第四章 本研究方法與結果
第三節 研究結果
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和缺點會分兩階段呈現，請你在閱讀完敘述後，做後續的評估和判斷」。
受試者所閱讀之訊息題本第一頁為實驗簡介和指導語，在閱讀完畢第一頁後，
接下來的每一頁特質描述句有 15 秒鐘的時間閱讀，每頁皆需等待主試者的指示才 能翻至下一頁。閱讀完題本後，立即進行第一階段的依變項測量。
實驗者隨即接著進行實驗的第二階段，此階段受試者所閱讀到的訊息與之前所 閱讀到的訊息來源相同，唯訊息內容與向度與第一階段相反。實驗程序同階段一，
但在依變項測量上，第二份問卷的第一部分請受試者考量兩階段中所閱讀到的全 部訊息來對目標人物的印象、道德、人際和能力訊息做評比。最後再請受試者填 對第二部分所閱讀到的句子判斷其影響程度之後，實驗即結束。主試者針對實驗 部分對受試者進行釋疑，並對其參與實驗表達感謝之意。
第三節 研究結果 操弄檢核
本研究的兩個階段問卷的最後皆請受試者勾選其所閱讀到的訊息內容為何，以 及訊息是由誰所提供的。結果發現，全部共 299 名受試者在訊息來源者的作答上，
有 98%的受試者清楚其所閱讀的訊息提供者為誰。在訊息內容的作答上，有 95%
的受試者清楚其所閱讀的訊息內容與道德或能力有關。因此在第一階段，排除上 述操弄檢核作答錯誤者，進入正式分析的受試者共 284 位。在第二階段的操弄檢 核中扣除掉來源者或內容作答錯誤者 7 位，進入正式分析的受試者共 277 位。
第一階段結果分析 一、各依變項間的相關
首先進行各依變項間的相關分析(請見表 4-2)，結果發現印象評價、喜歡程度和 交友意願三個變項間，兩兩皆成高相關，即對於目標人物的印象評價越高，對其
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喜歡程度和與其交友的意願也越高。在之後的結果分析中，會將此三個依變項合 併為「印象評價指標分數」。
道德品行、人際關係評估和能力評估三個變項間相關亦達顯著，顯示受試者對 於目標人物的道德品行、人際關係和能力表現的評估會互相影響。此外，這三個 變項亦和印象評價、喜歡程度和交友意願相關達顯著，顯示當受試者對於目標人 物的印象好時，認為其道德品行、人際關係和能力方面也是不錯的。
訊息可信度和印象正確性之間的相關也達顯著，顯示當受試者認為訊息的可信 度高時，對目標人物形成印象的正確性也高。訊息可信度和訊息來源者的動機間 負相關也達顯著，顯示受試者認為當來源者傳遞訊息是為了使人對目標人物產生 好印象之可能性越高時，訊息的可信度越低。
二、主要依變項分析
在依變項分析上，在前述的相關分析中發現「印象評價」、「喜歡程度」和「交 友意願」三者呈高度的正相關，因此將這三個變項加總求平均後，成為「印象評 價指標分數」。在本研究的主要依變項為印象評價指標分數，以及道德品行、人際 關係和能力之評估。
表4-3 各依變項間相關 (N=284)
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 1.印象評價 1
2.喜歡程度 .910** 1
3.交友意願 .801** .819** 1
4.道德品行 .788** .750** .783** 1
5.人際關係 .643** .664** .699** .701** 1
6.能力 .775** .747** .644** .535** .541** 1
7.訊息可信度 -.103 -.054 -.056 -.072 -.054 -.036 1
8.印象正確性 .113 .080 .119* .047 .106 .124* .491** 1 9.來源者動機 .586** .525** .469** .480** .452** .485** -.246** -.053 1 10.謙虛表現 .122* .132* .153** .153* .137* .023 -.029 .022 .224** 1 註: * p ＜.o5，** p ＜.01
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假設一(a): 接收到正道德訊息者對目標人物的印象、道德品行和人際關係的評價 高於接收到正能力訊息者；接收到負道德訊息對目標人物的印象評價、
道德品行和人際關係低於接收到負能力訊息者。
( b): 接收正能力訊息者對目標人物的能力評價高於接收到正道德訊息；接 收到負能力訊息者對目標人物的能力評價低於負道德訊息者。
首先，筆者檢驗假設一(a)和(b)，以印象評價指標、道德品行、能力和人際關係 為依變項進行三因子變異數分析(來源×向度×內容)。
印象評價指標分數
以印象評價指標為依變項進行三因子變異數分析，結果發現並無三因子交互作 用，但有訊息向度的主要效果(F(1,268)=531.157，p =.000)，發現接收到正面訊息的 受試者(M=5.15)，對目標人物的印象評價顯著高於接收負面訊息者(M=2.660)。訊 息來源者亦有主要效果(F(3,268)=5.824，p =.001)，經事後比較發現第三者組(M=4.30) 對目標人物(彥亭)的印象評價顯著高於彥亭本人組(M=3.72)、彥亭父親組(M=3.76) 和彥亭父親訊息保證組(M=3.83)。訊息內容則無主要效果(F(1,268)=0.127，p =.722)，
顯示對目標人物的印象評價不因是道德或是能力訊息而有顯著差異。
訊息向度與訊息內容的二因子交互作用也達顯著(F(1,268)= 19.442，p =.000)。接收 正道德訊息者(M=5.34)對目標人物的印象評價上顯著高於接收正 能力訊息者 (M=4.93)；而接收負道德訊息者(M=2.40)比接收到負能力訊息(M=2.89)對目標人物 有著更為負面的印象評估。(請見表 4-4 及表 4-5)
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(F(1,268)= 327.223，p =.000)，接收到正面訊息的受試者，對目標人物的道德品行評
價顯著高於接收負面訊息者。
註: *p＜.05，**p＜.01，***p＜.001
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註: *p＜.05，**p＜.01，***p＜.001
表 4-7 各組的道德品行評估平均數摘要表 (N=284)
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能力
以能力為依變項進行三因子變異數分析，結果發現訊息來源者的主要效果達顯
著(F(3,268)= 4.301，p =.006)，經事後比較發現訊息來源為第三者組(M= 4.50)對目標
人物的能力評估上顯著高於彥亭父親組 (M=3.93)和彥亭父親訊息保證組 (M
=3.92)，同時也有高於彥亭本人組(M=4.12)的趨勢。訊息向度的主要效果達顯著
(F(1,268)= 332.332，p =.000)，接收到正面訊息的受試者(M=5.28)對目標人物能力的
評估上顯著高於接收負面訊息者(M=2.96)。
訊息向度與訊息內容的交互作用亦達顯著(F(1,268)= 17.711，p =.000)。接收正能力 訊息者(M =5.48)在目標人物能力評估上顯著高於接收正道德訊息者(M=5.04)；接 收負能力訊息者(M=2.62)在目標人物能力上的評估顯著低於接收負道德訊息者 (M=3.29)。(請見表 4-8、4-9)
從上述結果，顯示在判斷目標人物能力的好壞時，接收到正能力訊息者對目標 人物的能力評價高於正道德訊息時；當受試者接收到負能力訊息時，對目標人物 的能力評價則低於接收負道德訊息者。顯示影響受試者對目標人物的能力評價之 差異主要受到能力訊息所影響，結果支持假設一(b)。
表 4-8 能力－三因子變異數分析摘要表
變異來源 SS df MS F 顯著性 訊息來源者 14.723 3 4.908 4.301** .006
訊息向度 379.188 1 379.188 332.332*** .000 訊息內容 1.103 1 1.103 .966 .326 來源×向度 6.799 3 2.266 1.986 .116 來源×內容 2.926 3 .975 .855 .465 向度×內容 20.208 1 20.208 17.711*** .000 來源×向度×內容 1.028 3 .343 .300 .825
w.cell(誤差) 305.786 268 1.141 Total 5543.000 284
註: *p＜.05，**p＜.01，***p＜.001
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(F(3,268)=2.907，p =.035)，經事後比較發現第三者(M=4.23)和彥亭父親(M=3.71)之間
的差異達邊緣顯著(p =.072)。訊息內容的主要效果亦達顯著(F(1,268)=11.173，p =.001)，
接收到能力訊息者(M=4.14)對目標人物的人際關係評價顯著高於接收到道德訊息
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註: *p＜.05，**p＜.01，***p＜.001
表 4-11 各組的人際關係評估平均數摘要表 (N=284)
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假設二(a): 在正道德訊息情境下，相較於訊息來源為彥亭和彥亭父親訊息，從彥 亭父親訊息保證組和第三者那裡獲取訊息者對目標人物的印象評價較好。
根據假設二(a)，以印象評價指標分數對正道德訊息情境下的各組進行單因子變 異數分析，F 值達顯著水準(F(3,65)=4.257，p =.008 )，顯示在正道德訊息情境下，受 試者對目標人物的印象評價會因來源者的不同而有所差異。經事後比較發現，訊 息來源為第三者(M=5.98)時，受試者對目標人物的印象評價顯著高於來源為彥亭 (M=4.96)和彥亭父親訊息保證組(M=5.04)，同時也有高於彥亭父親(M=5.48)的趨 勢 。(見表 4-5)
以道德品行對正道德訊息情境下的各組進行單因子變異數分析，F 值達顯著水準
(F(3,68)=4.329，p =.008) 顯示在正道德訊息情境下，受試者對目標人物的道德品行
評價會因來源者的不同而有所差異，經事後比較發現，訊息來源為第三者(M=6.40) 時，受試者對目標人物的道德品行評價顯著高於來源為彥亭父親訊息保證組 (M=5.26)，也有高於彥亭(M=5.41)和彥亭父親(M=5.89)的趨勢。(見表 4-7)
以人際關係對正道德訊息情境下的各組進行單因子變異數分析，F 值達顯著水準
(F(3,68)=3.055，p =.035) 顯示在正道德訊息情境下，受試者對目標人物的人際關係
評價也會因來源者的不同而有所差異。經事後比較結果各組間差異雖未達顯著，
然而其所呈現的趨勢與依變項為印象評價指標時相似，相較於其他三類訊息來源，
當正面人際訊息是由第三者所提供時，受試者對目標人物的人際評價較好。
以能力對正道德訊息情境下的各組進行單因子變異數分析，F 值達邊緣顯著水準
(F(3,68)=2.716，p =.052)，呈現第三者稍高於其他三種訊息來源的趨勢。總結，從上
述四個依變項的分析結果，部分支持假設二(a)。
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假設二(b): 在負道德訊息情境下，從不同訊息來源那裡獲取訊息對目標人物的印 象無差異，即無來源者效果。
根據假設二(b)，以印象評價指標分數對負道德訊息情境下的各組進行單因子變 異數分析，F 值未達顯著水準(F(3,69)=0.777，p =.511)，顯示負道德訊息由四組來源 者所提供時，受試者對目標人物的印象評價無差異。
以道德品行、人際關係和能力為依變項個別對負道德訊息情境下的各組進行單 因子變異數分析，三個依變項 F 值皆未達顯著水準，顯示在負道德訊息情境下，
受試者對目標人物的道德品行、人際關係和能力評價皆差，且不因來源者的不同 而有所差異。 整體而言，在負道德訊息情境下，上述四個依變項的分析結果未發 現任何來源者效果，支持假設二(b)。
假設三 (a):在正能力情境下，相較於訊息來源為彥亭和彥亭父親，從彥亭父親訊 息保證組和第三者那裡獲取訊息者對目標人物的印象評價較好。
根據假設三(a)，以印象評價指標分數為依變項對正能力訊息情境下的各組進行 單因子變異數分析，F 值達邊緣顯著水準(F(3,69)=2.622, p =.057)，雖然事後比較四 組彼此之間的差異未達顯著，但呈現第三者(M=5.44)稍高其他三種訊息來源趨勢。
以道德品行為依變項對正能力訊息情境下的各組進行單因子變異數分析， F 值 未達顯著水準，顯示在正能力訊息情境下，受試者對目標人物的道德品行評價不 因來源者的不同而有所差異。
以人際關係對正能力訊息情境下的各組進行單因子變異數分析，F 值達顯著標準
(F(3,69)=2.884, p=.042)，事後比較結果發現兩兩之間無顯著差異，僅第三者(M=4.89)
和彥亭父親訊息(M=4.00)之間差異達邊緣顯著(p =.053)。
同樣以能力為依變項對正能力訊息情境下的各組進行單因子變異數分析，F 值達 顯著水準(F(3,69)=3.263,p =.026)，事後比較結果發現第三者(M=6.11)和彥亭父親訊息 保證組(M=5.11)之間差異達邊緣顯著(p =.059)，也有高於彥亭本人(M=5.56)及彥亭
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父親訊息保證組(M=5.11)的趨勢。
父親訊息保證組(M=5.11)的趨勢。