?shù)的高低區(qū)分自我欺騙和印象管理。采用Logistic回歸劃定分界線(xiàn)識(shí)別作假者：以個(gè)體在社會(huì)稱(chēng)許性量表的得分(SDR分?jǐn)?shù))為自變量，兩種反應(yīng)01編碼的識(shí)別變量(0為誠(chéng)實(shí)，1為作假)為因變量，對(duì)216名被試的反應(yīng)進(jìn)行Logistic回歸。方程的解釋率Cox & Snell R2和Nagelkerke R2分別為0.336和0.448，說(shuō)明該社會(huì)稱(chēng)許性量表能夠較好的識(shí)別作假反應(yīng)。

Logistic回歸可以估計(jì)個(gè)體的作假概率，如果大于臨界概率，可將個(gè)體判為作假者。下面考察三種臨界概率下誤中率和誤判率的大小，以及相應(yīng)的社會(huì)稱(chēng)許性量表的得分(即分界線(xiàn))。結(jié)果顯示，當(dāng)臨界概率為.3時(shí)，分界線(xiàn)較低(3.35)，容易將個(gè)體判定為作假者，誤中率很小(4.6%)，但是20.8%的誤判率較高，可能會(huì)將一些誠(chéng)實(shí)者誤認(rèn)為作假者。臨界概率為0.5和0.7時(shí)，分界線(xiàn)升高，更容易將個(gè)體判定為誠(chéng)實(shí)者，誤中率增大(12.5%和21.3%)，但是被誤判的誠(chéng)實(shí)者減少(13.4%和4.2%)。可見(jiàn)，分界線(xiàn)低時(shí)，誤中率低，但誤判率高；分界線(xiàn)高時(shí)，誤判率低，但誤中率高。因而，誤中率和誤判率不能同時(shí)減小，顯然劃定分界線(xiàn)是一個(gè)兩難的決策。

本研究在作假條件下的測(cè)驗(yàn)結(jié)束后詢(xún)問(wèn)被試：你對(duì)大約多少的項(xiàng)目作了夸大反應(yīng)？請(qǐng)?jiān)谝韵?個(gè)反應(yīng)項(xiàng)進(jìn)行選擇(10%、20%、30%、40%、50%)。結(jié)果顯示，無(wú)論在哪種臨界概率下，被錯(cuò)誤判為誠(chéng)實(shí)反應(yīng)的被試基本上都是作假比例為10%的輕微作假者。比如0.5的臨界概率下被誤中的27人中，有22人都是這種輕微作假者。在0.7的臨界概率下誤中的46人中，有37人是輕微作假者。這說(shuō)明，當(dāng)選擇較高的臨界概率(分界線(xiàn)為4)時(shí)，雖然誤中率較高，但在誤中的人群中大多數(shù)是輕微作假者，嚴(yán)重作假者(約20%)是能夠較好識(shí)別的。而選擇較低的臨界概率(分界線(xiàn)為3.5)時(shí)，更多的人(約60%)被判為作假者，如此大比例的剔除被試，顯然會(huì)大大降低使用人格測(cè)驗(yàn)的意義。

4　討論

4.1　SDR的實(shí)驗(yàn)研究

SDR的研究范式通常是：隨機(jī)分配兩組被試完成相同的人格測(cè)驗(yàn)，對(duì)一組要求“夸大反應(yīng)，盡可能表現(xiàn)出最好的形象”(作假條件組)，對(duì)另一組要求“盡可能誠(chéng)實(shí)回答，結(jié)果匿名”(誠(chéng)實(shí)條件組)，通過(guò)兩個(gè)組的反應(yīng)對(duì)比了解SDR的性質(zhì)。研究采用這種設(shè)計(jì)，使用不同的指導(dǎo)語(yǔ)創(chuàng)建誠(chéng)實(shí)條件組和作假條件組，誘使作假條件組發(fā)生印象管理。本研究對(duì)作假條件組的指導(dǎo)語(yǔ)做了精心安排，鼓勵(lì)被試作假并給優(yōu)秀者20元的獎(jiǎng)勵(lì)，期望能夠最大可能的模擬作假者心境。Mueller-Hanson，Heggestad和Thornton(2003)認(rèn)為獎(jiǎng)勵(lì)的方式會(huì)誘發(fā)出更加真實(shí)的作假反應(yīng)。

研究結(jié)果表明，“作假條件”組的夸大反應(yīng)(θ值)比“誠(chéng)實(shí)條件”組大很多，而且在反應(yīng)模式上也體現(xiàn)出更容易選擇極端反應(yīng)的特征。對(duì)于MRM分出的兩個(gè)類(lèi)別而言，“作假條件”組有55人，“誠(chéng)實(shí)條件”組有25人屬于第二類(lèi)，“作假條件”組的人數(shù)顯然更多，說(shuō)明選拔情景中個(gè)體更傾向于極端反應(yīng)。個(gè)體在誠(chéng)實(shí)條件下有各種反應(yīng)定勢(shì)(Response Set)包括極端反應(yīng)、趨中反應(yīng)、順從效應(yīng)等，這表明一部分個(gè)體(25人)在回答測(cè)驗(yàn)時(shí)，可能傾向于選擇極端反應(yīng)鍵，他們視5點(diǎn)量尺與2點(diǎn)量尺相同，并沒(méi)有程度上的差別?！白骷贄l件”組有53人，“誠(chéng)實(shí)條件”組有83人屬于第一類(lèi)，這些“作假條件”組的個(gè)體也許能夠理解反應(yīng)鍵的不同強(qiáng)度，謹(jǐn)慎的傳遞理想個(gè)體形象，他們的夸大反應(yīng)是更加精明的。

4.2　使用Logistic回歸劃定分界線(xiàn)

使用Logistic回歸可以幫助研究者尋找影響因變量分類(lèi)的關(guān)鍵自變量，確定該怎樣對(duì)自變量劃定分界線(xiàn)，能夠更好的預(yù)測(cè)因變量的類(lèi)別。本文把既有的實(shí)驗(yàn)分組定為因變量(1為作假，0為誠(chéng)實(shí))，社會(huì)稱(chēng)許性量表分?jǐn)?shù)作為自變量，結(jié)果顯示，該分?jǐn)?shù)能夠較好的預(yù)測(cè)因變量。但是，基于臨界率劃定分界線(xiàn)是一個(gè)兩難問(wèn)題，如果臨界概率較低，分界線(xiàn)會(huì)較低，個(gè)體容易被判定為作假者，誤中率很小，但是誤判率升高，可能把一些誠(chéng)實(shí)者誤認(rèn)為作假者。相反，臨界概率較高時(shí)，分界線(xiàn)升高，個(gè)體更容易被判定為誠(chéng)實(shí)者，誤中率增大，但是被誤判的誠(chéng)實(shí)者減少?？梢?jiàn)，分界線(xiàn)低時(shí)，誤中率低，但誤判率高；分界線(xiàn)高時(shí)，誤判率低，但誤中率高，誤中率和誤判率不能同時(shí)減小。

MRM的結(jié)果部分顯示：劃定較高的分界線(xiàn)更為合適，因而建議劃定較高的分界線(xiàn)(4分)識(shí)別嚴(yán)重的作假者，雖然誤中率較高，但是誤判率能夠大幅度的降低，即不會(huì)把誠(chéng)實(shí)的回答者誤認(rèn)為是作假者。

5　結(jié)論

研究采用實(shí)驗(yàn)研究范式，探討了當(dāng)被試發(fā)生自我欺騙或印象管理時(shí)，其在BIDR印象管理量表上的得分差別有多大及二者的作答模式是否有區(qū)別。MRM的分析結(jié)果顯示，印象管理和自我欺騙的分?jǐn)?shù)強(qiáng)度不同，而且它們會(huì)促使不同類(lèi)型的反應(yīng)發(fā)生，有更多的作假者傾向于選擇極端的反應(yīng)鍵，項(xiàng)目得分更高?；贛RM的分析結(jié)果，繼續(xù)采用Logistic回歸技術(shù)對(duì)量表分?jǐn)?shù)劃定了分界線(xiàn)，雖然分界線(xiàn)的劃定是一個(gè)兩難問(wèn)題，但是劃定較高的分界線(xiàn)識(shí)別嚴(yán)重的作假者更為合適。