第五章 補充分析
第四節 開脫與道歉策略效果再驗證
為求真正排除應徵者非口語行為可能造成的影響，研究者刪去原本影片檔中 的影像製成聲音檔，不再只是控制非口語行為的跨組一致性，而是直接排除非口 語行為，免去可能產生的未預期影響，以驗證開脫與道歉策略中，口語說詞的評 價修復效果。
一、 樣本與研究流程
額外樣本預計收道歉策略、開脫策略兩組實驗組，以及未使用策略的控制組 共計三組樣本，再以實驗組與控制組的比較確認開脫與道歉策略的評價是否有所 提昇。研究者擬以政大在職專班學生為樣本，首先向授課老師說明研究目的、預 定流程及所需時間，利用下課空檔進行實驗。取得兩個班級的老師同意提供下課 空檔，其中一班為晚上班，修課人數約 20 人，作為道歉組樣本，另一班為下午 班，修課人數約 60 人，事先借兩間教室，將全班拆成兩組，作為開脫組及控制 組樣本。
實驗執行流程與前述主要研究相同，研究先確認受試者曾有替公司面談應徵 者的經驗，接著對填答程序稍加說明，請他們閱讀紙本資料，包括工作說明、應
程，待檔案播放完畢，最後請他們依據影片內容個自填答問卷。
二、 樣本屬性、操弄檢定與衡量信效度
補收資料共獲得 57 筆樣本，包含道歉組 19 位受試者，開脫組 21 位，以及控 制組 17 位，全部都是有效樣本。46 位受試者是男性 (80.7%)，平均年齡為 42.82 歲 (SD = 6.29)；其中 24 位受試者 (42.1%) 來自傳統製造業，20 位受試者 (35.1%) 來自服務業，9 位受試者 (15.8%) 來自科技業，還有 1 位醫療業者 (1.8%)；而 其所屬部門以行政管理 (17 人，29.8%)、行銷及業務部門 (16 人，28.1%) 佔大 多數，還有研發製造人員及 HR 各佔 5 位 (8.8%)，另有 14 位受試者 (24.6%) 來 自總管理處等其他部門。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 74.9 人次 (SD = 158.33)，而面試行銷企劃人員的經驗為平均 6.5 人次 (SD = 16.54)，受過 1.1 次甄選面談訓練 (SD = 1.75)。
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。針對接收到開脫策 略腳本的受試者，其開脫操弄的題項得分為 4.71 (SD = .85)，高於中間值 3.5 (t = 6.58, p < .01)，亦高於未接收開脫操弄的受試者 (M = 2.89, SD = 1.06; t = 6.72, p
< .01)；而接收到道歉策略腳本的受試者，其道歉操弄的題項得分為 4.42 (SD
= .69)，高於中間值 3.5 (t = 5.80, p < .01)，亦高於未接收道歉操弄的受試者 (M = 2.74，SD = 1.06，t = 6.29，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，因此補收樣本的實驗操弄成功。
針對兩個評價歷程「能力評價」與「喜好程度」，計算 Cronbach’s alpha 係數 來評估構念題項的內部一致性：能力評量為 .85，喜好程度為 .83，衡量品質皆 可接受 (Hair et al., 1998)。
三、 隨機性檢測與受試者知覺
除了受試者的性別 (χ2 = 7.82, p < .05) 存在組間差異，其餘基本資料－年齡 (F =.61, p > .05) 及所屬部門 (χ2 = 6.89, p > .05)，以及其甄選相關經驗，包括員 工面談經驗 (F = .82, p > .05) 以及受訓經驗 (F = .43, p > .05)，皆沒有組間差 異。由於補收樣本來自兩個班別，為確認班級間沒有樣本型態的差異，亦針對班 別效果進行分析，結果指出，受試者性別 (χ2 = .01, p > .05) 及所屬部門 (χ2 = 5.38, p > .05) 分佈相似，平均年齡 (t = .32, p > .05)、工作經驗 (t = 1.30, p > .05) 及受 訓經驗 (t = .93, p > .05) 也沒有班別差異，顯示兩個班級的樣本屬性相近。
受試者知覺的部份，前述推論可能影響研究結果者包括「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」，補收樣本的影片中 不包含影像，因此不受外表吸引力及非口語行為影響，至於事件嚴重性，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 = 2.47, p
> .05)，且得分都超過中間值 3.5，反映出各組的受試者都認為面試官的質疑是嚴 重的。
交叉分析結果顯示受試者性別存在組間差異，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。結果發現受試者性別對喜好程度 (F = 2.53, η2 = 4.6%, p > .05) 及能力評價 (F = .02, η2 = 0%, p > .05) 沒有影響，因此在後續比 較策略效果時並不納入受試者性別 (Allen & Rush, 1998)。
四、 開脫與道歉策略的評價提昇
補收資料的目的在於排除非口語行為的影響後，再驗證開脫與道歉策略對情 感與認知評價的修復效果，將採 T 檢定比較實驗組與控制組在兩個評價得分的差 異。
開脫組所得的面試官能力評價為 3.13 (SD = .84)，與控制組 (M = 2.92, SD
= .75) 沒有顯著的差異 (t = .79, p > .05)，喜好程度為 3.19 (SD = .72)，也與控制 組 (M = 2.79, SD = .81) 沒有顯著的差異 (t = 1.60, p > .05)。而道歉組所得的面試
官能力評價為 3.12 (SD = .91)，與控制組沒有顯著的差異 (t = .72, p > .05)，而喜 好程度為 3.40 (SD = .91)，則顯著高於控制組 (t = 2.09, p < .05)。結果指出，開 脫策略對於兩類面試官評價沒有提昇效果，而道歉策略無法提昇能力評價，但能 夠提昇面試官對應徵者的喜好程度。
此結果指出，主要研究中道歉策略對兩類評價出現負向影響，應是非口語行 為所造成的反效果，因此在補收資料中排除非口語行為後，理論推導所預期的情 感評價提昇即得到驗證；而開脫策略的能力評價修復效果依然不顯著，與主要研 究的結果相同，推知不是非口語行為所造成，應該是開脫策略的說詞所傳遞的能 力訊息不盡然正面，仍有待商榷。
第六章 結果與討論
以下將先由模式檢測及路徑比較的結果來討論本研究發現對理論建構的貢 獻，再說明在未預期發現的探討過程中所得到的管理意涵及理論應用上的啟發，
最後則是本研究的限制及可延伸的未來研究方向。