研究方法

過去實地研究法，以使用頻率來衡量防禦型印象管理策略 (Stevens & Kristof, 1995; Ellis et al., 2002; Van Iddekinge et al., 2007)，分別記錄各個策略的次數多 寡，由於研究目的並不聚焦於防禦型印象管理策略，並未觸及個別策略效果的探 討；而個別策略優劣的比較則以實驗法來驗證，將不同策略操作成 between group 的實驗操弄 (Kim et al., 2004)，再比較不同組別的形象評價。由於本研究目的在 於驗證防禦型印象管理策略的辯解效果及面試官評價歷程，採實驗法進行：依據 前導研究，求職面談情境中，辯解者可能使用多個策略來修復形象，本研究同時 參考過去實地法與實驗法的作法，採三因子受試者間實驗設計，而保留策略並存 的可能性，以影片法同時操弄「開脫」、「合理化」、「道歉」三種印象管理策略使 用與否，共有 2 x 2 x 2 八種劇本。又為求管理決策的真實性，受試者邀請有實際 甄選面談經驗的 HR 專員或直線主管來參與。

一、 研究樣本

8 個劇本設定下，每個 cell 約收 15 個樣本，對象為公司 HR 專員與直線主管，

研究者先以 EMAIL 邀請，確認有意願參與研究的人數及時間後，再於下班時間 親自前往公司，將受試者分派至 8 個組別，每個人觀看一種影片，研究者負責掌 控實驗流程，請受試者假想自己扮演面試官，影片播畢再填答問卷。

先與 23 位具有面試經驗的主管或 HR 接洽，詢問他們參與本研究意願，並藉 由引薦請他們的同事或同業加入，一共邀請 149 位受試者，有 131 位受試者實際 參與本研究，參與率為 87.9%，有效回覆率為 100%。

將受試者分派至 8 個實驗組別中，除了第 7 組的受試者人數為 26 人，其餘組 別皆為 15 人，總樣本數為 131 人，達到原本研究設計預定人數。其中共有 75 位 男性 (57.3%)，平均年齡 38 歲 (SD = 6.96)，其中，107 位受試者 (81.7%) 的實 驗進行方式是由研究者親自前往公司進行研究說明，再使用單槍或 PC 播放影 片，而有 24 位受試者表示不方便在公司填答問卷，最後挑選他們有空的時間，

由研究者親自打電話向他們說明研究流程，接著請他們上網觀看影片並填答電子 檔問卷，針對這類受試者，為求研究流程一致，研究者在電話中說明流程後，請 他們打開應徵者資料的電子檔，並將影片連結列於資料末頁，且為了確認受試者 完整地看完整段影片，在問卷中設計檢測題項，詢問影片最後的劇情，正確回答 此題的受試者才納作有效樣本。

131 受試者中，54 位受試者 (41.2%) 來自科技業，27 位受試者 (20.6%) 來 自服務業，23 位受試者 (17.6%) 來自傳統製造業，還有 16 位金融業者 (12.2%)，

以及 6 位醫療業者 (4.6%)，5 位受試者 (3.8%) 來自其他行業；而其所屬部門以 行銷 (34 人，26.0%) 及產品業務部門 (31 人，23.7%) 佔大多數，還有 26 位研 發製造人員 (19.8%) 及 22 位 HR (16.8%)，另有 18 位受試者 (13.7%) 來自行政 管理職。所有的受試者都符合研究設計要求具備幫公司面試員工的經驗，平均達 50.9 人次 (SD = 121.03)，而面試行銷企劃人員的經驗為平均 5.1 人次 (SD = 11.07)，受過 1.2 次甄選面談訓練 (SD = 1.81)。

二、 研究設計與流程

(一) 影片腳本

將依據前導研究，以最常出現的負面事件「過去成績」與「應答內容」作為 影片中面試官質疑應徵者的劇情橋段，詢問幾位正在求職的社會新鮮人，了解在 經歷部份最常被質疑的實質內容，並參考羅逸琁 (2007) 能力劇本中使用兩個負 面事件，將負面訊息設定為「第一學期成績不佳」以及「應答內容有誤顯示英文 能力不足」，其他片段亦模擬真實面談中常問的問題。

本研究以負面能力事件作為應徵者辯解的前提，將職缺設定為「行銷企劃工 作」，依據 O*NET 職缺屬性描述及 104 教育網 (2007)，行銷企劃工作所需的技 能廣泛，包括對行銷功能的了解及特定產品知識，且需要人際溝通、分析判斷、

時間管理、應對彈性等多項進階能力的整合，是具挑戰性且專業要求相對較高的 職務，以引發面試官對負面能力訊息的關注；由中時人力網與波仕特科技行銷公 司合辦的企業招募調查指出，近四分之一的求職者認為行銷企劃工作是最能吸引

他們的職缺之一 (全球華文行銷知識庫，2006)，而由企業求才的角度來看，1111 人力銀行資料庫分析顯示，平均每位求職者即有 0.9 至 1.8 個行銷企劃相關的工 作機會，足見該職缺亦深受業界重視 (長庚大學職涯發展電子報，2006)，具有 代表性，也能增加受試者填答時的情境真實性 (Stone-Romero, 2002)。

(二) 影片拍攝

由於 MBA 畢業的女性求職者對於行銷企劃一職偏好度相對高，選擇以剛取 得 MBA 學位的女生作為應徵者（主要演員），又劇情設定她在面談中的英文口 說表現不錯，因此請一位曾經出國交換且已經畢業的學妹來擔任，目前在學的 EMBA 或企家班主管（可能的受試者）應不會認識她，且避免與她同公司的主 管成為樣本，以免除因為與影片中演員熟識所造成的知覺偏誤。

影片以模擬甄選面談場景，鏡頭中以應徵者為主角，拍攝應徵者的對答狀況，

在拍攝前先讓演員看過劇本，並提供三種防禦型印象管理策略的定義，讓她了解 說詞內涵，該演員被要求在演出應答過程時不要有太明顯或誇張的非口語行為，

但可以因應不同的策略精神略作調整，演員與研究者討論後模擬數次，直至對於 表現方式達到共識時才正式拍攝。面試官設定行銷企劃部的女性主管，提問僅以 聲音方式出現，為將重點聚焦於問題內容本身，面試官的提問儘量維持相同的講 話速度，且沒有誇張的語調及強弱變化。操弄應徵者各個防禦型印象管理策略的 使用與否，包含道歉、開脫及合理化三種策略，其他的問題及回應都是剪接相同 的片段。

(三) 前測

在影片拍攝之後詢問幾位 HR 專員及求職者的意見，評估影片真實性，並依 據其意見修改腳本。待影片剪輯完成後，再請 16 位曾擔任面試官的業界主管與 HR 擔任受試者試填問卷，其平均年齡為 38.7 歲，7 位男性，平均面談經驗 7.3 次，受過 0.3 次面談訓練。操弄檢定顯示，對於接收到開脫策略腳本的受試者，

其開脫操弄的題項得分為 4.0 (SD = 1.25)，高於中間值 3.5 (t = 1.27, p > .05)，亦 高於未接收開脫操弄的受試者 (M = 3.29, SD = 1.25; t = 1.16, p > .05)；對接收到 合理化策略腳本的受試者而言，其合理化操弄的題項得分為 4.30 (SD = .95)，高

於中間值 3.5 (t = 2.67, p < .05)，亦高於未接收合理化操弄的受試者 (M = 3.57, SD

= 1.90; t = .94, p > .05)；最後，針對接收到道歉策略腳本的受試者，其道歉操弄 的題項得分為 4.67 (SD = .71)，高於中間值 3.5 (t = 4.95, p < .01)，亦高於未接收 道歉操弄的受試者 (M = 3.0, SD = 1.41; t = 3.13, p < .01)；有些項目未達統計顯 著，原因應是前測樣本數少造成檢定力不足，由分數高低及檢定方向判斷操弄成 功。此外，前測受試者表示，他們在填答時仍不確定是要反映自己的感受或是由 影片內容推測答案，依據他們的建議，在指導語及題項中同時強調由受試者（擔 任面試官角色）的角度填答其個人觀感。

(四) 實驗流程

實驗執行者對於看影片填答的程序稍作說明，請受試者假想自己是影片中的 面試官，畫面中的應徵者就是要應徵該職缺，提醒他閱讀指導語及手中紙本資料 再開始觀看影片。為了符合工作相關性 (job-relatedness)，將負面能力訊息設定 在行銷企劃的工作要求上，因此先請受試者閱讀工作說明及應徵者條件，且為幫 助他們在觀看影片時掌握口語資訊，一併提供影片問題列表，紙本資料包含三部 份，內容詳見附錄三：

(1) 職缺的要求及工作說明 (2) 應徵者履歷

(3) 影片問題列表

看完影片請受試者依據影片內容填答問卷，包含操弄問項，確認受試者能分 辨影片中應徵者使用的策略類型，並填答喜好度及能力評價的題項，最後再填答 面試官最終評分。

(五) 實驗操弄

本實驗為三因子受試者間實驗設計，針對「開脫」、「合理化」及「道歉」三 個策略進行操弄，每個因子各有兩個 level－使用 vs.未使用，搭配組成 2（開脫 與否）x 2（合理化與否）x 2（道歉與否）共 8 個劇本，其中有一組是完全未使 用任何策略，應徵者仍必須回應面試官的提問，但是並未表示歉意，也未針對事

件原因作說明，因此完全不涉及辯解策略內涵；有三組使用單一策略，另三組組

表 3-2 防禦型印象管理策略內容彙整表（續）

(二) 依變項

1. 能力評價

採用 Kim 等人 (2004) 面談研究中「面試官知覺應徵者能力」的三個題項，

採李克特 6 點同意度量表來衡量，並依據本實驗職缺設定（北美地區業務行銷企 劃）作修改：

(1) 這位應徵者能勝任北美地區業務的行銷企劃工作 (2) 這位應徵者具備這個職缺所需的知識

(3) 我對這位應徵者的技能有信心

能力評價的 Cronbach’s alpha 係數為 .88，內部一致性可接受 (Hair, Anderson, Tatham, & Black, 1998)。

2. 喜好程度

採 Wayne 及 Ferris (1990) 主管評估對部屬喜好度的兩個題項，以李克特 6 點 同意度衡量：

(1) 我很喜歡這位應徵者

(2) 我覺得這位應徵者可以跟我成為朋友

喜好程度 Cronbach’s alpha 係數為 .66，內部一致性皆尚可接受。又本研究以 能力評價與喜好程度作為認知與情感歷程的兩個衡量變項，驗證受試者解讀應徵 者辯解說詞是否有不同的效果，因此在假說檢定前先行檢測兩大變項的區別效 度。以這兩個評價變項進行 CFA；Model χ² = 4.14，d.f. = 4，χ² /d.f. = 1.04，GFI

= .99，IFI = 1.00，TLI = .99，CFI = .99，RMR = .03，可知這兩個主要構念的衡 量品質佳，且模式優於 one factor model（Model χ² = 28.03，d.f. = 5，χ² /d.f. = 5.61，

GFI = .93，IFI = .92，TLI = .83，CFI = .92，RMR = .08），將依變項分成兩個構念 是適切的。

所有題項的因素負荷量 (λ) 皆達顯著水準 (Bagozzi & Yi, 1991)，且範圍界 於 .61 ~ .94，超過 .5 (Fornell & Larcker, 1981)，符合收斂效度的要求；此外，兩

個評價變項間的相關係數信賴區間（相關係數 ± 3 倍標準差）界於 .31 ~ .79，

不包含 1，顯示兩構念間具有區別效度 (Anderson & Gerbing, 1988)。

(三) 控制變數及其他衡量變數

本研究採實驗設計，為確認分組的隨機性，蒐集受試者的基本資料，又考量 到不同受試者可能對影片訊息有不同解讀，其知覺仍會影響評分，因此對四項未 操弄變數加以衡量納作控制。

本研究採實驗設計，為確認分組的隨機性，蒐集受試者的基本資料，又考量 到不同受試者可能對影片訊息有不同解讀，其知覺仍會影響評分，因此對四項未 操弄變數加以衡量納作控制。