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性別刻板印象的解釋偏差研究

來源：泰然健康網(wǎng) 時間：2024年12月15日 13:06

性別刻板印象的解釋偏差研究

通訊作者:趙玉芳，教授，博士研究生導(dǎo)師; 作者簡介:周瑤，碩士研究生，主要從事社會心理學(xué)的研究1. 西南大學(xué) 西南民族教育與心理研究中心，重慶 4007152. 西南大學(xué) 心理學(xué)部，重慶 400715 收稿日期: 2021-12-21

基金項目: 教育部人文社會科學(xué)基地重大項目(16JJD190007)

摘要: 為考察性別刻板印象的解釋偏差，對260名大學(xué)生進行了數(shù)學(xué)—性別刻板解釋偏差(SEB)測量，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①根據(jù)解釋數(shù)量，數(shù)學(xué)—性別刻板印象不一致行為的解釋數(shù)量顯著大于一致行為的解釋數(shù)量，表明大學(xué)生對女性的數(shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差；②根據(jù)解釋性質(zhì)，相對“女性數(shù)學(xué)好”來說，大學(xué)生傾向于將“男性數(shù)學(xué)好”更多地歸因于內(nèi)部穩(wěn)定的因素(能力因素)，更少地歸因于外部情境因素和內(nèi)部不穩(wěn)定的因素(非能力因素)；而對“男性數(shù)學(xué)不好”的歸因傾向則相反. 刻板解釋偏差可能的原因包括刻板印象的代際傳遞性、制度正當(dāng)化動機和性別角色期望.

English Abstract

全文HTML

刻板印象是指社會對某一個群體的特征所作的歸納、概括的總和，是一種比較固定的看法，通常與種族、地域、性別、年齡、職業(yè)等有關(guān)[1]. 在學(xué)科領(lǐng)域，國內(nèi)外研究都發(fā)現(xiàn)，人們普遍持有一種“男性數(shù)學(xué)好而女性數(shù)學(xué)不好”或“女性數(shù)學(xué)能力不如男性”的概括化和片面化的觀點，即數(shù)學(xué)—性別刻板印象(Math-Gender Stereotype). 這種性別刻板印象在內(nèi)隱層面也存在，Nosek等[2]采用內(nèi)隱聯(lián)想測驗發(fā)現(xiàn)，大學(xué)生存在內(nèi)隱性別—數(shù)學(xué)刻板印象，普遍認為“男性較女性更擅長數(shù)學(xué)”，并且沒有性別差異. 中國學(xué)者的研究也得到了相同的研究結(jié)果，有研究發(fā)現(xiàn)，不管被試的性別如何，他們都傾向于把理工科與男生相聯(lián)系，把人文學(xué)科與女生相聯(lián)系[3]；大學(xué)生普遍存在“男性比女性更擅長數(shù)學(xué)”的內(nèi)隱數(shù)學(xué)—性別刻板印象，且不存在專業(yè)和性別的差異[4]. 這種認為“男性數(shù)學(xué)好，而女性數(shù)學(xué)不好”的過度簡化的分類概括，實質(zhì)上是對女性數(shù)學(xué)能力的一種污名，這種污名一旦在情境中被激活，并被女性知覺為她們在數(shù)學(xué)領(lǐng)域的表現(xiàn)可能會印證自己所屬群體的消極刻板印象時，會使其在數(shù)學(xué)相關(guān)領(lǐng)域的成績表現(xiàn)下降[5-6]，影響其對數(shù)學(xué)的認同和對數(shù)學(xué)相關(guān)職業(yè)的追求[7-10]. 此外，刻板印象經(jīng)常充當(dāng)引導(dǎo)社會推理的啟發(fā)式工具，影響社會感知者對他人行為的因果推斷[11]. 當(dāng)感知者相信一個人具有某種特質(zhì)時，他們會片面地尋找確認信息，從而加強他們最初的信念[12]. 即使面對相互矛盾的證據(jù)，刻板印象驅(qū)動的歸因也有助于維持社會感知者對某個群體的最初看法[13]. 因此，刻板印象雖然可以簡化人們的認知過程，有助于對人或情境迅速作出判斷，提高知覺、推理和決策的速度與效率，但也會導(dǎo)致認知層面的解釋偏差[14].

解釋偏差是指當(dāng)個體面對與自己期望不一致的情境時，會作出更多的解釋行為，即歸因行為，以使不一致得到合理化[15]. 由于個體期望值常常受到對他人所抱有的刻板印象預(yù)期的影響，因此解釋偏差在刻板印象情境中十分常見[16]. 當(dāng)一個事件(比如考試失敗)引發(fā)了刻板印象，這個刻板印象會提供歸因信息，可能會使一個人對該事件的解釋產(chǎn)生偏差[17]. 刻板解釋偏差(Stereotypic explanatory bias，SEB)即人們在與刻板印象不一致的情境中所表現(xiàn)出的解釋偏差[18-19]. 如果一個人持有“女性數(shù)學(xué)不好”的性別刻板印象，那么得知“小紅在數(shù)學(xué)考試中得了滿分”可能會引發(fā)更多解釋加工來試圖解釋這種不一致行為(如：因為她上了數(shù)學(xué)補習(xí)班，因為數(shù)學(xué)題目簡單，因為她作弊了等)；相反，如果得知“小紅在數(shù)學(xué)考試中不及格”，則不太可能引發(fā)解釋偏差，因為他會認為小紅“本該如此”. 因此，歸因偏向反映了解釋偏差的存在，通過計算對不同情境作出解釋的數(shù)量差異，可以檢驗人們在內(nèi)隱層面上是否對男女?dāng)?shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差.

人們對刻板印象的解釋偏差研究不僅涉及與刻板印象一致或不一致所提供的解釋數(shù)量上的差異，也涉及解釋性質(zhì)上的差異. Kulik[20]認為，當(dāng)某一行為與個體已有刻板印象觀念形成的預(yù)期相一致時，該行為結(jié)果就更有可能歸因于行為者的個性因素；相反，當(dāng)基于刻板印象觀念的預(yù)期與行為結(jié)果不一致時，更有可能把該行為結(jié)果的產(chǎn)生歸因于情境因素或行為者內(nèi)在的不穩(wěn)定因素. 表現(xiàn)在數(shù)學(xué)領(lǐng)域，即人們傾向于將男性表現(xiàn)出數(shù)學(xué)好的行為歸因于能力，女性表現(xiàn)出數(shù)學(xué)好的行為歸因于運氣，而將男性表現(xiàn)出數(shù)學(xué)差的行為歸因于情境因素，將女性表現(xiàn)出數(shù)學(xué)差的行為歸因于能力的缺乏[21]. 因此，如果SEB主要涉及刻板印象不一致的內(nèi)歸因，實際上可能會促進刻板印象的改變或減少，而當(dāng)SEB主要涉及外歸因時，則可能會導(dǎo)致刻板印象的繼續(xù)維持[19]. 所以，通過比較被試對不同性別主語在不同句子情境下所提供的解釋性質(zhì)的差異，可以進一步探究刻板解釋偏差的具體特征，即人們對數(shù)學(xué)—性別刻板印象存在怎樣的解釋偏差.

數(shù)學(xué)—性別刻板印象是指人們普遍所持有的認為“男性數(shù)學(xué)好而女性數(shù)學(xué)不好”的觀念. 當(dāng)女性在數(shù)學(xué)領(lǐng)域表現(xiàn)出與其所持刻板印象觀念不一致的行為時(女性數(shù)學(xué)好)，則會被更多地歸因為外部情境因素(如運氣好、題目簡單、他人幫助等)或內(nèi)部不穩(wěn)定因素(如努力、練習(xí)得多、勤奮等)；而如果女性在數(shù)學(xué)領(lǐng)域表現(xiàn)出與其所持刻板印象觀念一致的行為時(女性數(shù)學(xué)不好)，則會對此行為更多地作出內(nèi)部穩(wěn)定因素的歸因(如腦袋笨、基礎(chǔ)差、數(shù)理邏輯能力不行等)，以此來維持“女性數(shù)學(xué)不好”的刻板印象. 因此，對性別刻板印象的解釋偏差本質(zhì)上是對女性數(shù)學(xué)能力的污名. 基于此，本研究按照解釋是否有利于維持性別—數(shù)學(xué)刻板印象分為內(nèi)部穩(wěn)定的能力歸因(內(nèi)歸因)和非能力歸因(外歸因包括內(nèi)部不穩(wěn)定因素如動機、努力等；外部情境因素如運氣、任務(wù)難度等)，這與以往有關(guān)刻板解釋偏差研究中的歸因分類方式有所不同. 佐斌等[22]將歸因的性質(zhì)劃分為個人的內(nèi)部因素(如努力、能力和天分等)和外部環(huán)境因素(如運氣、意外、他人影響等)，忽視了歸因的穩(wěn)定—不穩(wěn)定維度. 根據(jù)Weiner[23]對歸因的分類，能力屬于內(nèi)部穩(wěn)定的因素，而努力則屬于內(nèi)部不穩(wěn)定的因素；運氣屬于外部不穩(wěn)定因素，任務(wù)難度則屬于外部穩(wěn)定因素. 因此，對于女性表現(xiàn)出不符合性別刻板印象的句子情境(女性數(shù)學(xué)好)，被試歸因為“她聰明、天賦高、邏輯思維能力強”相比歸因為“她學(xué)習(xí)數(shù)學(xué)非常努力、勤奮”所持的數(shù)學(xué)—性別刻板印象觀念應(yīng)該是不一樣的. 所以，有必要將歸因的性質(zhì)按照內(nèi)—外維度和穩(wěn)定—不穩(wěn)定維度相結(jié)合的方式去進行細分，從而進一步探究對男女?dāng)?shù)學(xué)能力的刻板解釋偏差.

綜上，本研究擬采用刻板解釋偏差(SEB)測量方法，從提供的解釋數(shù)量和解釋性質(zhì)兩個方面來探討大學(xué)生是否存在對男女?dāng)?shù)學(xué)能力的刻板解釋偏差以及這種刻板解釋偏差的具體特征.

1. 預(yù)研究

由于解釋偏差是以刻板印象為基礎(chǔ)的，為探究被試是否存在數(shù)學(xué)—性別刻板印象的解釋偏差，首先需要檢驗被試是否存在數(shù)學(xué)—性別刻板印象. 因此，預(yù)研究采用自我報告的方式測量被試的外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象水平.

1.1. 被試選取

采用方便取樣的方式，在線收集問卷，不限學(xué)校、專業(yè)和性別，共收集285份問卷，依據(jù)被試填寫的時間和內(nèi)容對問卷進行篩選后，刪除作答不認真的問卷25份，最終剩余被試260名，問卷有效回收率達91%. 其中男性被試105名，女性被試155名；年齡范圍為18~24歲，平均年齡為20.57歲. 其中大一年級67名，大二年級78名，大三年級75名，大四年級40名；高中為文科生的有87名，理科生有173名.

1.2. 測驗材料

外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象的測量：采用自我報告的方式，使用Schmader等[24]編制的量表進行測量，該量表共包含3個題目，分別是：①男生的數(shù)學(xué)能力很可能比女生強；②一般來說，男生較女生擅長數(shù)學(xué)；③我并不認為男生與女生在數(shù)學(xué)能力方面有真正的性別差異(反向計分). 采用7點評分，從1(非常不同意)到7(非常同意)，本研究的Cronbach's α=0.86.

1.3. 數(shù)據(jù)處理

根據(jù)Schmader等[24]對外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象的測量，對最后一個項目的回答進行反向編碼，并與對前兩個項目的回答進行平均. 在本研究中平均值分布范圍為1~7分，其中4分以下代表被試存在相反的外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象，4分代表無外顯性別—數(shù)學(xué)刻板印象，4分以上代表存在外顯的數(shù)學(xué)—性別刻板印象. 分數(shù)越高，說明被試存在的外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象越強.

1.4. 研究結(jié)果

對于外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象的數(shù)據(jù)，本研究擬先采用單樣本t檢驗，將被試報告的數(shù)據(jù)平均值與中值4進行比較，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，總體而言，被試(M=4.34，SD=1.45)存在外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象(t=3.75，p＜0.001). 為了進一步檢驗外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象是否存在性別差異，對數(shù)據(jù)進行獨立樣本t檢驗，結(jié)果見表 1.

由表 1可知，外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象存在性別差異(t=5.21，p＜0.001)，男性被試(M=4.88，SD=1.26)相比女性被試(M=3.97，SD=1.46)持有更強的外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象.

自我報告的分析結(jié)果表明，被試存在外顯的數(shù)學(xué)—性別刻板印象，即認為相比女性，男性更加擅長數(shù)學(xué)；進一步分析表明對數(shù)學(xué)—性別刻板印象的認同水平存在非常顯著的性別差異，即相比女性，男性持有更強的數(shù)學(xué)—性別刻板印象. 這與以往學(xué)者關(guān)于外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象所得的研究結(jié)果相同[24]. 因此，在接下來的正式研究中，將使用內(nèi)隱測量的刻板解釋偏差(SEB)問卷，比較被試對不同性別主語下的不同句子情境所提供的解釋數(shù)量和解釋性質(zhì)上的差異，探究大學(xué)生是否存在對男女?dāng)?shù)學(xué)能力的刻板解釋偏差以及對這種刻板解釋偏差的具體特征.

2. 數(shù)學(xué)—性別刻板印象解釋偏差研究 2.1. 被試選取

正式研究被試與預(yù)研究為同一批被試(N=260)，為了防止內(nèi)隱的刻板解釋偏差測量受外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象測量的先驗影響，正式研究在預(yù)研究結(jié)束一周后再進行施測.

2.2. 測驗材料

采用張菁[25]自編的刻板解釋偏差(SEB)問卷，該問卷由25個原因填空句子構(gòu)成，其中16句是與所研究的數(shù)學(xué)—性別刻板印象主題有關(guān)的句子(具體來說，是認為“男性數(shù)學(xué)好而女性數(shù)學(xué)不好”的刻板印象)，稱為SEB項目(SEB items)；另外9句是與數(shù)學(xué)—性別刻板印象無關(guān)的中性句子.

在16個SEB項目中，8句以典型的男性姓名(如李勇)為主語，8句以典型的女性姓名(如張芳)為主語. 在每一個性別組中，均有4個主語的行為結(jié)果與刻板印象一致(即男性數(shù)學(xué)好而女性數(shù)學(xué)不好)，4個主語行為結(jié)果與刻板印象行為結(jié)果不一致(即女性數(shù)學(xué)好而男性數(shù)學(xué)不好). 中性句子則在主語上沒有特別要求，如小李、小陳等. 16個SEB項目既包含與刻板印象一致的積極和消極行為，如“王敬磊的數(shù)學(xué)測驗得了滿分”和“馮玲的數(shù)學(xué)經(jīng)常不及格”，也包含與刻板印象不一致的積極和消極行為，如“張芳的幾何考了全年級第一名”和“在一次數(shù)學(xué)競賽中孫剛被淘汰”. 被試的任務(wù)則是根據(jù)前半句呈現(xiàn)的事件結(jié)果，自由填寫產(chǎn)生該事件可能的原因，如“張芳的幾何考了全年級第一名，是因為……”，被試可能會填“她在幾何方面很有天賦”“她平時學(xué)習(xí)很用功”“題目簡單”“她運氣好”等，被試在一個句子中可以填入若干理由.

2.3. 測驗程序

采取網(wǎng)上發(fā)放問卷的方式招募被試，讓被試完成內(nèi)隱的SEB問卷. 要求被試仔細閱讀句子，并根據(jù)自己的理解在空白處填寫這一事件發(fā)生的所有自己能想到的原因. 回答沒有對錯之分，填寫時間不受限制. 同時，為了平衡問卷填寫過程中產(chǎn)生的順序效應(yīng)和疲勞效應(yīng)，避免被試前面多寫后面少寫給測驗結(jié)果帶來影響，將男性—女性、積極—消極、一致—不一致組合的8種情況按不同的順序排列呈現(xiàn)給被試[26].

2.4. 數(shù)據(jù)處理 2.4.1. 解釋數(shù)量

在計算SEB分值前，首先由2名心理學(xué)專業(yè)的研究生充當(dāng)評分者，分別獨立對每份問卷上SEB項目中被試填寫的原因進行分類編碼，判斷填寫的內(nèi)容是關(guān)于前半句行為的解釋，還是簡單重復(fù)了前半句的意思，并各自剔除無效回答. 如果被試的回答提供的是一種解釋(涉及了內(nèi)歸因或外歸因)則計1分；而如果被試的回答只是對前半句意思的簡單重復(fù)，沒有涉及內(nèi)歸因或外歸因，可以將其視為無效回答不進行計分. 如針對“張芳的幾何考了全年級第一名，是因為……”這一題項，若被試填寫“她在幾何方面很有天賦”，則這種回答提供的是一種解釋；而如果被試回答“因為她幾何考了全年級第一”，這一回答就只是對前半句意思的簡單重復(fù)，不涉及對事件的歸因，也即沒有提供一種深入的解釋. 分類后，對評分的結(jié)果進行相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)2名評分者的分類結(jié)果經(jīng)檢驗存在顯著相關(guān)(r=0.96，p < 0.001). 取2名評分者結(jié)果的平均值，作為下一部分計算分值的數(shù)據(jù).

由于本研究的刻板印象內(nèi)容為數(shù)學(xué)—性別刻板印象，所以，在一個被試的SEB問卷上可以計算出4類解釋的總數(shù)量：①主語為女性，且行為符合“女性數(shù)學(xué)不好”的句子(即與刻板印象一致的句子情境中)的解釋總數(shù)，記作FF；②主語為女性，且行為不符合“女性數(shù)學(xué)不好”的句子(與刻板印象不一致的句子情境中)的解釋總數(shù)，記作FM；③主語為男性，且行為不符合“男性數(shù)學(xué)好”的句子(即與刻板印象不一致的句子情境中)的解釋總數(shù)，記作MF；④主語為男性，且行為符合“男性數(shù)學(xué)好”的句子(即與刻板印象一致的句子境中)的解釋總數(shù)，記作MM.

針對男、女主語，該被試有2個SEB分值，即SEB1=FM-FF(句子主語為女性)，SEB2=MF-MM(句子主語為男性)，即用與數(shù)學(xué)—性別刻板印象不一致情境所提供的解釋數(shù)量減去一致情境所提供的解釋數(shù)量. 根據(jù)Hastie[15]的理論假設(shè)，人們在面對與自己期望不一致的情境時會作出更多的解釋[15]. 因此如果SEB值與0存在顯著差異，說明被試對行為主語的歸因受到數(shù)學(xué)—性別刻板印象的顯著影響，即被試對男女?dāng)?shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差，SEB的絕對值越大，解釋偏差的程度越大；反之，如果SEB值與0沒有顯著差異，則說明被試對男女?dāng)?shù)學(xué)能力不存在刻板解釋偏差[4].

2.4.2. 解釋性質(zhì)

除了分析總體的SEB1和SEB2分值是否與0存在顯著差異外，還可以就被試對每一個項目的歸因性質(zhì)進行分類，然后比較不同性別主語在不同句子情境下的不同歸因性質(zhì)是否存在差異，這樣可以進一步探究刻板解釋偏差的具體特征.

因此，根據(jù)被試對16個SEB項目所作歸因的性質(zhì)，本研究對FF，F(xiàn)M，MM，MF 4類解釋總數(shù)再分別進行細分，區(qū)分內(nèi)—外維度和穩(wěn)定—不穩(wěn)定維度的歸因，如果被試提供的解釋涉及到“天賦、聰明、基礎(chǔ)”等關(guān)鍵詞時，則視作是對句子情境的能力歸因，即個人內(nèi)部穩(wěn)定的歸因；而如果被試提供的解釋涉及“努力、狀態(tài)、練習(xí)、運氣、難度”等關(guān)鍵詞時，則視作是對句子情境的非能力歸因，包括外部情境歸因和個人內(nèi)部不穩(wěn)定因素的歸因. 這樣就可以將對女性符合刻板印象的行為(消極句子情境)的內(nèi)歸因記為FFI；女性符合刻板印象的行為(消極句子情境)的外歸因記為FFE；女性不符合刻板印象的行為(積極句子情境)的內(nèi)歸因記為FMI；女性不符合刻板印象的行為(積極句子情境)的外歸因記為FME. 同理，對男性的符合(積極句子情境)或不符合(消極句子情境)刻板印象行為的內(nèi)外歸因也可以分別記為MMI，MME，MFI，MFE.

根據(jù)前言中的理論假設(shè)，如果被試持有“男性數(shù)學(xué)好而女性數(shù)學(xué)不好”這一刻板印象會導(dǎo)致其把男性表現(xiàn)出積極行為的句子情境更多地歸因為內(nèi)部因素(能力因素)，而對女性同樣表現(xiàn)出的積極行為更少地歸因為內(nèi)部因素；外歸因方面，被試會把男性表現(xiàn)出積極行為的句子情境更少地歸因為外部因素(環(huán)境因素和內(nèi)部非能力因素)，但是對女性表現(xiàn)出積極行為的句子情境更多地歸因為外部因素，因此就可以通過比較對不同性別主語在不同句子情境下提供的不同解釋性質(zhì)的差異來具體分析被試對數(shù)學(xué)—性別刻板印象解釋偏差的特點.

2.5. 研究結(jié)果 2.5.1. 解釋數(shù)量 2.5.1.1. 總體SEB分值

采用SPSS 25.0統(tǒng)計分析軟件對數(shù)據(jù)進行處理與分析，將被試的2個SEB分值分別與0比較，進行單樣本t檢驗，結(jié)果見表 2.

由表 2可知，對女性主語的SEB1分數(shù)(M=0.31，SD=2.03，t=2.43，p＜0.05)與0存在著顯著的差異，即與數(shù)學(xué)—性別刻板印象不一致(女性數(shù)學(xué)好)的行為解釋數(shù)量顯著大于與性別刻板印象一致(女性數(shù)學(xué)不好)的行為歸因數(shù)量，說明被試對于女性主語的數(shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差；同樣，對男性主語的SEB2分數(shù)(M=-0.45，SD=1.57，t=-4.63，p＜0.001)與0存在著極其顯著的差異，同樣說明了被試對于男性主語的數(shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差.

2.5.1.2. SEB分值是否存在性別差異

由表 3可以看出，在SEB1上，男女被試的得分不存在顯著性別差異(t=-0.131，p=0.896＞0.05)，即當(dāng)句子主語為女性時，男女被試對與刻板印象不一致時(女性擅長數(shù)學(xué))提供的解釋數(shù)量均大于與刻板印象一致時(女性不擅長數(shù)學(xué))的解釋數(shù)量，但二者差異不顯著.

在SEB2上，男女被試的得分同樣不存在性別差異(t=0.987，p=0.325＞0.05)，即當(dāng)句子主語為男性時，男女被試對與刻板印象不一致時(男性不擅長數(shù)學(xué))提供的解釋數(shù)量均小于與刻板印象一致時(男性擅長數(shù)學(xué))的解釋數(shù)量，但二者差異不顯著. 這一結(jié)果表明，男女被試在SEB1和SEB2上的得分均沒有顯著差異，也即對SEB1和SEB2的解釋數(shù)量不存在性別差異.

2.5.2. 解釋性質(zhì)

對不同主語性別在不同句子情境下內(nèi)外歸因分數(shù)的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表 4所示. 采用2(主語性別：男性對比女性)×2(句子情境：積極對比消極)×2(歸因性質(zhì)：內(nèi)歸因?qū)Ρ韧鈿w因)重復(fù)測量方差分析，主語性別、句子情境和歸因性質(zhì)均為被試內(nèi)變量，因變量為歸因數(shù)量，結(jié)果見表 5.

由表 5可知，主語性別×句子情境×歸因性質(zhì)的三階交互作用顯著，F(xiàn)(1，259)=20.255，p=0.000，ηp2=0.07，繼而對其進行進一步的簡單效應(yīng)分析，交互作用圖見圖 1和圖 2.

如圖 1所示，進一步簡單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)，對于內(nèi)歸因性質(zhì)而言，在積極情境下，對男性主語的內(nèi)歸因數(shù)量(M=2.75，SD=0.10)大于對女性主語的內(nèi)歸因數(shù)量(M=2.45，SD=0.09)，并且差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(p=0.002＜0.05)；而在消極情境下，對男性主語的內(nèi)歸因數(shù)量(M=1.78，SD=0.08)小于對女性主語的內(nèi)歸因數(shù)量(M=2.13，SD=0.09)，并且差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(p=0.000＜0.001).

而在外歸因方面，如圖 2所示，在積極情境下，對男性主語的外歸因數(shù)量(M=4.06，SD=0.19)小于對女性主語的外歸因數(shù)量(M=4.28，SD=0.17)，并且差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(p=0.043 < 0.05)；在消極情境下，對男性主語的外歸因數(shù)量(M=4.57，SD=0.19)大于對女性主語的外歸因數(shù)量(M=4.29，SD=0.21)，并且差異具有統(tǒng)計學(xué)意義(p=0.013＜0.05).

3. 討論

本研究從解釋數(shù)量和解釋性質(zhì)兩個方面探討了大學(xué)生是否存在對男女?dāng)?shù)學(xué)能力的刻板解釋偏差以及數(shù)學(xué)—性別刻板解釋偏差的具體特征，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①從解釋數(shù)量上來看，SEB1和SEB2均與0存在著顯著和極其顯著的差異，即被試對男女?dāng)?shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差，并且，被試性別因素對SEB1、SEB2均沒有顯著影響；②從解釋性質(zhì)上來看，當(dāng)男性表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”這一積極行為時，相比女性同樣表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”的積極行為，會更多地作出能力歸因，更少地作出非能力歸因；相反，當(dāng)男性表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)不好”這一消極行為時，相比女性表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)不好”這一消極行為會更少地作出能力歸因，更多地作出非能力歸因.

研究發(fā)現(xiàn)了“男性數(shù)學(xué)好而女性數(shù)學(xué)不好”的刻板解釋偏差，這一結(jié)果與已有研究結(jié)果一致[22, 26-28]. 這說明，盡管隨著時代的進步和社會的發(fā)展，但數(shù)學(xué)—性別刻板印象依然深植于人們的觀念中，并且影響著人們對男女?dāng)?shù)學(xué)能力的解釋偏差. 根據(jù)生態(tài)系統(tǒng)理論，個體的發(fā)展嵌套于相互影響的一系列環(huán)境系統(tǒng)之中[29]，對個體影響最直接的是家庭這一微觀系統(tǒng)，父母可以通過傳達他們自己關(guān)于女孩和男孩應(yīng)該如何在數(shù)學(xué)上表現(xiàn)的性別偏見來塑造孩子的數(shù)學(xué)期望和表現(xiàn). 性別—數(shù)學(xué)刻板印象觀念更強的父母(例如，認為男孩比女孩更擅長數(shù)學(xué))對兒子的數(shù)學(xué)能力感知更高，對女兒的數(shù)學(xué)能力感知更低[30]；反過來，這些父母的觀念與孩子對自己數(shù)學(xué)能力的看法正相關(guān)[31-32]，由此在認知上對男女?dāng)?shù)學(xué)能力產(chǎn)生了解釋偏差. 此外，學(xué)校中的教師和同伴有意或無意所傳遞的數(shù)學(xué)—性別刻板印象，也可能讓個體產(chǎn)生數(shù)學(xué)和科學(xué)是屬于男性領(lǐng)域的刻板印象[33]. 老師會低估女孩相對于男孩的數(shù)學(xué)能力[34, 30]，并將男孩在數(shù)學(xué)上的成功更多地歸因于能力，在數(shù)學(xué)上的失敗更多地歸因于缺乏努力[32]，教師傳達給學(xué)生的歸因又會反過來影響孩子自己對結(jié)果的歸因解釋. 因此，性別數(shù)學(xué)刻板印象具有很強的代際傳遞性，在社會觀念中具有顯著的穩(wěn)定性.

性別因素并不影響刻板印象解釋偏差，女性也同樣存在解釋偏差. 制度正當(dāng)化理論認為，人們普遍有相信現(xiàn)存社會秩序是公正、合理、必要的動機，人們會用刻板印象對社會現(xiàn)狀進行心理上的正當(dāng)化，即使自身和內(nèi)群體的利益受損[35-36]. 女性在數(shù)學(xué)領(lǐng)域一直處于代表性不足的弱勢群體地位[33, 37]，即使女性表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”的積極行為，但是女性被試和男性被試一樣，都傾向于將女性數(shù)學(xué)好歸因為個體內(nèi)部不穩(wěn)定因素和外部情境因素，而不是個體內(nèi)部穩(wěn)定的能力因素. 這表明弱勢群體成員通過制度正當(dāng)化過程內(nèi)化了現(xiàn)狀的不平等，同時也內(nèi)化了自身以及內(nèi)群體的消極刻板印象，但是，制度正當(dāng)化雖然短期內(nèi)會使個體在心理上獲益，但從長遠來看，它會對個體和社會產(chǎn)生消極的影響[38].

雖然男女主語都表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”這一積極行為，但是被試傾向于對女性主語相較于對男性主語作出更多的外歸因(非能力歸因)，對男性主語相較于對女性主語作更多的內(nèi)歸因(能力歸因)；當(dāng)男女主語都表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)不好”這一消極行為時情況則相反. 根據(jù)Wilder(1996)提出的刻板印象改變的歸因模型，人們會將一個人的性別角色行為與人們對此人所屬的性別群體的行為期望即性別刻板印象進行比較. 因為男性表現(xiàn)出數(shù)學(xué)好的這一行為符合被試所持有的性別角色期望，而女性表現(xiàn)出數(shù)學(xué)好的這一行為則與被試持有的性別角色期望不相符. 因此，當(dāng)不同性別主語同樣表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”的積極情境時，被試會把“女性數(shù)學(xué)好”(反刻板印象)更多歸因為“她學(xué)習(xí)努力”“她勤奮刻苦”“題目簡單”“她請了家教”等個體內(nèi)部不穩(wěn)定因素或外部情境因素，而當(dāng)男性表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”(刻板印象一致)這一積極行為時，作出同樣非能力歸因的數(shù)量比女性少，作出能力歸因的數(shù)量則比女性多，從而來維持其原有的性別刻板印象不受影響. 在消極情境下情況則相反，當(dāng)不同性別主語同樣表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)不好”的消極情境時，被試會把“男性數(shù)學(xué)不好”(反刻板印象)更多歸因為“他缺少練習(xí)”“他運氣不好”“題目太難”“對手太強”等內(nèi)部不穩(wěn)定因素或外部情境因素，而女性表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)不好”(刻板印象一致)這一消極情境時，作出能力歸因的數(shù)量比男性多，作出非能力歸因的數(shù)量則比男性少，之所以出現(xiàn)這樣的解釋偏差同樣是為了使原有的性別刻板印象不受影響從而得到維護.

總之，上述結(jié)果表明，數(shù)學(xué)—性別刻板印象一旦形成就具有一定的穩(wěn)定性，人們無法從根本上擺脫因自身的態(tài)度、觀念等主觀因素而造成嚴重的“認知偏差”. 而這種刻板的“認知偏差”會影響女性對STEM(Science科學(xué)，Technology技術(shù)，Engineering工程，Mathematic數(shù)學(xué))領(lǐng)域的興趣、認同和歸屬感，造成數(shù)學(xué)相關(guān)領(lǐng)域女性的代表性不足結(jié)局[33]. 現(xiàn)代高等教育雖然在消除性別歧視、促進男女平等方面作了大量的努力，但卻依然難以在內(nèi)隱層面上消除性別刻板印象觀念. 未來的研究有必要進一步探究男女?dāng)?shù)學(xué)能力的刻板解釋偏差對行為表現(xiàn)方面的影響以及可能的干預(yù)機制.

4. 結(jié)論

1) 根據(jù)解釋數(shù)量，大學(xué)生存在認為“男性數(shù)學(xué)好而女性數(shù)學(xué)不好”的刻板解釋偏差，且不存在性別差異.

2) 根據(jù)解釋性質(zhì)，相對“女性數(shù)學(xué)好”來說，大學(xué)生傾向于將“男性數(shù)學(xué)好”更多地歸因于內(nèi)部穩(wěn)定的因素(能力因素)，更少地歸因于外部情境因素和內(nèi)部不穩(wěn)定的因素(非能力因素)，而對“男性數(shù)學(xué)不好”的歸因傾向則相反.

參考文獻 (38)

網(wǎng)址: 性別刻板印象的解釋偏差研究 http://m.u1s5d6.cn/newsview544247.html