周瑤， 趙玉芳，， 陳清， 樊沛君

1.西南大學(xué) 西南民族教育與心理研究中心， 重慶 400715； 2.西南大學(xué) 心理學(xué)部， 重慶 400715

刻板印象是指社會(huì)對(duì)某一個(gè)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(guó)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(diǎn)， 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(cè)驗(yàn)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(rèn)為“男性較女性更擅長(zhǎng)數(shù)學(xué)”， 并且沒(méi)有性別差異． 中國(guó)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(zhǎng)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(rèn)為“男性數(shù)學(xué)好， 而女性數(shù)學(xué)不好”的過(guò)度簡(jiǎn)化的分類概括， 實(shí)質(zhì)上是對(duì)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(jué)為她們?cè)跀?shù)學(xué)領(lǐng)域的表現(xiàn)可能會(huì)印證自己所屬群體的消極刻板印象時(shí)， 會(huì)使其在數(shù)學(xué)相關(guān)領(lǐng)域的成績(jī)表現(xiàn)下降[5-6]， 影響其對(duì)數(shù)學(xué)的認(rèn)同和對(duì)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(huì)推理的啟發(fā)式工具， 影響社會(huì)感知者對(duì)他人行為的因果推斷[11]． 當(dāng)感知者相信一個(gè)人具有某種特質(zhì)時(shí)， 他們會(huì)片面地尋找確認(rèn)信息， 從而加強(qiáng)他們最初的信念[12]． 即使面對(duì)相互矛盾的證據(jù)， 刻板印象驅(qū)動(dòng)的歸因也有助于維持社會(huì)感知者對(duì)某個(gè)群體的最初看法[13]． 因此， 刻板印象雖然可以簡(jiǎn)化人們的認(rèn)知過(guò)程， 有助于對(duì)人或情境迅速作出判斷， 提高知覺(jué)、 推理和決策的速度與效率， 但也會(huì)導(dǎo)致認(rèn)知層面的解釋偏差[14]．

解釋偏差是指當(dāng)個(gè)體面對(duì)與自己期望不一致的情境時(shí)， 會(huì)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(gè)體期望值常常受到對(duì)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(jiàn)[16]． 當(dāng)一個(gè)事件(比如考試失敗)引發(fā)了刻板印象， 這個(gè)刻板印象會(huì)提供歸因信息， 可能會(huì)使一個(gè)人對(duì)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?cè)谂c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(gè)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(huì)引發(fā)更多解釋加工來(lái)試圖解釋這種不一致行為(如： 因?yàn)樗狭藬?shù)學(xué)補(bǔ)習(xí)班， 因?yàn)閿?shù)學(xué)題目簡(jiǎn)單， 因?yàn)樗鞅琢说?； 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?yàn)樗麜?huì)認(rèn)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(guò)計(jì)算對(duì)不同情境作出解釋的數(shù)量差異， 可以檢驗(yàn)人們?cè)趦?nèi)隱層面上是否對(duì)男女?dāng)?shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差．

人們對(duì)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(rèn)為， 當(dāng)某一行為與個(gè)體已有刻板印象觀念形成的預(yù)期相一致時(shí)， 該行為結(jié)果就更有可能歸因于行為者的個(gè)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(shí)， 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(yùn)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(shí)際上可能會(huì)促進(jìn)刻板印象的改變或減少， 而當(dāng)SEB主要涉及外歸因時(shí)， 則可能會(huì)導(dǎo)致刻板印象的繼續(xù)維持[19]． 所以， 通過(guò)比較被試對(duì)不同性別主語(yǔ)在不同句子情境下所提供的解釋性質(zhì)的差異， 可以進(jìn)一步探究刻板解釋偏差的具體特征， 即人們對(duì)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(rèn)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(shí)(女性數(shù)學(xué)好)， 則會(huì)被更多地歸因?yàn)橥獠壳榫骋蛩?如運(yùn)氣好、 題目簡(jiǎn)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(shí)(女性數(shù)學(xué)不好)， 則會(huì)對(duì)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(lái)維持“女性數(shù)學(xué)不好”的刻板印象． 因此， 對(duì)性別刻板印象的解釋偏差本質(zhì)上是對(duì)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(dòng)機(jī)、 努力等； 外部情境因素如運(yùn)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(gè)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(yùn)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(duì)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(yùn)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(duì)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?yàn)椤八斆鳌?天賦高、 邏輯思維能力強(qiáng)”相比歸因?yàn)椤八龑W(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(jìn)行細(xì)分， 從而進(jìn)一步探究對(duì)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(cè)量方法， 從提供的解釋數(shù)量和解釋性質(zhì)兩個(gè)方面來(lái)探討大學(xué)生是否存在對(duì)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(yàn)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(bào)告的方式測(cè)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(wèn)卷， 不限學(xué)校、 專業(yè)和性別， 共收集285份問(wèn)卷， 依據(jù)被試填寫(xiě)的時(shí)間和內(nèi)容對(duì)問(wèn)卷進(jìn)行篩選后， 刪除作答不認(rèn)真的問(wèn)卷25份， 最終剩余被試260名， 問(wèn)卷有效回收率達(dá)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(jí)67名， 大二年級(jí)78名， 大三年級(jí)75名， 大四年級(jí)40名； 高中為文科生的有87名， 理科生有173名．

1.2 測(cè)驗(yàn)材料

外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象的測(cè)量： 采用自我報(bào)告的方式， 使用Schmader等[24]編制的量表進(jìn)行測(cè)量， 該量表共包含3個(gè)題目， 分別是： ①男生的數(shù)學(xué)能力很可能比女生強(qiáng)； ②一般來(lái)說(shuō)， 男生較女生擅長(zhǎng)數(shù)學(xué)； ③我并不認(rèn)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(jì)分)． 采用7點(diǎn)評(píng)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(duì)外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象的測(cè)量， 對(duì)最后一個(gè)項(xiàng)目的回答進(jìn)行反向編碼， 并與對(duì)前兩個(gè)項(xiàng)目的回答進(jìn)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(wú)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?jǐn)?shù)越高， 說(shuō)明被試存在的外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象越強(qiáng)．

1.4 研究結(jié)果

對(duì)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(yàn)， 將被試報(bào)告的數(shù)據(jù)平均值與中值4進(jìn)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(jìn)一步檢驗(yàn)外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象是否存在性別差異， 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果見(jiàn)表1．

表1 外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象的性別差異比較

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(qiáng)的外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象．

自我報(bào)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(rèn)為相比女性， 男性更加擅長(zhǎng)數(shù)學(xué)； 進(jìn)一步分析表明對(duì)數(shù)學(xué)—性別刻板印象的認(rèn)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(qiáng)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(lái)的正式研究中， 將使用內(nèi)隱測(cè)量的刻板解釋偏差(SEB)問(wèn)卷， 比較被試對(duì)不同性別主語(yǔ)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(duì)男女?dāng)?shù)學(xué)能力的刻板解釋偏差以及對(duì)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(cè)量受外顯數(shù)學(xué)—性別刻板印象測(cè)量的先驗(yàn)影響， 正式研究在預(yù)研究結(jié)束一周后再進(jìn)行施測(cè)．

2.2 測(cè)驗(yàn)材料

采用張菁[25]自編的刻板解釋偏差(SEB)問(wèn)卷， 該問(wèn)卷由25個(gè)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(lái)說(shuō)， 是認(rèn)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(xiàng)目(SEB items)； 另外9句是與數(shù)學(xué)—性別刻板印象無(wú)關(guān)的中性句子．

在16個(gè)SEB項(xiàng)目中， 8句以典型的男性姓名(如李勇)為主語(yǔ)， 8句以典型的女性姓名(如張芳)為主語(yǔ)． 在每一個(gè)性別組中， 均有4個(gè)主語(yǔ)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(gè)主語(yǔ)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(yǔ)上沒(méi)有特別要求， 如小李、 小陳等． 16個(gè)SEB項(xiàng)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(cè)驗(yàn)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(jí)第一名”和 “在一次數(shù)學(xué)競(jìng)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(xiě)產(chǎn)生該事件可能的原因， 如“張芳的幾何考了全年級(jí)第一名， 是因?yàn)椤保?被試可能會(huì)填“她在幾何方面很有天賦”“她平時(shí)學(xué)習(xí)很用功”“題目簡(jiǎn)單”“她運(yùn)氣好”等， 被試在一個(gè)句子中可以填入若干理由．

2.3 測(cè)驗(yàn)程序

采取網(wǎng)上發(fā)放問(wèn)卷的方式招募被試， 讓被試完成內(nèi)隱的SEB問(wèn)卷． 要求被試仔細(xì)閱讀句子， 并根據(jù)自己的理解在空白處填寫(xiě)這一事件發(fā)生的所有自己能想到的原因． 回答沒(méi)有對(duì)錯(cuò)之分， 填寫(xiě)時(shí)間不受限制． 同時(shí)， 為了平衡問(wèn)卷填寫(xiě)過(guò)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(xiě)后面少寫(xiě)給測(cè)驗(yàn)結(jié)果帶來(lái)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(jì)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(píng)分者， 分別獨(dú)立對(duì)每份問(wèn)卷上SEB項(xiàng)目中被試填寫(xiě)的原因進(jìn)行分類編碼， 判斷填寫(xiě)的內(nèi)容是關(guān)于前半句行為的解釋， 還是簡(jiǎn)單重復(fù)了前半句的意思， 并各自剔除無(wú)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(jì)1分； 而如果被試的回答只是對(duì)前半句意思的簡(jiǎn)單重復(fù)， 沒(méi)有涉及內(nèi)歸因或外歸因， 可以將其視為無(wú)效回答不進(jìn)行計(jì)分． 如針對(duì)“張芳的幾何考了全年級(jí)第一名， 是因?yàn)椤边@一題項(xiàng)， 若被試填寫(xiě)“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?yàn)樗龓缀慰剂巳昙?jí)第一”， 這一回答就只是對(duì)前半句意思的簡(jiǎn)單重復(fù)， 不涉及對(duì)事件的歸因， 也即沒(méi)有提供一種深入的解釋． 分類后， 對(duì)評(píng)分的結(jié)果進(jìn)行相關(guān)分析， 發(fā)現(xiàn)2名評(píng)分者的分類結(jié)果經(jīng)檢驗(yàn)存在顯著相關(guān)(r=0.96，p<0.001)． 取2名評(píng)分者結(jié)果的平均值， 作為下一部分計(jì)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(gè)被試的SEB問(wèn)卷上可以計(jì)算出4類解釋的總數(shù)量： ①主語(yǔ)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(yǔ)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(yǔ)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(yǔ)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(duì)男、 女主語(yǔ)， 該被試有2個(gè)SEB分值， 即SEB1=FM-FF(句子主語(yǔ)為女性)，SEB2=MF-MM(句子主語(yǔ)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?cè)诿鎸?duì)與自己期望不一致的情境時(shí)會(huì)作出更多的解釋[15]． 因此如果SEB值與0存在顯著差異， 說(shuō)明被試對(duì)行為主語(yǔ)的歸因受到數(shù)學(xué)—性別刻板印象的顯著影響， 即被試對(duì)男女?dāng)?shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差， SEB的絕對(duì)值越大， 解釋偏差的程度越大； 反之， 如果SEB值與0沒(méi)有顯著差異， 則說(shuō)明被試對(duì)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(duì)每一個(gè)項(xiàng)目的歸因性質(zhì)進(jìn)行分類， 然后比較不同性別主語(yǔ)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(jìn)一步探究刻板解釋偏差的具體特征．

因此， 根據(jù)被試對(duì)16個(gè)SEB項(xiàng)目所作歸因的性質(zhì)， 本研究對(duì)FF，F(xiàn)M，MM，MF 4類解釋總數(shù)再分別進(jìn)行細(xì)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(shí)， 則視作是對(duì)句子情境的能力歸因， 即個(gè)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(yùn)氣、 難度”等關(guān)鍵詞時(shí)， 則視作是對(duì)句子情境的非能力歸因， 包括外部情境歸因和個(gè)人內(nèi)部不穩(wěn)定因素的歸因． 這樣就可以將對(duì)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(duì)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(huì)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?yàn)閮?nèi)部因素(能力因素)， 而對(duì)女性同樣表現(xiàn)出的積極行為更少地歸因?yàn)閮?nèi)部因素； 外歸因方面， 被試會(huì)把男性表現(xiàn)出積極行為的句子情境更少地歸因?yàn)橥獠恳蛩?環(huán)境因素和內(nèi)部非能力因素)， 但是對(duì)女性表現(xiàn)出積極行為的句子情境更多地歸因?yàn)橥獠恳蛩兀?因此就可以通過(guò)比較對(duì)不同性別主語(yǔ)在不同句子情境下提供的不同解釋性質(zhì)的差異來(lái)具體分析被試對(duì)數(shù)學(xué)—性別刻板印象解釋偏差的特點(diǎn)．

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(jì)分析軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理與分析， 將被試的2個(gè)SEB分值分別與0比較， 進(jìn)行單樣本t檢驗(yàn)， 結(jié)果見(jiàn)表2．

表2 總體SEB分?jǐn)?shù)

由表2可知， 對(duì)女性主語(yǔ)的SEB1分?jǐn)?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(shuō)明被試對(duì)于女性主語(yǔ)的數(shù)學(xué)能力存在刻板解釋偏差； 同樣， 對(duì)男性主語(yǔ)的SEB2分?jǐn)?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(shuō)明了被試對(duì)于男性主語(yǔ)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(yǔ)為女性時(shí)， 男女被試對(duì)與刻板印象不一致時(shí)(女性擅長(zhǎng)數(shù)學(xué))提供的解釋數(shù)量均大于與刻板印象一致時(shí)(女性不擅長(zhǎng)數(shù)學(xué))的解釋數(shù)量， 但二者差異不顯著．

表3 SEB及其內(nèi)/外歸因分?jǐn)?shù)的性別差異檢驗(yàn)

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(yǔ)為男性時(shí)， 男女被試對(duì)與刻板印象不一致時(shí)(男性不擅長(zhǎng)數(shù)學(xué))提供的解釋數(shù)量均小于與刻板印象一致時(shí)(男性擅長(zhǎng)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(méi)有顯著差異， 也即對(duì)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(duì)不同主語(yǔ)性別在不同句子情境下內(nèi)外歸因分?jǐn)?shù)的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表4所示． 采用2(主語(yǔ)性別： 男性對(duì)比女性)×2(句子情境： 積極對(duì)比消極)×2(歸因性質(zhì)： 內(nèi)歸因?qū)Ρ韧鈿w因)重復(fù)測(cè)量方差分析， 主語(yǔ)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(jiàn)表5．

表4 不同性別主語(yǔ)在不同句子情境下的內(nèi)外歸因分?jǐn)?shù)(M±SD)

表5 主語(yǔ)性別×句子情境×歸因性質(zhì)影響作用的方差分析

由表5可知， 主語(yǔ)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(duì)其進(jìn)行進(jìn)一步的簡(jiǎn)單效應(yīng)分析， 交互作用圖見(jiàn)圖1和圖2．

圖1 主語(yǔ)性別和句子情境對(duì)內(nèi)歸因數(shù)量的影響

圖2 主語(yǔ)性別和句子情境對(duì)外歸因數(shù)量的影響

如圖1所示， 進(jìn)一步簡(jiǎn)單效應(yīng)分析發(fā)現(xiàn)， 對(duì)于內(nèi)歸因性質(zhì)而言， 在積極情境下， 對(duì)男性主語(yǔ)的內(nèi)歸因數(shù)量(M=2.75，SD=0.10)大于對(duì)女性主語(yǔ)的內(nèi)歸因數(shù)量(M=2.45，SD=0.09)， 并且差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(p=0.002<0.05)； 而在消極情境下， 對(duì)男性主語(yǔ)的內(nèi)歸因數(shù)量(M=1.78，SD=0.08)小于對(duì)女性主語(yǔ)的內(nèi)歸因數(shù)量(M=2.13，SD=0.09)， 并且差異具有統(tǒng)計(jì)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(duì)男性主語(yǔ)的外歸因數(shù)量(M=4.06，SD=0.19)小于對(duì)女性主語(yǔ)的外歸因數(shù)量(M=4.28，SD=0.17)， 并且差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(p=0.043<0.05)； 在消極情境下， 對(duì)男性主語(yǔ)的外歸因數(shù)量(M=4.57，SD=0.19)大于對(duì)女性主語(yǔ)的外歸因數(shù)量(M=4.29，SD=0.21)， 并且差異具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(p=0.013<0.05)．

4 討論

本研究從解釋數(shù)量和解釋性質(zhì)兩個(gè)方面探討了大學(xué)生是否存在對(duì)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?gòu)慕忉寯?shù)量上來(lái)看，SEB1和SEB2均與0存在著顯著和極其顯著的差異， 即被試對(duì)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(duì)SEB1、SEB2均沒(méi)有顯著影響； ②從解釋性質(zhì)上來(lái)看， 當(dāng)男性表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”這一積極行為時(shí)， 相比女性同樣表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”的積極行為， 會(huì)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(shí)， 相比女性表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)不好”這一消極行為會(huì)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(shuō)明， 盡管隨著時(shí)代的進(jìn)步和社會(huì)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(duì)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(gè)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(duì)個(gè)體影響最直接的是家庭這一微觀系統(tǒng)， 父母可以通過(guò)傳達(dá)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(jiàn)來(lái)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(qiáng)的父母(例如， 認(rèn)為男孩比女孩更擅長(zhǎng)數(shù)學(xué))對(duì)兒子的數(shù)學(xué)能力感知更高， 對(duì)女兒的數(shù)學(xué)能力感知更低[30]； 反過(guò)來(lái)， 這些父母的觀念與孩子對(duì)自己數(shù)學(xué)能力的看法正相關(guān)[31-32]， 由此在認(rèn)知上對(duì)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(wú)意所傳遞的數(shù)學(xué)—性別刻板印象， 也可能讓個(gè)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(huì)低估女孩相對(duì)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(dá)給學(xué)生的歸因又會(huì)反過(guò)來(lái)影響孩子自己對(duì)結(jié)果的歸因解釋． 因此， 性別數(shù)學(xué)刻板印象具有很強(qiáng)的代際傳遞性， 在社會(huì)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(rèn)為， 人們普遍有相信現(xiàn)存社會(huì)秩序是公正、 合理、 必要的動(dòng)機(jī)， 人們會(huì)用刻板印象對(duì)社會(huì)現(xiàn)狀進(jìn)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(shì)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?yàn)閭€(gè)體內(nèi)部不穩(wěn)定因素和外部情境因素， 而不是個(gè)體內(nèi)部穩(wěn)定的能力因素． 這表明弱勢(shì)群體成員通過(guò)制度正當(dāng)化過(guò)程內(nèi)化了現(xiàn)狀的不平等， 同時(shí)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(huì)使個(gè)體在心理上獲益， 但從長(zhǎng)遠(yuǎn)來(lái)看， 它會(huì)對(duì)個(gè)體和社會(huì)產(chǎn)生消極的影響[38]．

雖然男女主語(yǔ)都表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”這一積極行為， 但是被試傾向于對(duì)女性主語(yǔ)相較于對(duì)男性主語(yǔ)作出更多的外歸因(非能力歸因)， 對(duì)男性主語(yǔ)相較于對(duì)女性主語(yǔ)作更多的內(nèi)歸因(能力歸因)； 當(dāng)男女主語(yǔ)都表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)不好”這一消極行為時(shí)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(huì)將一個(gè)人的性別角色行為與人們對(duì)此人所屬的性別群體的行為期望即性別刻板印象進(jìn)行比較． 因?yàn)槟行员憩F(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(yǔ)同樣表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)好”的積極情境時(shí)， 被試會(huì)把“女性數(shù)學(xué)好”(反刻板印象)更多歸因?yàn)椤八龑W(xué)習(xí)努力”“她勤奮刻苦”“題目簡(jiǎn)單”“她請(qǐng)了家教”等個(gè)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(shí)， 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(lái)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(yǔ)同樣表現(xiàn)出“數(shù)學(xué)不好”的消極情境時(shí)， 被試會(huì)把“男性數(shù)學(xué)不好”(反刻板印象)更多歸因?yàn)椤八鄙倬毩?xí)”“他運(yùn)氣不好”“題目太難”“對(duì)手太強(qiáng)”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(shí)， 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(hù)．

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(wú)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(yán)重的“認(rèn)知偏差”． 而這種刻板的“認(rèn)知偏差”會(huì)影響女性對(duì)STEM(Science科學(xué)， Technology技術(shù)， Engineering工程， Mathematic數(shù)學(xué))領(lǐng)域的興趣、 認(rèn)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(jìn)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(lái)的研究有必要進(jìn)一步探究男女?dāng)?shù)學(xué)能力的刻板解釋偏差對(duì)行為表現(xiàn)方面的影響以及可能的干預(yù)機(jī)制．

5 結(jié)論

1) 根據(jù)解釋數(shù)量， 大學(xué)生存在認(rèn)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(duì)“女性數(shù)學(xué)好”來(lái)說(shuō)， 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(duì)“男性數(shù)學(xué)不好”的歸因傾向則相反．