电视娱乐节目主持人测评与分析

电视娱乐节目主持人16PF测评与分析

崔　玺

运用人格心理学、心理测量学和人力资源学理论和方法研究电视娱乐节目主持人人格特征与职业素质的关系，一方面是新时期播音主持人才选拔和培养的现实需要，同时也是对播音学研究、对播音与主持专业教育研究的丰富和发展。本文从电视娱乐节目主持人的人格因素出发，通过成熟的心理测试和统计学分析，力求从一个较新的视角审视电视娱乐节目主持人的职业素质构成。

一、实验过程

既为实验，则必须经过选择测试题，确定被测样本、假设、施测、验证和分析等几个阶段。下面笔者就将这一以严密的实证研究方法论为基础的实验过程一一呈现。以期为之后的数据分析和结论应用提供可靠的依据。

（一）测试问卷的选择

今天，在人格测量领域，有很多侧重不同方面、基于不同人格理论和研制方法而形成的量表供我们选择。而目前在人格测量领域常用的自陈量表比较多，且各有优势，经过初步筛选，进入笔者视野的自陈式人格测量量表有明尼苏达多项人格量表（Minnesota Multiphasic Personality Inventory，MMPI）、艾森克人格问卷（Eysenck Personality Questionnaire，EPQ）卡特尔16项人格因素问卷（16 Personality Factors Questionnaire，16PF）以及加州心理调查表（California Psychological Inventory，CPI）。这几种心理测试不仅在心理学研究文献中被引用次数名列前茅，且都有中文修订版和中国人常模。⁽¹⁾在权衡了量表性能、测试难度、测题数量和相关研究文献等因素后，最终确定采用卡特尔16项人格因素问卷（以下简称16PF）。它是由美国伊利诺伊州立大学人格及能力测验研究所（Institute of Personality And Abili－ty Testing）卡特尔教授（Pf.Raymend Be Cattell）编制的。被较多地应用在企业和学校的就业选择、人员招聘和选拔等方面。它基于因素分析⁽²⁾的方法最终确定了15个对人格特质描述的词语，再加上一个智力因素，通过187道问题测量人的乐群性（A）、聪慧性（B）、稳定性（C）、恃强性（E）、兴奋性（F）、有恒性（G）、敢为性（H）、敏感性（I）、怀疑性（L）、幻想性（M）、世故性（N）、忧虑性（O）、实验性（Q1）、独立性（Q2）、自律性（Q3）、紧张性（Q4）。此次测试选用的是美籍华人刘永和博士与伊利诺伊州立大学人格及能力测验研究所的研究员梅瑞狄斯（G.M.Meredith）合作于1970年发表的中文修订本。

（二）测试样本的选择

事实上，本论文选题的确定，一定程度上还受到了最初对测试样本设想的影响。笔者最初的意向是对全部电视节目主持人的人格特征进行测试和统计分析，以期了解其人格特征与职业素质的关系。但考虑到各类电视节目的主持人这一样本范围较大，测试结果可能会与普通人常模区分不够明显，因而决定缩小研究对象范围。娱乐节目主持人相对于其他类节目的主持人而言，在人格特征上与普通人差别更大一些，因此，将研究对象限定为电视娱乐节目主持人。

既然本选题研究的是电视娱乐节目主持人的人格特征与其职业素质的关系，那么目前在岗的电视娱乐节目主持人就必须是一个重要的样本团体。而除此之外，还有没有其他的符合研究要求的人群应该予以考虑呢？2003年下半年，由光线传媒、荣事达公司、上海卫视等单位共同主办的“荣事达”杯首届全能娱乐节目主持人大赛开始了大规模的宣传和报名工作。这一思路启发了笔者：经过业内专家、学者和观众共同评价的，具备电视娱乐节目主持人基本素质的“候选主持人”是否也应该被列入本选题的研究对象呢？这部分人虽然在此时此刻并不处在电视娱乐节目主持人的岗位上（由于此次比赛并非完全针对业余选手，因此有些参赛选手实际上已经是娱乐节目或其他类节目的主持人），但通过大赛的选拔，通过观众、评委的评判，我们主观上认定的优胜者应该是具备一名娱乐节目主持人基本的职业素质的，通过某些有针对性的职业技能培训，有些人甚至不需经过培训直接就能够胜任电视娱乐节目主持人的工作。同时，此次大赛是专门的娱乐节目主持人选拔赛，而不像以前举办的许多主持人大赛，对选手的优势方向区分不够明显，考察内容针对性较差。因此，此次全能娱乐节目主持人大赛中表现优异者也应该成为本选题研究的对象。根据此次大赛的选拔流程，来自全国各分赛区的2000多名选手在初赛后只保留了50名进入复赛，这样的淘汰率和复赛选手数量基本满足我们最初对进入复赛选手的判断。

在确定了在岗电视娱乐节目主持人和“荣事达”娱乐节目主持人大赛复赛选手这两个样本团体后，受笔者研究能力和研究手段所限，最终不得不对样本采取非随机抽样手段进行取样。对于在岗的电视娱乐节目主持人主要采取“雪球抽样法”，⁽³⁾共抽取被试26人（其中男性11人，女性15人）。对于大赛的复赛选手，受选手资料来源的限制，我们对在北京和深圳赛区复赛的全部选手发放了测试邀请，但因为无法进行面对面的测试指导和监督，因此只回收有效问卷16份（其中男性被试7份，女性被试9份）。由于人格测量的结果是分性别进行统计的，因而本次课题研究的男女样本均未能超过30份，即在统计学意义上可以认为样本呈正态分布的最小样本数，因此在后期的数据分析中我们不得不放弃通过均值和标准差进行的参数检验方法，转而采取非参数检验的统计学方法——Wilcoxon秩和检验法。由抽样方法的欠严密性而带来的系统误差一定程度上影响了样本的质量，⁽⁴⁾最终可能导致测试结果的一些误差，我们将在后面的定性分析中予以考虑。

最终，全体被测样本共42人，其中，男性18人，女性24人。

（三）提出对娱乐节目主持人人格特征的假设

我们的假设应针对16PF的16项人格因素在电视娱乐节目主持人测试中的表现进行，即与中国人常模相比，这一职业的从业者在哪些因素上表现高些，哪些又表现得比较低。根据16PF测试手册对16种人格因素的说明，我们对电视娱乐节目主持人的人格特征因素做如下推测。需要说明的是，这一推测是基于对电视娱乐节目主持人的职业特点对这一职业团体而进行的，它无法包容每个主持人的个体差异，只是在统计学意义上的群体描述。另外，限于篇幅，这里不再将对各因素的分析过程进行文字呈现。

表1

以上假设是基于有关文献、研究成果和对娱乐节目主持人工作性质的了解而做出的判断，其中不免主观臆断。这些假设为我们将要进行的测试和测试结果分析提供了一个心理预期和对比的基准。对于测试之后被验证为正确的假设，我们还需要做进一步的跟踪了解，而对于假设错误的因素，着重分析假设错误的原因和测试结果的真正成因将是本论文以下篇幅的重点所在。

（四）具体施测过程

对电视娱乐节目主持人进行16PF测试是本论文选题研究的核心内容之一，因此笔者按照心理学测试流程和16PF测试手册的要求进行了周密的计划和尽可能充分的准备。尽管这样还是在测试过程中遇到了很多意想不到的问题，所幸的是大多数是技术性问题，并在施测过程中较顺利地得到了解决。现对整个测试的具体实施过程做如下介绍：

1.关于测试方式

按照心理学实验常规流程和16PF测试手册的要求，被试在进行测试前应该接受主试对选题研究的简要介绍和测试指导，但限于选题研究的人力和财力，因此在测试方式上较倾向于网上测试。由笔者书面或口头向被试发出邀请，并分配给每位被试一个登陆名称作为身份验证之用。选题研究的简要介绍在书面或口头的测试邀请中完成，而测试指导则在通过身份验证后，开始正式测试前给出。其中包括16PF测试手册中的说明和几道练习用的测试题，供被试了解测试形式和熟悉电脑使用技巧。

网上测试的主要对象是大部分荣事达娱乐节目主持人大赛的复赛选手和一部分在岗娱乐节目主持人，共31人（其中2名被试的测试结果未能通过测谎检验，有效样本为29份）。网上测试于2003年12月开始，一直持续到2004年11月。

从2004年5月开始，由于某些被试上网困难或工作繁忙，不适合在网上做答，因此笔者又制作了16PF测试的书面版本，共发出13份，回收11份，回收测试全部有效。

最终共收到测试答卷42份，有效答卷40份。这些有效答卷构成了后期分析的统计样本。

2.关于测谎

按照16PF的测试要求，全部问题应由被试在主试的现场指导下完成，主试可以直接了解被试在答题过程中的情绪、态度和对待测试的认真程度。但在本选题研究中，限于研究条件，网络测试无法反映被试是否认真对待测试题，以及他们是否是在认真阅读题干后依据自身情况而做答的。因此，笔者在测题中加入了一些重复题目，做测谎之用。

在网上测试和书面测试总共回收的42份答卷中，有2名被试的测试答案未通过测谎检验，9道测谎题中分别只有3道和4道答案分别相同。其他被试大多有0—2个测谎题答案不相符，且多集中在测试兴奋性和敢为性的题目上。因此，测谎结果基本符合设计要求，能达到筛选合格答卷的目的。

二、测试结果与分析

（一）常模选择

由于测试结果需要以一个基准进行对比，因而对常模的选择事实上影响着本选题研究最终的统计结果。由于较大规模的16PF全国常模大多标定于上世纪七八十年代，而最近的二三十年又恰恰是中国社会结构、社会观念、生活方式发生巨大变化的一个时代，加之由于本次测试样本的年龄偏低，且均具备大专以上文化程度，同时专业背景复杂，样本分布遍及全国，因此最终选择了样本分布较广泛、与本选题样本背景情况相对接近的1993年沈阳版全国大学生常模作为统计基准。

（二）统计结果

经过对被试提交的答案进行整理，现将被试按照全部样本（男）、全部样本（女）、职业（男）、职业（女）、业余（即荣事达大赛选手）（男）、业余（女）进行分类，将其在卡特尔测试中16项人格特征上得分的平均值和标准差以及1993年沈阳常模的平均值和标准差呈现如下：

表2　电视娱乐节目主持人（男）16PF人格特征统计

表3　电视娱乐节目主持人（女）16PF人格特征统计

在这16个特征上，样本的平均值与常模平均值的对比能够在一定程度上说明电视娱乐节目主持人与普通年轻人在该特征上的高低差别；标准差则能反映样本群体和常模群体在某一特征上的得分是比较集中于均值附近还是较为分散。但是这样的比较是非常粗略的，并不能在统计学意义上说明样本群体与常模群体在某一特征上是否存在显著差别。受样本数量的限制，我们不能根据均值和标准差进行差异显著性的参数检验，而只能通过Wilcoxon秩和检验法⁽⁵⁾来进行非参数检验，从而了解电视娱乐节目主持人与常模群体在16PF各项人格特征上是否具有统计学意义上的显著差异。由于检验过程比较繁杂，这里只呈现各样本群体之间在因素A即乐群性上的检验结果，供读者了解各因素的检验过程。

当表中的Prob.值用加粗斜体表示时，表明在统计学意义上可以认定两个被检验量之间存在“显著差异”。

Prob＜0.01时，我们说“在1%显著性水平下有显著差异”（或者“有99%的把握认为有显著差异”），否则“在1%显著性水平下无显著差异”。

表4

0.01＜Prob＜0.05时，我们说“在5%显著性水平下有显著差异”（或者“有95%的把握认为有显著差异”），否则“在5%显著性水平下无显著差异”。

0.05＜Prob＜0.1时，我们说“在10%显著性水平下有显著差异”（或者“有90%的把握认为有显著差异”）；否则“在10%显著性水平下无显著差异”。

另外，由于本检验为双侧检验，即Prob.值只表明被检验量是否具有统计学意义上的显著差异，并不能说明这种差异是大于还是小于，因此还需要配合中位数的比较来确定这种差异的方向。当检验量A的中位数大于另一个检验量B的中位数，且Prob.值在0.1以下时，我们可以下结论：A显著地大于B，由于是由双侧检验推断单侧情况，其显著性水平相对于Prob.值还有所提高。

将各组数据对比检验并进行重组，可得到如下的检验结果：

表5

注：M为中位数；***代表在1%显著性水平下有显著差异；**代表在5%显著性水平下有显著差异；*代表在10%显著性水平下有显著差异。（下表同）

表6

（三）团体分析

通过在样本数据与常模数据之间以及样本内部不同群体间的差异显著性检验，我们可以大致归纳出电视娱乐节目主持人相对于普通人群而言需要具备的比较突出的心理特征。

1.男性电视娱乐节目主持人人格特征分析

对于男性电视娱乐节目主持人而言，从统计学意义上讲在双侧检验中10%显著性水平下（由10%显著性下的双侧检验推断单侧检验结果时，显著性提高到5%），有恒性（G）、敏感性（I）、实验性（Q1）有显著差异。其中样本实验性（Q1）得分显著低于常模群体得分，与主观假设相反。笔者最初认为，男性电视娱乐节目主持人在这一因素上的低分可能与其职业经历有关。由于我们的宣传政策和审查制度等原因，一段时间的电视台工作经历（本课题选取的职业样本通常有3年以上的主持人职业经验）可能会使主持人在对节目内容、节目形式以及主持风格的创新方面有所顾虑，反映在他们的思维习惯上则略显拘谨。依此进一步推断，则应得出：样本中的业余群体在此项上的得分应该高于职业群体，但实际情况却不尽然。检验结果显示：业余（男）与职业（男）的Q1得分不具有显著差异，业余（女）的Q1得分反而在双侧检验中10%的显著水平下低于职业（女）。因此，关于职业禁锢造成实验性得分偏低的推断不能成立。另外，从测试样本的整体情况考虑，另一种可能的解释是：大多数被试主持的娱乐节目都有国内外其他知名娱乐节目的影子，节目形式多处于跟风、效仿的阶段，主持人参与的前期策划不多，创新能力不强。同时，他们的主持风格也通常缺乏个性，多倾向于模仿那些广受欢迎的娱乐节目主持人的主持风格。这些有可能是被试Q1得分偏低的原因之一，因此笔者又用考查这一因素的9道题补测了一位业界公认的思维活跃、反应灵敏、点子多的知名主持人。然而，他在此项上的得分仍然偏低。考虑到影响差异显著性检验的因素应该包含两个检验量，即测试样本和常模样本，因此常模样本的特殊性引起了笔者的注意。由于此常模的样本为1993年抽取的来自全国28个省区市的1175名大一至大三的在校大学生，而这一群体通常思维活跃，创新能力强，不拘泥于现实，见多识广，因而，本次测试样本在Q1因素上得分的显著偏低可能是因为常模样本Q1得分相对于年龄段分布均匀的样本Q1得分偏高。当使用1981年辽宁省常模与职业样本进行差异显著性的非参数检验时，我们得到如下结果：

两组数据均不具有显著性差异，可见，此次测试样本Q1得分显著偏低是由于常模选择造成的。另外，《电视节目主持人职业素质评价指标体系研究成果汇编》一书中，对主持人进行的16PF测试结果也显示，Q1均值⁽⁶⁾处于12.13分左右，高于1970年港台大学生常模。通过对以上各项检验结果的综合分析可以得出：电视娱乐节目主持人在实验性这一人格特征上与普通人群体相比没有显著差异，改变了我们对电视娱乐节目主持人的一些臆断。

在除G、I、Q1外的其他因素上，尽管从职业样本中位数与常模中位数的比对中可以看到它们的一些差异，但由于Prob.值都大于0.1，不符合统计学意义上的差异显著性要求，因而可以理解为差异不显著，即男性电视娱乐节目主持人与常模群体相比，在乐群性（A）、聪慧性（B）、稳定性（C）、恃强性（E）、兴奋性（F）、敢为性（H）、怀疑性（L）、幻想性（M）、世故性（N）、忧虑性（O）、独立性（Q2）、自律性（Q3）、紧张性（Q4）人格特征并不突出。但应该注意到，当考察全体测试样本与常模群体样本的差异显著性检验结果时，除了在职业样本与常模检验中已经体现出来的G、I、Q1外，我们还看到了聪慧性（B）、兴奋性（F）、敢为性（H）、幻想性（M）4个差异显著因素。对于聪慧性（B）因素，笔者认为并不能真实反映被试的智力水平，只能粗略地表明男性电视娱乐节目主持人群体针对常模所代表的大学生群体而言，在聪慧性上并不突出，因此这里不做过多探讨。兴奋性（F）、敢为性（H）、幻想性（M）在全体被试样本与常模的显著性检验结果中，是符合本文前面所做假设的，只是在职业样本与常模样本的检验中没有达到较高的显著性水平。加上业余样本之后，全体样本与常模样本在这3个因素上具有显著差异，而且差异方向与预测相同。因此，笔者认为在定性地评价和选拔男性电视娱乐节目主持人时也应该考虑这三个因素。

2.女性电视娱乐节目主持人人格特征分析

综合前面所得数据可知，女性电视娱乐节目主持人测试结果在10%显著性水平下的双侧检验中，在乐群性（A）、聪慧性（B）、稳定性（C）、兴奋性（F）、敢为性（H）、敏感性（I）、忧虑性（O）、实验性（Q1）、独立性（Q2）、自律性（Q3）共10个因素上有显著差异。其中乐群性（A）、稳定性（C）、兴奋性（F）、敢为性（H）、敏感性（I）、忧虑性（O）、自律性（Q3）7个因素的差异与前文的假设符合，即除忧虑性（O）是显著低于常模外，其余因素即乐群性（A）、稳定性（C）、兴奋性（F）、敢为性（H）、敏感性（I）、自律性（Q3）得分均显著高于常模。在检验中判定为差异显著，但与前文假设不符的是：聪慧性（B），实验性（Q1）、独立性（Q2）。B和Q1因素已经在讨论男性娱乐节目主持人时进行了分析，此处均可以以相同理由对检验结果进行解释。在独立性（Q2）因素上，女性电视娱乐节目主持人得分显著低于常模，尽管在测试样本内部，职业群体Q2得分高于业余群体，但在全体样本与常模的差异性检验中，被试的Q2得分还是显著地低于常模，显著性水平达到了双侧5%。这一检验结果可能改变我们以前对电视娱乐节目主持人的一些偏见：由于主持人，特别是娱乐节目主持人通常是光鲜亮丽地出现在荧屏上，而且通常在谈话、播报过程中和节目现场处于掌控和支配地位，这可能给人们留下一个独立的、不依赖他人的印象。而在节目制作过程中，过于自作主张又可能给团队合作带来困难，因此，被试样本较低的Q2得分可能部分地反映了女性电视娱乐节目主持人在节目策划和制作过程中的工作态度——放弃主见，附和众议，依赖他人。Q2的低分现象也出现在了《电视节目主持人职业素质评价指标体系研究成果汇编》一书中，其实施的16PF测试结果显示一般主持人Q2得分低于常人平均水平，而受观众喜爱的主持人Q2得分更低。当然，以上解释也只是笔者依据定量结果进行的推断，也不排除由于样本较少造成的统计误差、女性主持人本身不自信的心理以及为避免给别人留下孤傲的印象而在答题过程中产生的伪装行为和社会赞许反应⁽⁷⁾等原因。

相对于男性电视娱乐节目主持人而言，女性电视娱乐节目主持人在此次测试中反映出了更多的较为突出的人格特征。这种差异可能一方面来自样本数量和代表性造成的一定的系统误差，另一方面也说明电视娱乐节目对于女性主持人的人格要求更加复杂和苛刻。

另外，以上的分析是针对本次测试的被试群体做出的一般性归纳。每个人都有各自不同的生活背景、性格气质，因此每一位电视娱乐节目主持人都会在日常工作生活当中表现出自己个性化的人格特征，不可能千篇一律。这里的分析和归纳主要是从人格测量、统计学和人力资源管理的角度进行尝试性的探讨，希望它在帮助我们认识电视娱乐节目主持人这一岗位对从业者人格方面要求的同时，也对我们日后的电视娱乐节目主持人教育、选拔和评鉴实务有所启示。

【注释】

(1)常模是一种供比较的标准量数，由标准化样本测试结果计算而来，它是心理测验时用于比较和解释测验结果的参照分数标准。

(2)因素分析是一种多变量统计分析方法，它将彼此高度相关而又与别的变量相对独立的一组变量聚合成群，称之为“因素”。

(3)凭借自然形成的人际关系网，由少到多逐级扩大的抽样方式……是介于随机抽样和非随机抽样的一种抽样方法。吴文虎主编《传播学概论》，武汉大学出版社2000年4月版，第72页。

(4)张一中：《心理学的研究方法与应用》，复旦大学出版社1998年9月版，第95页。

(5)Wilcoxon秩和检验基本思想：1.在小样本的情况下，样本中位数比样本均值更能够代表样本。2.计算第一个样本的中位数。3.计算第二个样本的中位数。4.假设第二个样本的中位数和第一个样本的中位数无显著差异（相等）。5.通过计算Wilcoxon T统计量并进行检验来判断第二个样本的中位数和第一个样本的中位数无显著差异的原假设是否成立。如第二个样本中位数的Wilcoxon值的P－Value小于显著性水平｛1%，5%，10%｝，则拒绝原假设，可以认为第二个样本的中位数不等于第一个样本的中位数，二者有显著差异。否则不能拒绝原假设，二者无显著差异。另外，在本例中，由于没有“常模”的中位数数据，在“常模”为大样本的情况下，我们近似地认为“常模”中位数等于“常模”均值。

(6)需要说明的是：该书呈现的测试结果是对不同性别的得分进行算术平均后的数值，同时，也没有提供各因素得分的标准差，因而作为人格测试解释的科学性受到了影响。但仍能在一定程度上反映被试的得分。

(7)伪装行为和社会赞许反应指被试不是根据自己的实际情况来回答问题，而是根据社会舆论、他人的态度来回答问题，使得测试结果不够可靠。见金渝《心理测量》，第168页。