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影响职务信息完整性的若干因素

影响职务信息完整性的若干因素

王二平1罗凤英2李锋1周洁1

（1中国科学院心理研究所，北京100101wangep@；

2中共上海市委党校，上海200233）

摘要本研究通过3个完全实验以验证极端性转移，社会称许性，启发式，类化对职务信息完整性的影响。

以内部变异小的排球主攻和二传，交通警察，出租汽车司机职务为分析的目标职务，采用问卷和访谈两种方法分析职务。

结果表明，极端性转移和类化影响职务信息的完整性；社会称许性的影响只表现在任职者上；启发式只在信息提供者仅凭经验判断时有影响；采用问卷法职务分析时虚报和不完整两种偏差并存，虚报不能抵消不完整。

关键词职务信息完整性极端性转移社会称许性启发式类化

1问题

职务分析（jobanalysis）是获取职务信息的研究[1]。

人力资源管理的所有政策制定和决策都需要以职务分析为根据[2]。

职务分析主要依赖信息提供者的判断。

经验和研究证明，人的判断可能存在各种偏差。

这一事实在职务分析中却往往被忽视[2]。

20世纪60年代以来，研究者们陆续指出职务分析中的种种判断偏差问题——不同身份的信息提供者的判断不完全一致，说明对职务的了解程度影响判断结果[3-5]；新手与专家的判断存在差异[6,7]；职务分析专家小组的判断可与大样本任职者的一致[8,9]；女性职务分析员的判断结果较男性低[10]；职务分析专家对男性为主职务的评价高于女性为主的职务[11]；不同任职年限的任职者在作业评价方面有差异[12,4]；不同职务分析工具或方法可获取的职务信息量不同[13]；培训可显著提高管理者对职务说明书信息的利用，减少职务评价的误差[6,14]。

这些研究都不是对判断偏差的系统分析。

1989年，Spector等首次系统讨论了职务分析的准确性问题，包括评定的信度、聚合效度、评定偏差，以及评定者特征的影响等[15]。

1997年，Morgeson和Campion发表了论述职务分析中不准确性来源的概念框架论文[2]。

他们根据社会心理、认知、以及组织心理等领域的有关研究，认为职务分析中存在16种可能的不准确性来源。

这些不准确性来源可分为社会（心理）的和认知的两类。

他们进一步推论，上述不准确性来源可能影响以下6个方面：

评定者间信度（interraterreliability），评定者间一致性（interrateragreement），职务区分度（discriminationbetweenjobs），因素结构的维度（dimensionalityoffactorstructures），平均评定（meanratings）和完整性（completeness）。

其中，完整性是Morgeson和Campion提出的新概念，但没给出工作定义。

周智红等应用关键事件技术（CriticalIncidentTechnique,CIT）分析机床销售员职务时发现，没有一名任职者和管理者能够提供全所有的职责和作业信息[16]。

这也是职务信息不完整的现象。

但他们未进一步探讨导致职务信息不完整的心理因素。

本研究认为，完整性指职务分析获取的信息能否反映职务职责和作业活动的全貌而无缺失。

在此基础上，信息分析是否可靠和准确才有意义。

因此，完整性要比其他5个分析信度来更为基本。

Morgeson和Campion推论，有8种不准确性来源可能影响职务信息的完整性。

属于社会心理因素的有：

极端性转移（extremityshifts），动机丧失（motivationloss），社会称许性（socialdesirability）；属于认知因素的有：

信息过载（informationoverload），启发式（heuristics），类化（categorization），不恰当信息（inadequateinformation），次序与对比效应（orderandcontrasteffect），光晕（halo）[2]。

这些理论假设都需要验证。

职务信息的完整性也需要更明确、可操作的定义。

一个研究无法验证所有这8个因素，而单一因素的分析又可能割裂因素间的交互作用。

本研究拟选择人们比较熟悉，又有研究积累的4个因素——极端性转移，社会称许性，启发式，类化，分析它们对职务信息完整性的影响。

极端性转移指群体讨论中成员意见偏向极端的现象[17]。

成员在讨论中可能更希望达成一致而不是寻求正确结果，就可能只关注共享的信息而不能充分考察非共享的信息。

Stasser等研究表明，群体成员在某种相关特质的同质性容易诱发极端性转移[18]。

职务分析可以采用群体讨论的方式获取职务信息。

如果参与讨论的信息提供者与职务经验相关的某种特质同质，是否会由于对职务职责或作业范围的判断偏差趋于一致而导致职务信息不完整？

社会称许性指获得社会赞赏和接受的需要，并采取文化上可接受和赞许的行为以满足这种需要[19]。

Smith等在研究中发现，任职者和管理者在职务分析问卷中对有关责任项目的反应比职务分析员和大学生夸大[20]。

王二平等在应用职务分析问卷的研究中也发现，低级职务的变异不适当地高于高级职务[21]。

这些现象也许属于社会称许性反应。

如果暗示某些职责或作业对组织有特殊意义，信息提供者是否会片面强调这些职责或作业而忽略其他导致职务信息不完整？

启发式是一种解决问题的策略，即凭经验缩小和简化问题空间，以期解决问题[22]。

Tversky和Kahneman总结出不确定条件下解决问题的三种启发式策略：

代表性（representiveness），实例的可用性（availabilityofinstances），以及锚定调整（adjustmentfromananchor）。

Sanchez和Levine研究发现，任职者在判断作业的重要性时会依据作业的关键性和学习难度简化问题。

[23]职务分析属于规则丰富问题[24]，信息提供者只能采用启发式解决信息的搜索和提取问题。

启发式是否导致职务信息不完整？

类化指认识复杂对象时减少信息加工负荷的策略[25]。

人们对新接触的对象总是通过表面化的比较，将其归属于某已知的事物类，据此推论对象其他未知的特征。

在职务分析中，典型的信息提供者有三类：

任职者，管理者，职务分析员。

他们对于同一职务的经验是不同的，类化结果也可能不同。

缺乏经验的信息提供者采用有偏差的类化策略是否导致职务信息不完整？

2方法

本研究应用完全实验设计分析上述因素对职务信息完整性的影响。

分析的首要基础是对职务信息完整性的界定。

由于职务信息完整性无法先验地确定。

本研究给出职务信息完整性的操作定义——任意两名信息提供者提供的职务信息交集的并集。

简单地说，凡是有两名信息提供者提及的职务信息，就进入完整集。

虽然无法证明这个职务信息集为完整，但可以证明凡小于该集的均不完整。

常用的职务分析方法有问卷和访谈。

本研究集中探索这两种职务分析方法中各因素的作用。

问卷采用《职位分析问卷》（PositionAnalysisQuestionnaire,PAQ）。

PAQ由191个项目组成，分为信息输入、心智活动、工作输出、与他人的关系、职务背景关系、其它职务特征6个部分[26]。

PAQ开发者称该工具适用于所有职务。

[27]实际使用时对于任何一个职务，都会有相当数量的项目冗余，因此大多数项目有“不适用”（doesnotapply,DNA）选支。

这一特点便于分析信息提供者提供的信息完整性，并与其他不准确性区分开来。

本研究规定，对PAQ各项目，凡是选择DNA选支的，记为0（不适用）；凡选择其他选支的，均记为1（适用），以确定职务信息的完整集。

访谈问题主要是概述职务的职责与作业。

应用访谈法时，职务信息判断则是开放式的，但概括为职责和作业后仍采用本研究的完整性操作定义。

职务内变异[3]是一个突出的无关变量。

在全社会范围，同名称不同职责和作业的，不同名称却有类似职责和作业的现象都存在。

在组织内，许多职务内也存在职责和作业差异的职位（positions）[1]。

分析职务信息的完整性，要将信息提供者提供的信息变异与职务内的自然变异区分开。

选择目标职务时还有另一方面的考虑。

为比较不同信息提供者的判断，要用到专职的职务分析员为被试。

但我国这种专职人员很少，只得以人力资源管理专业的研究生和本科生充当这种身份。

因此，本研究选择公众非常熟悉、内部变异又小的职务，如排球运动员、交通警察、出租汽车司机作为分析的目标职务。

具体实验操作在各次实验中专门介绍。

数据分析使用的是SPSS10.0统计软件包。

3实验一

此次实验要验证社会称许性、启发式、类化3个因素的影响。

关于社会称许性，如果暗示职务分析结果有某种特殊的社会意义，信息提供者可能为迎合这种社会意义而产生判断偏差导致职务信息不完整，而且任职者可能比其他信息提供者更可能迎合这种社会意义。

本研究因此提出假设：

H1a：

受比较职务贡献的指导语影响，信息提供者提供的信息比在宣称研究职务特征的指导语下更可能不完整；

H1b：

受比较职务贡献的指导语影响，任职者比管理者和职务分析员提供的信息更可能不完整。

关于启发式，信息提供者在判断中可能将职务活动简约地表征为少数最具代表性的作业或职务特征而导致职务信息的不完整。

本研究因此提出假设：

H2：

信息提供者仅凭经验比阅读职务说明书和观看职务活动录象，阅读职务说明书比观看职务活动录象，提供的职务信息更可能不完整；

关于类化，任职者，管理者，职务分析员对职务的经验不同，类化结果也可能不同。

缺乏经验的信息提供者的类化策略可能忽略职务的细节特征而导致信息不完整。

本研究因此提出假设：

H3：

提供职务信息时，职务分析员比管理者和任职者，管理者比任职者更可能不完整。

3.1方法

目标职务：

排球运动中的主攻和二传。

集体运动项目的职务内变异要比其他工作组织的小得多。

而且，排球运动比较普及，人们都很熟悉。

被试：

北京地区16所高校排球队队员（任职者：

主攻83名，二传50名）和教练（管理者27名），2所高校的人力资源管理专业的研究生和本科生（职务分析员85名），共计245名。

职务分析工具：

《职位分析问卷》（PAQ）。

材料：

根据体育院校排球专业教科书编写目标职务说明书（jobdescriptions），根据排球比赛录象编辑成目标职务的介绍录象，经国家体育总局和北京体育大学的两位排球专家审定。

实验程序：

研究者分别前往各高校招募被试，在课余或训练之余向被试介绍研究意图和要求。

通过变换研究目的指导语（为研究职务特征、为比较职务贡献）操纵社会称许性变量，变换辅助信息手段（仅凭经验、经验加阅读职务说明书、经验加阅读职务说明书加观看录像。

因个体经验无法预知，也无法排除，只能凭迭加法恒定）操纵启发式变量，变换信息提供者（任职者、管理者、职务分析员）操纵类化变量。

实验为2（社会称许性）×3（启发式）×3（类化）组间设计。

被试被随机分配到各条件组合，个别独立作答PAQ。

每种条件组合下至少3名被试。

3.2结果

首先，根据完整性的操作定义建立两个职务的完整信息集，结果PAQ所有项目都包括进来。

这显然与职务实际不符。

毕竟有245名被试的判断，任何一个项目，只要有两名被试判断为“适用”，这个项目就会进入完整模中。

本研究只得改变操作，根据对每个项目判断结果的χ2检验，将选择“不适用”的频次显著高于“适用”的项目排除出完整集。

结果得到主攻135个项目，二传150个项目的职务信息完整集。

然后，按PAQ各部分分别作方差分析。

因素间有交互作用的，再作简单效应分析。

结果显示3个因素之间较多的显著交互作用，且在两个职务上不完全一致。

三因素交互作用（df=4）显著的，主攻职务有“信息输入”（F=3.18，P=0.020），“工作输出”（F=2.75，P=0.036），“与他人的关系”（F=4.15，P=0.005），“工作背景关系”（F=5.80，P=0.001）；二传职务有“工作输出”（F=3.52，P=0.012），“与他人的关系”（F=3.10，P=0.022），“工作背景关系”（F=8.64，P=0.000）。

由于对三因素交互作用的分析过于繁琐，也不易解释，本研究将其并入误差，重新作方差分析。

表1和表2为主攻和二传两个职务的方差分析以及简单效应分析结果，为节约篇幅，只列出F值和P值（下同）。

PAQ第六部分“其他职务特征”均未进入两个职务的完整信息集内，故未分析这部分。

表1排球主攻职务影响完整性因素方差分析及简单效应分析

信息输入

心智活动

工作输出

与他人的关系

工作背景

F

P

F

P

F

P

F

P

F

P

社会称许性（SD）

4.72

0.033

0.52

0.472

3.00

0.088

2.50

0.119

0.19

0.664

启发式（HR）

3.74

0.029

0.69

0.506

4.02

0.023

0.32

0.727

0.09

0.914

类化（CG）

4.32

0.013

4.17

0.020

7.15

0.002

5.86

0.005

2.38

0.101

SD×HR

0.30

0.742

0.47

0.625

2.12

0.130

0.57

0.568

1.14

0.327

SD×CG

0.06

0.939

1.69

0.193

6.00

0.004

7.75

0.001

0.98

0.379

HR×CG

3.39

0.014

0.46

0.762

0.63

0.640

2.74

0.036

3.74

0.013

CG1中SD

.

.

.

.

11.28

0.001

15.71

0.000

.

.

CG2中SD

.

.

.

.

0.25

0.617

0.50

0.481

.

.

CG3中SD

.

.

.

.

1.19

0.279

0.25

0.620

.

.

CG1中HR

6.11

0.003

.

.

.

.

.

.

.

.

CG2中HR

2.01

0.141

.

.

.

.

.

.

.

.

CG3中HR

0.64

0.529

.

.

.

.

.

.

.

.

HR1中CG

.

.

.

.

.

.

1.92

0.154

3.62

0.031

HR2中CG

.

.

.

.

.

.

7.59

0.001

5.19

0.008

HR3中CG

.

.

.

.

.

.

0.28

0.759

0.68

0.512

表2排球二传职务影响完整性因素方差分析及简单效应分析

信息输入

心智活动

工作输出

与他人的关系

工作背景

F

P

F

P

F

P

F

P

F

P

社会称许性（SD）

0.33

0.570

1.52

0.223

0.04

0.837

0.03

0.876

1.98

0.164

启发式（HR）

3.02

0.056

0.07

0.993

1.01

0.370

1.22

0.303

0.54

0.587

类化（CG）

0.82

0.446

6.28

0.003

5.24

0.008

4.00

0.023

2.43

0.097

SD×HR

1.93

0.154

0.84

0.436

3.90

0.026

4.29

0.018

1.82

0.717

SD×CG

3.43

0.039

0.84

0.436

0.27

0.768

0.30

0.744

0.30

0.742

HR×CG

2.88

0.030

2.18

0.083

2.40

0.060

2.82

0.033

3.73

0.009

CG1中SD

4.49

0.038

.

.

.

.

.

.

.

.

CG2中SD

0.00

0.967

.

.

.

.

.

.

.

.

CG3中SD

1.51

0.223

.

.

.

.

.

.

.

.

SD1中HR

.

.

.

.

1.05

0.354

.

.

.

.

SD2中HR

.

.

.

.

3.06

0.053

.

.

.

.

HR1中SD

.

.

.

.

.

.

2.72

0.103

.

.

HR2中SD

.

.

.

.

.

.

4.39

0.040

.

.

HR3中SD

.

.

.

.

.

.

0.03

0.864

.

.

HR1中CG

3.44

0.038

4.10

0.021

2.81

0.067

0.69

0.506

5.75

0.005

HR2中CG

0.31

0.737

5.13

0.005

5.20

0.008

0.70

0.499

1.01

0.369

HR3中CG

3.82

0.027

0.13

0.875

0.73

0.487

4.47

0.015

0.58

0.561

由表1、表2可知，类化在两个职务的几乎所有部分都有显著主效应。

分水平比较表明，职务分析员提供的职务信息比任职者和管理者显著不完整；任职者与管理者无显著差异。

两因素的交互作用在两个职务上、在职务信息各部分表现不完全一致。

启发式与类化的交互作用在两个职务上一致：

都表现在“信息输入”，“与他人的关系”，“工作背景关系”部分。

分水平比较表明，仅凭经验，观看职务活动录象，阅读职务说明书提供的职务信息完整性显著递增。

社会称许性与类化的交互作用在主攻职务的“工作输出”和“与他人的关系”部分，在二传职务的“信息输入”部分显著。

社会称许性与启发式的交互作用只在二传职务的“工作输出”和“与他人的关系”部分显著，在主攻职务上都不显著。

再分析简单效应。

对于主攻职务，社会称许性在类化水平1（任职者）效应显著；启发式在类化水平1（任职者）下效应显著；类化在启发式水平1（仅凭经验）和2（经验加阅读职务说明书）下效应显著。

对于二传职务，社会称许性在类化水平1（任职者），在启发式水平2（经验加阅读职务说明书）效应显著；类化在启发式3个水平下都效应显著。

3.3讨论

首先可以确定，类化影响职务信息的完整性。

本实验是通过变换不同身份的信息提供者来操纵类化变量的。

职务分析员在PAQ所有部分提供的信息都比任职者和管理者更不完整；任职者与管理者则无显著差异。

这一结果意味着，在职务分析中，选择信息提供者非常重要。

一些研究和管理工作为了便利，往往以职务分析员代替任职者或管理者来判断职务。

这样的职务信息完整性是可疑的。

三因素实验中出现那么多的因素间交互作用，不仅作者没有经验过，也罕见其他研究者的报告。

而且这些交互作用在两个职务上表现不一致。

这里着重讨论社会称许性和启发式的简单效应。

显然，社会称许性效应只表现在与职务分析结果有直接利益关联的任职者上。

这点在两个职务上是一致的（见表1和表2中的“CG1中SD”）。

启发式可能与信息提供者对职务的经验有关。

不同经验的信息提供者可能采用的启发式策略不同。

但此次实验的操作无法确定被试采用何种策略。

有意思的是，研究假设H2认为，观看职务活动录象应比仅凭经验和阅读职务说明书提供的信息更完整，而分水平比较结果却显示，观看录象的反而不如阅读职务说明书的完整。

究其原因，此次实验准备的录象只选择了比赛中的典型作业，却没有完整地反映平时训练中的职务活动。

这是实验操作的缺陷。

不同职务信息内容的结果为何不同？

也许可以从PAQ的结构来解释[28]。

“信息输入”，“心智活动”，“工作输出”3个部分是根据信息加工理论将作业活动分解。

除“心智活动”外内容直观，相对容易判断。

但即使有经验的信息提供者也可能局限于典型作业活动的定势。

此次实验准备的录象缺陷也从另一个方面显示，典型职务活动的观察可能产生判断定势而不完整。

“与他人的关系”涉及职务活动中的工作交往和职责，比较隐晦，缺乏职务经验者难以判断。

“工作背景关系”包括职务的物理环境和组织与社会背景两方面。

组织与社会背景无法直观地观察，缺乏直接职务经验者更难以完整地判断（见表1和表2中的“HR1中CG”和“HR2中CG”）。

此次实验没能使用完整性操作定义，是因为发现被试大量的不符合职务实际的“适用”反应。

PAQ是一种结构化的职务分析问卷。

所有项目构成大于任何一个职务完整信息的判断线索集。

当信息提供者较多而其反应又缺乏必要控制时，完整集就可能是问卷的全部项目，于是完整性操作定义失效。

此次实验的完整模毕竟来自多达245名被试的判断结果。

而实际的职务分析不可能使用这么多信息提供者。

对一个职务，至少应取多少名信息提供者才能保证可接受的完整信息？

这个问题今后需要研究解决。

4实验二

前次实验发现被试依据问卷判断时产生了大量虚报“适用”，同时又存在各因素导致的不完整。

此次实验仍以验证前次实验的3个研究假设为目标，并尝试判别被试虚报与击中的判断。

4.1方法

目标职务：

交通警察。

这也是一个内部变异小，人们又比较熟悉的职务。

被试：

山东某市公安局交巡支队交通警察36名，作为任职者；北京市两所高校人力资源管理专业的研究生和本科生36名，作为职务分析员。

职务分析工具：

PAQ。

材料：

3名职务分析专家根据观察和访谈任职者，并参考《中华人民共和国警察法》编写出“交通警察职务说明书”，再根据该职务说明书在PAQ上确定职务信息的完整模：

信息输入部分20个项目，心智活动部分8个，工作输出部分24个，与他人的关系部分9个，职务背景关系部分13个，其他职务特征部分12个，共计86个项目。

实验程序：

此次实验实施之际，我国部分地区发生了“非典型性传染性肺炎”，给原定研究方案的实施带来极大困难。

这里只介绍实际的实验操作。

研究者将问卷邮寄给被试，通过电话向被试介绍研究意图和要求。

被试分别独立完成职务分析问卷。

限于对现场的控制能限，此次实验将启发式操纵简约为两个水平——仅凭经验，凭经验加阅读职务说明书；将类化操纵也简约为两个水平——任职者，职务分析员。

社会称许性的操纵与前次实验同。

整个实验为2（社会称许性）×2（启发式）×2（类化）组间设计。

每种条件组合下至少9名被试。

4.2结果

根据完整性操作定义，以72名被试的判断构成的完整集仍然涵盖了PAQ所有项目，远大于职务分析专家确定的完整模。

本研究将被试的肯定判断落在完整模以内的称为“击中（hit）”，以外的称为“虚报（false）”。

这里只对PAQ各部分击中判断的差异作方差分析。

表3为方差分析及简单效应分析结果。

由表3可知，类化在“信息输入”和“工作背景关系”部分主效应显著。

分水平比较表明，职务分析员的击中完整性竟高于任职者。

“其他职务特征”部分存在显著的三因素交互作用。

简单效应分析结果表明，启发式在社会称许性水平1（宣称比较职务贡献）和类化水平1（任职者）下，类化在社会称许性水平1和启发式水平1（仅凭经验）下，社会称许性在类化水平1和启发式水平1下，效应显著。

表3交通警察职务影响完整性（击中）因素方差分析及简单效应分析

信息输入

心智活动

工作输出

与他人关系

工作背景

其他特征

F

P

F

P

F

P

F

P

F

P

F

P

社会称许性（SD）

0.00

1.000

2.47

0.121

1.11

0.296

0.12

0.725

0.68

0.412

0.11

0.737

启发式（HR）