以下將先描述樣本組成背景，報導實驗操弄及題項衡量的品質，接著以 SEM 驗證二元評價歷程的適切性，藉由路徑係數的比較進行假說驗證，並以 T 檢定針 對不同策略組合的效果差異作進一步補充分析。
第一節 操弄檢定
依據防禦型印象管理策略的定義與內涵，發展操弄題項以描述應徵者的行 為，詢問受試者對於應徵者表現的知覺以確認操弄是否成功。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 4.45 (SD = .99)，高於中間值 3.5 (t = 8.03, p < .01)，亦高於未接收開脫操弄的受試者 (M = 3.12, SD = .99; t = 7.64, p
< .01)；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 4.31 (SD = .87)，高於中間值 3.5 (t = 7.83, p < .01)，亦高於未接收合理化操弄的受試者 (M = 3.38, SD = 1.03; t = 5.59, p < .01)；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 4.39 (SD = .85)，高於中間值 3.5 (t = 8.83, p < .01)，
亦高於未接收道歉操弄的受試者 (M = 2.85, SD = .95; t = 9.78, p < .01)；可知各策 略的操弄得分都高於中間值 3.5，表示受試者的確知覺到影片主角曾展現該類防 禦型印象管理行為，且顯著高過於未受到該項目操弄者的評分，因此本研究的實 驗操弄成功。
第二節 隨機性檢測與受試者知覺
為確認受試者個人因素並未對實驗結果造成未預期影響，以下將檢測各組別 人口統計變數是否有差異，以及存在差異的變數對兩個評價變項的影響效果。
一、 隨機性檢測
分析結果顯示，受試者的甄選相關經驗，包括員工面談經驗 (F = 1.84, p > .05)
以及受訓經驗 (F = 1.30, p > .05)，皆沒有組間差異。然而，受試者的性別 (χ2 = 25.06, p < .05)、年齡 (F = 3.21, p < .05)，以及所屬部門 (χ2 = 64.17, p < .05) 則存 在著組間差異。
二、 受試者知覺
前述推論可能影響研究結果的受試者知覺包括「知覺事件嚴重性」、「知覺應 徵者外表吸引力」以及「知覺應徵者非口語行為」，以 ANOVA 檢測結果發現，
受試者知覺不因實驗操弄而有組間差異 (F = .58, 1.09, & .46, all ps > .05)，僅知覺 資訊充份性則存在著組間差異 (F = 4.96, p < .05)。其中，知覺事件嚴重性的得分 都超過中間值 3.5，反映出各組的受試者都認為面試官的質疑是嚴重的。
三、 未預期影響
上述顯示受試者在某些基本資料存在組間差異，因此將其納入變異數分析以 檢測這些差異是否會影響評價變項。結果發現除了資訊充份性對能力評價 (F = 8.13, p < .05) 與喜好程度 (F = 9.96, p < .05) 有影響，受試者性別 (F = 10.76, p
< .05) 對喜好程度有影響，餘者包括所屬部門與年齡都不影響兩種評價 (F = .47
~ 2.77, p > .05)，接著以η2比較效果量，界於 1% 至 4% 之間，都不超過實驗操 弄效果 (η2 = 20% & 12%) 的一半，因此在後續模式驗證與路徑比較時並不納入 年齡與所屬部門 (Allen & Rush, 1998)，僅控制性別與資訊充份性的影響。
第三節 描述性統計
首先進行主要構念之間的相關分析，如表 4-1 所示，合理化策略與能力評價 及面試官評分呈正相關 (r = .21 & .22, both ps < .05)，而開脫及道歉策略與評價變 項及依變項之間關係不顯著。喜好程度與能力評價呈中度正相關 (r = .41, p
< .05)，是相互關聯而可以區分的兩個概念。
表 4-1 相關係數表
本研究採 LISREL 8.7 進行結構方程模型進行假說檢定，採 maximum likelihood method 進行估計進行驗證。分析模型中的總樣本數 131 人1，即為實驗受試者全
圖 4-1 影響路徑模式
模式中控制了受試者知覺資訊充份性對能力評價與喜好程度兩個評價變項以 及受試者性別對喜好程度的影響；結果指出，資訊充份性的兩個路徑係數皆為正 (r = .26 & .29, both ps < .01)，表示當受試者認為應徵者提出的足夠的辯解說詞，
會傾向給與較高的能力評價與情感評價；而受試者性別與喜好程度的路徑係數亦 為正 (r = .38, p < .01)，表示男性受試者傾向給應徵者較高的情感評價。
接著，以路徑係數檢定進行假說檢定 (參圖 4-2)。首先驗證 H1－道歉策略對 喜好程度的影響是否大於對能力評價的影響：其中，道歉對喜好程度的影響係數 β = -.19 (p < .05) 達統計顯著2，而對能力評價 β = -.11 (p > .05)，效果量符合預 期，然而理論推導指出策略使用對面試官評價應有正向影響，係數值卻呈負數 值，與預期相反，H1未獲支持。再者，驗證 H2－開脫策略對能力評價的影響是 否大於對喜好程度的影響：開脫對喜好程度的影響係數 β = -.14 (p > .05) 達統計 顯著，而對能力評價 β = -.16 (p > .05)，顯示此策略對兩類面試官評價沒有影響，
無法進一步比較係數大小，H2未獲驗證。接著驗證 H3－合理化策略對能力評價 的影響是否大於對喜好程度的影響：合理化對喜好程度的影響係數 β = .05 (p
> .05) 未達統計顯著，而對能力評價的影響係數為正值 (β = .20, p < .05)，顯示 該策略對能力評價有正向影響，而不影響喜好程度，符合理論推導與假說預期，
H3獲得支持。
能力評價 資訊充份性
開脫
合理化
面試官性別
喜好程度 道歉
N = 131
圖 4-2 影響路徑係數圖
最後，H4比較開脫與合理化對能力評價的影響，其中合理化對能力評價有正 向影響 (β = .20, p < .05)，而開脫對能力評價的影響 (β = -.16, p > .05) 未達統計 顯著，H4獲得支持。
能力評價 資訊充份性
開脫
合理化
面試官性別
喜好程度 道歉 -.19*
-.11
.20* .05 -.16 -.14
.26*
.29* .38*