關(guān)鍵詞 低年段小學(xué)生 學(xué)業(yè)能力 性別刻板印象 自我肯定

1 前言

近年來，學(xué)業(yè)上“女強男弱”現(xiàn)象出現(xiàn)在國內(nèi)教育領(lǐng)域。在基礎(chǔ)教育階段，關(guān)于中小學(xué)生學(xué)業(yè)成績的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，越來越多的女生在學(xué)業(yè)成績上的表現(xiàn)超過男生（李美娟等， 2019; 孫志軍等， 2016）。然而以往研究發(fā)現(xiàn)，在信念上人們會認(rèn)為男生的學(xué)業(yè)能力強于女生（馬芳， 梁寧建， 2006；Cvencek etal.， 2011）。如Cvencek 等（2011）發(fā)現(xiàn)，兒童在內(nèi)隱和外顯層面都認(rèn)為男生更擅長數(shù)學(xué)，其在小學(xué)二年級時就已形成。這種對男性或女性在行為、人格特征等方面的期望、要求和普遍的看法稱為性別刻板印象（劉晅， 佐斌， 2006），而在學(xué)業(yè)領(lǐng)域中的具體體現(xiàn)稱之為學(xué)業(yè)能力性別刻板印象。研究發(fā)現(xiàn)，人們普遍認(rèn)為，相較于女性，高水平的認(rèn)知能力在男性中更常見（Cimpian amp; Leslie， 2017; Lecklider，2013），且發(fā)現(xiàn)兒童在6 歲時就已形成關(guān)于智力能力的性別刻板印象，認(rèn)為男生在有關(guān)智力能力方面的表現(xiàn)強于女生（Bian et al.， 2017）。這些研究結(jié)論與目前中國教育中存在的學(xué)業(yè)上“女強男弱”的現(xiàn)象并不一致。

針對上述不一致，究其原因，國外研究者是在西方教育背景下獲得的研究結(jié)論，其教育方式與中國存在顯著不同（Miller et al.， 2018），而國內(nèi)研究主要采用大學(xué)生作為被試且研究時間較早，缺乏對學(xué)齡段兒童在當(dāng)前教育環(huán)境下學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的研究。由于低年段小學(xué)生已經(jīng)進(jìn)入校園集體生活，其信念和行為不止會受到父母等撫養(yǎng)者的影響，教師、同伴等也為兒童提供了觀察和學(xué)習(xí)性別刻板印象的機會，故兒童期是性別刻板印象形成的關(guān)鍵時期（Perszyk et al.， 2019）。低年級段是學(xué)業(yè)起步階段，在此階段形成的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象會對學(xué)生今后長達(dá)十幾年的學(xué)習(xí)產(chǎn)生深刻影響（Brown amp; Stone，2016）。因此，有必要探討低年段小學(xué)生的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的發(fā)展特點，尤其是學(xué)業(yè)能力性別刻板印象從無到有的形成階段，并對可能出現(xiàn)的負(fù)面信念進(jìn)行干預(yù)，以在發(fā)展早期為學(xué)生構(gòu)建有利于學(xué)業(yè)發(fā)展的信念基礎(chǔ)。

據(jù)此，本研究選取1～3 年級小學(xué)生，對其學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的特點進(jìn)行探討。然而，學(xué)生的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象不僅僅是信念的認(rèn)識問題，還會影響其對學(xué)業(yè)的興趣（Bian et al.， 2018; Davies etal.， 2002）。Bian 等（2017）發(fā)現(xiàn)兒童會認(rèn)為男生比女生更聰明，而這種性別刻板印象會使得女生更少選擇需要聰明特質(zhì)才能完成的游戲。更重要的是，缺乏對學(xué)業(yè)的興趣會導(dǎo)致學(xué)生回避學(xué)習(xí)，甚至影響其未來的職業(yè)選擇（Leslie et al.， 2015）。因此，實驗2 將進(jìn)一步探討低年段小學(xué)生的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象是否會對其興趣選擇產(chǎn)生影響。若確實存在學(xué)業(yè)能力上的性別刻板印象且影響興趣選擇，是否可對其進(jìn)行改善？作為一種可以有效緩解刻板印象及其負(fù)面影響的方法，自我肯定（self-affirmation）通過肯定個體威脅無關(guān)領(lǐng)域的積極特質(zhì)，來維持自我整體性，從而降低其防御反應(yīng)（王琦， 俞國良，2017；Cohen amp; Sherman， 2014）?；诖耍瑢嶒?采用自我肯定法，對存在學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的小學(xué)生進(jìn)行干預(yù)。

2 實驗1 低年段小學(xué)生學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的發(fā)展特點

實驗1 選取1～3 年級小學(xué)生，采用評估學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的人物選擇和學(xué)業(yè)成就認(rèn)知任務(wù)，探討低年段小學(xué)生的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的發(fā)展特點。

2.1 方法與程序

2.1.1 被試

選取N 市某小學(xué)1～3 年級學(xué)生120 名，被試數(shù)量參照前人研究確定（Bian et al.， 2017）。其中一年級男生19 名，女生21 名，年齡在6～7 歲之間（M = 6.35歲，SD = .48 歲），二年級男生23 名，女生17 名，年齡在7～9 歲之間（M = 7.63 歲，SD = .59 歲），三年級男生22 名，女生18 名，年齡在8～10 歲之間（M= 8.70 歲，SD = .52 歲）。

2.1.2 實驗材料

關(guān)于人物照片的選取，首先拍攝20 張不同學(xué)生的證件照，男女各半。照片中的學(xué)生均穿著校服，不佩戴眼鏡，拍攝時保持統(tǒng)一背景，且表情中性，照片像素為1080×1440。由30名小學(xué)1～3年級兒童從人物的外表吸引力（“你認(rèn)為這個同學(xué)在多大程度上吸引你？”）和年齡（“你認(rèn)為這個同學(xué)幾歲了？”）兩個維度對照片進(jìn)行評定。根據(jù)外表吸引力評分從男女生照片中各選出6 張評分靠近均值的照片。對評定結(jié)果進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)外表吸引力的評分無顯著差異， F（11， 348） = .205， p gt; .05， 年齡評分無顯著差異，F(xiàn) （11， 348） = 1.186， pgt;.05。最后，12張照片中4 張用于人物選擇任務(wù)，8張用于學(xué)業(yè)成就認(rèn)知任務(wù)。材料中以兩種不同的隨機順序排列照片，形成兩個版本，并在被試間平衡。

人物故事根據(jù)前人研究（Bian et al.， 2017）改編，其用來描述兒童在學(xué)業(yè)中的“聰明”特質(zhì)，內(nèi)容為：“在我的學(xué)校里有很多孩子，但有一個孩子很特別，這個孩子真的很聰明。這個孩子學(xué)東西非?？欤踔量梢曰卮鹄蠋熖岢龅淖铍y的問題。這個孩子真的很聰明。”

2.1.3 設(shè)計與程序

實驗采用2（性別：男、女）×3（年級：一年級、二年級、三年級）的被試間設(shè)計。

實驗在學(xué)校一安靜的會議室內(nèi)進(jìn)行，每名被試單獨進(jìn)行實驗。首先測試被試是否能夠理解“聰明”特質(zhì)的含義。其中，向被試呈現(xiàn)6 道描述“聰明”特質(zhì)的題目，然后要求被試判斷每道題目中描述的孩子是否聰明，回答“是”則正確。6道題目中正確回答4道或4道以上則通過測試。最終，120名被試全部通過測試。

正式實驗包括人物選擇任務(wù)和學(xué)業(yè)成就認(rèn)知任務(wù)，其用來評估被試的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象。在人物選擇任務(wù)中，主試講述“聰明”故事，講述過程中不提示人物的性別。之后向被試呈現(xiàn)一組四張學(xué)生證件照（兩男兩女），其從左到右排列，且平衡順序。被試從中選擇符合故事描述的人物。在學(xué)業(yè)成就認(rèn)知任務(wù)中，依次向被試呈現(xiàn)兩組四張學(xué)生證件照（兩男兩女），被試猜測其中誰是班級中的第一名。接著詢問被試（此處不呈現(xiàn)學(xué)生證件照），“你認(rèn)為男孩還是女孩會在學(xué)校里取得最好的成績”以及“你認(rèn)為男孩還是女孩會是班級里的第一名”。主試記錄下被試所選擇人物的性別。

2.1.4 因變量計分方式

在人物選擇任務(wù)中，被試選擇與自己同性別的照片記1 分，否則記0 分。由于每個被試只做一次選擇，所有被試所得平均分即為選擇同性別照片的比例值。因此，若存在學(xué)業(yè)能力性別刻板印象，則在相應(yīng)的特質(zhì)上選擇同性別照片的比例較高，且另一性別選擇同性別照片的比例較低。在學(xué)業(yè)成就認(rèn)知任務(wù)中，被試選擇與自己同性別的照片或人物記1 分，否則記0 分，并計算四次選擇的平均分作為評估學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的因變量。得分越高表示被試越傾向于認(rèn)為與自己同性別的兒童能在學(xué)業(yè)活動中取得更高的成就，即存在學(xué)業(yè)能力性別刻板印象。

2.2 結(jié)果與討論

各年級學(xué)生在人物選擇任務(wù)中選擇同性別兒童的比例見圖1a。分別對三個年級男女生選擇同性別的比例進(jìn)行卡方檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，一年級男生（73.7%）和女生（71.4%）選擇同性別的比例無顯著差異，χ²（1， 40）=.03， pgt;.05；二年級男生（39.1%）選擇同性別的比例顯著低于女生（88.2%），χ²（1，40） = 9.82， plt;.01， φ=.50；三年級男生（27.3%）選擇同性別的比例也顯著低于女生（83.3%），χ²（1，40） = 12.48， plt;.001， φ = .56。

各年級學(xué)生在學(xué)業(yè)成就認(rèn)知任務(wù)中的得分見圖1b。獨立樣本t 檢驗發(fā)現(xiàn)，一年級男生（M = .53，SD = .22）和女生（M = .50， SD = .18）在學(xué)業(yè)成就認(rèn)知任務(wù)中的得分無顯著差異， t （38） = .42， p gt; .05；二年級男生（M = .33， SD = .27）的學(xué)業(yè)成就認(rèn)知評分顯著低于女生（M = .68， SD = .17）， t （38） = 4.75， plt; .001， Cohen' s d = 1.52；三年級男生（M = .25， SD= .28）的學(xué)業(yè)成就認(rèn)知評分也顯著低于女生（M =.74， SD = .23）， t （38） = 5.89， p lt; .001， Cohen' s d = 1.87。

實驗1 的結(jié)果表明，無論是在學(xué)業(yè)中對聰明特質(zhì)的人物選擇還是對不同性別的學(xué)業(yè)成就認(rèn)知上，低年段小學(xué)生自二年級開始就認(rèn)為在學(xué)業(yè)能力上女生比男生更聰明或更強，因此低年段小學(xué)生自二年級開始就已形成對學(xué)業(yè)能力的性別刻板印象。

3 實驗2低年段小學(xué)生學(xué)業(yè)能力性別刻板印象對興趣選擇的影響

實驗1 已驗證了學(xué)業(yè)上存在“女強男弱”的性別刻板印象，實驗2進(jìn)一步驗證這一刻板印象，并探討學(xué)業(yè)能力性別刻板印象是否會對低年段小學(xué)生的興趣選擇產(chǎn)生影響。鑒于實驗1 中，人物選擇和學(xué)業(yè)成就認(rèn)知任務(wù)均可揭示學(xué)業(yè)能力性別刻板印象，而前者測試更內(nèi)隱和普遍，因此實驗2 主要采用人物選擇任務(wù)來評估學(xué)業(yè)能力性別刻板印象。

3.1 方法與程序

3.1.1 被試

選取N 市某小學(xué)1～3年級學(xué)生118名，被試數(shù)量參照前人研究確定（Bian et al.， 2017）。14名被試因未認(rèn)真完成實驗任務(wù)被剔除，得到有效被試104名，其中一年級男生18名，女生18名，年齡在6～7歲之間（M=6.27 歲，SD=.49歲），二年級男生18名，女生18名，年齡在7～8歲之間（M= 7.58歲，SD = .51歲）；三年級男生13名，女生19名，年齡在8～10歲之間（M=8.72歲，SD =.53歲）。

3.1.2 實驗材料

興趣選擇游戲改編自前人研究（Bian et al.，2017），其分別呈現(xiàn)金字塔游戲和跳棋游戲的兩張照片，見圖2。除了對游戲基本規(guī)則的介紹，還對游戲進(jìn)行了特別說明，告知被試一種游戲只適合聰明的人玩，而另一種游戲只適合勤奮的人玩。人物選擇任務(wù)的材料與實驗1 基本相同。

3.1.3 設(shè)計與程序

實驗2 采用2（性別：男、女）×3（年級：一年級、二年級、三年級）的被試間設(shè)計。

在正式實驗開始前，為確保被試能夠正確理解“聰明”和“勤奮”的概念，首先對這兩個詞的概念進(jìn)行介紹。接下來，依次向被試介紹“移動金字塔游戲”和“跳棋游戲”，其順序被試間平衡。游戲介紹結(jié)束后，要求被試回憶游戲規(guī)則和特別說明，如果被試回憶錯誤則主試進(jìn)行糾正。最后，被試回答興趣選擇評定問卷中的四個題項，分別為（1）“你是想玩，還是不想玩移動金字塔游戲/ 跳棋游”；（2）“你是喜歡，還是不喜歡移動金字塔游戲/跳棋游戲”；（3）“玩移動金字塔游戲/ 跳棋游戲會讓你感到快樂還是悲傷”；（4）“如果你明天有時間玩游戲，你是會玩哪個游戲”。

完成興趣選擇游戲后，被試需要完成人物選擇任務(wù)，其流程和實驗1 基本相同。

3.1.4 因變量計分方式

在興趣選擇游戲中，將被試在評定問卷中各題項的得分相加，總分越高則表明對某個游戲的興趣越強。人物選擇任務(wù)的計分方式與實驗1 一致。

人物選擇任務(wù)中各年級學(xué)生選擇同性別兒童的比例見圖4?？ǚ綑z驗發(fā)現(xiàn)，一年級男生（22.2%）和女生（50.0%）選擇同性別的比例無顯著差異，χ²（1， 36） =3.01， pgt;.05。二年級男生（16.7%）選擇同性別的比例顯著低于女生（83.3%）， χ²（1， 36） =16.00， plt;.001， φ = .67。三年級男生（23.1%）選擇同性別的比例也顯著低于女生（94.7%）， χ²（1， 32）= 17.57， plt;.001， φ=.74。

為進(jìn)一步檢驗學(xué)業(yè)能力性別刻板印象在興趣選擇中的作用，根據(jù)方杰等（2017）提供的自變量和中介變量為分類變量的中介檢驗方法進(jìn)行分析。第一步，以三年級學(xué)生對同性別兒童的選擇為因變量，性別為自變量進(jìn)行邏輯回歸，得到a=4.094，SE（a）= 1.220；第二步，以三年級學(xué)生在“聰明”游戲上的興趣得分為因變量，性別、對同性別兒童的選擇為自變量進(jìn)行線性回歸，得到b=2.187， SE（b ）= 1.122；第三步，使用R Mediation 軟件包通過乘積分布法得到Z_a×Z_b的95% 置信區(qū)間為[1.13，18.84]，不包含0，這表明學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的中介效應(yīng)顯著。

實驗2 再次驗證了實驗1 中發(fā)現(xiàn)的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象，且發(fā)現(xiàn)相比男生，女生對于需要聰明特質(zhì)才能完成的游戲表現(xiàn)出更強的興趣，而學(xué)業(yè)能力性別刻板印象在其中起到中介作用。

4 實驗3 自我肯定在學(xué)業(yè)能力性別刻板印象及影響興趣選擇中的作用

鑒于學(xué)業(yè)能力性別刻板印象對興趣選擇的影響主要出現(xiàn)在三年級男生身上，故實驗3 對三年級男生進(jìn)行自我肯定的干預(yù)，考察其是否可以改善這一負(fù)面影響。

4.1 方法與程序

4.1.1 被試

從N 市某小學(xué)三年級隨機選取40 名男生，隨機分配到自我肯定組和無自我肯定組，被試數(shù)量參照前人研究確定（鄭鴿等， 2015）。其中13 名被試因未認(rèn)真完成實驗任務(wù)被剔除，得到有效被試27 名，年齡在8～10 歲之間（M = 8.73， SD = .61），自我肯定組13 名，無自我肯定組14 名。

4.1.2 實驗材料與流程

參考以往研究（王琦， 俞國良， 2017），自我肯定組的被試需舉例描述自身的2～3 項優(yōu)勢，而無自我肯定組的被試則需要舉例描述自己所經(jīng)歷過的快樂事件，以控制自我肯定組在回憶積極事件時積極情緒可能帶來的影響。

4.1.3 設(shè)計與程序

采用單因素被試間設(shè)計，自變量為實驗處理條件（有自我肯定，無自我肯定）。被試首先被隨機分配到自我肯定組或無自我肯定組，完成相應(yīng)任務(wù)，再依次完成興趣選擇游戲和人物選擇任務(wù)，其流程和計分方式與前述實驗相同。

4.2 結(jié)果與討論

為檢驗自我肯定組和無自我肯定組的操縱方式是否有效，由兩名心理學(xué)專業(yè)研究生對被試回答的內(nèi)容進(jìn)行評定（是否符合“讓他自己為之自豪的能力或強項”的描述，是否符合“讓他自己感到快樂的事件”的描述）。對評分采用獨立樣本t 檢驗，結(jié)果顯示，在“讓他自己為之自豪的能力或強項”這一描述上，自我肯定組的得分顯著高于無自我肯定組， t （38） = 56.20， p lt; .001；而在“讓他自己感到快樂”的描述上，自我肯定組的得分顯著低于無自我肯定組， t （38） = 50.79， p lt; .001。這表明對自我肯定的實驗操縱有效。

對人物選擇任務(wù)中選擇同性別的比例進(jìn)行卡方檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，自我肯定組（76.9%）選擇同性別的比例顯著高于無自我肯定組（7.1%）， χ²（1，27） = 13.60，p lt; .001，φ = .71。對興趣得分進(jìn)行獨立樣本t 檢驗，結(jié)果顯示，自我肯定組在“聰明”游戲上的興趣得分（M = 14.53， SD = 1.39）顯著高于無自我肯定組（M = 12.07， SD = .83）， t （25） = 5.65，p lt; .001， Cohen' s d = 2.18，但二者（自我肯定組：M = 12.84， SD = .80；無自我肯定組：M = 13.57，SD = 1.83）在“勤奮”游戲上的興趣得分無顯著差異，t （25） = 1.32， pgt;.05。

為進(jìn)一步檢驗學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的作用，采用與實驗2 相同的方法，得到Z_a×Z_b的95% 置信區(qū)間為[ .28， 9.10]，不包含0，這表明學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的中介效應(yīng)顯著。

實驗3的結(jié)果表明，自我肯定能有效削弱小學(xué)三年級男生的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象，進(jìn)而提升其對需聰明特質(zhì)游戲的興趣選擇。

5 總討論

本研究發(fā)現(xiàn)，小學(xué)二年級學(xué)生已形成學(xué)業(yè)能力性別刻板印象，認(rèn)為女生比男生在學(xué)業(yè)上更聰明，且相比女生，三年級男生對于需要聰明特質(zhì)才能完成的游戲表現(xiàn)出更弱的興趣，而學(xué)業(yè)能力性別刻板印象在其中起到中介作用，但通過自我肯定能有效削弱小學(xué)三年級男生的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象進(jìn)而改變其興趣選擇。

以往關(guān)于學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的研究發(fā)現(xiàn)，人們會認(rèn)為男生在學(xué)業(yè)能力上強于女生（Cvenceket" al.， 2011; Vallée et al.， 2020），且發(fā)現(xiàn)兒童在6 歲時就認(rèn)為男生在有關(guān)智力能力方面的表現(xiàn)強于女生（Bian et al.， 2017）。然而，刻板印象往往受到社會環(huán)境的塑造，不同時代可能具有不同的刻板印象（Eagly et al.， 2020; Falomir-Pichastor et al.， 2019）。近來一些研究發(fā)現(xiàn)兒童持有與傳統(tǒng)的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象相反的信念（Miller et al.， 2018; Vuletich etal.， 2020）。隨著時代的發(fā)展，在當(dāng)代中國教育環(huán)境下，學(xué)業(yè)上出現(xiàn)了越來越多的“女強男弱”現(xiàn)象，如女生通過高考成為普通高校學(xué)生的比例持續(xù)攀升，其占全部錄取學(xué)生的比例已從1999 年的40% 上升至2013 年的55%。這在一定程度上影響了家長和教師對不同性別學(xué)業(yè)能力的看法，進(jìn)而重塑了兒童在學(xué)業(yè)上的性別刻板印象。與當(dāng)前社會現(xiàn)象一致，本研究揭示在學(xué)業(yè)上低年段小學(xué)生出現(xiàn)了“女強男弱”的性別刻板印象。這一結(jié)論反映了小學(xué)生對社會現(xiàn)實中社會角色行為的認(rèn)同，因為根據(jù)社會角色理論（social role theory; Eagly amp; Wood， 2012），人們基于觀察到的不同性別的行為形成相應(yīng)的性別刻板印象。

針對不同年齡上呈現(xiàn)不同的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象，其可能也在一定程度上體現(xiàn)了對社會角色相關(guān)行為的認(rèn)同。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，由于學(xué)習(xí)環(huán)境和內(nèi)容發(fā)生了較大轉(zhuǎn)變，一年級男女生均存在一些適應(yīng)性問題，在學(xué)業(yè)成績上也未出現(xiàn)明顯的性別差異（肖瑞， 2018; 徐麗麗， 2016），但升入二年級后，女生適應(yīng)更好，且在學(xué)業(yè)成績上優(yōu)于男生（郭同敏，2015）。因此，基于社會角色理論，二年級學(xué)生性別上學(xué)業(yè)表現(xiàn)的不同使得學(xué)生形成了相應(yīng)的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象。國外也有研究發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)學(xué)業(yè)能力的性別刻板印象自二年級時形成（Cvencek et al.，2011）。這些發(fā)現(xiàn)共同表明小學(xué)二年級是兒童形成學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的關(guān)鍵階段，具有一定的跨文化普遍性。未來可以進(jìn)一步探討形成機制，其是否與特定的心理能力發(fā)展有關(guān)。

本研究發(fā)現(xiàn)持有“女強男弱”性別刻板印象的男生在興趣的選擇上會回避需要聰明特質(zhì)的任務(wù)。以往研究也發(fā)現(xiàn)，持有消極學(xué)業(yè)能力性別刻板印象學(xué)生的學(xué)習(xí)興趣會隨之減弱（Bian et al.， 2018; Planteet al.， 2019），而缺乏學(xué)習(xí)興趣會進(jìn)一步導(dǎo)致學(xué)業(yè)成績的下降（Kang amp; Keinonen， 2018）。如此會強化男生已經(jīng)形成的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象，進(jìn)一步導(dǎo)致男生學(xué)業(yè)成績較差的惡性循環(huán)。本研究中學(xué)業(yè)能力性別刻板印象對興趣選擇的影響在三年級時才出現(xiàn)，究其原因，一方面可能是因為9 歲左右的兒童信念和行為的關(guān)系更為緊密（Rochat， 2009），另一方面三年級開始注重學(xué)業(yè)測試，其結(jié)果對學(xué)生構(gòu)成了壓力，從而使得學(xué)生回避與展示學(xué)業(yè)能力相關(guān)的活動，以維持自尊。

針對低年段男生持有的消極學(xué)業(yè)能力性別刻板印象及其對興趣選擇帶來的負(fù)面影響，本研究提示可采用自我肯定的方法進(jìn)行改善，即通過肯定與學(xué)業(yè)無關(guān)領(lǐng)域的積極特質(zhì)，來緩解學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的負(fù)面影響（Cohen amp; Sherman， 2014; Lokhandeamp; Müller， 2019）。因此，在教育上當(dāng)學(xué)生出現(xiàn)學(xué)業(yè)表現(xiàn)不佳的情況時，教育者應(yīng)從該學(xué)生其他積極的特質(zhì)或行為上予以肯定，尤其是針對三年級學(xué)業(yè)較差的男生，應(yīng)考慮安排他們比較擅長的課外活動，讓其在非學(xué)業(yè)領(lǐng)域建立自我肯定，進(jìn)而改變消極的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象，并提升對學(xué)業(yè)活動的興趣。但本研究的對象為低年段小學(xué)生，尚不明確高年段學(xué)生的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象是否會發(fā)生變化，后續(xù)研究可從更大跨度的年齡段上揭示學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的發(fā)展趨勢。且本研究僅使用兒童照片作為實驗材料，后續(xù)可納入成年人照片進(jìn)行考察。針對自我肯定的干預(yù)作用，可在真實的學(xué)業(yè)任務(wù)情境下開展長時間的追蹤和現(xiàn)場調(diào)查研究，以檢驗生態(tài)效度。

6 結(jié)論

本研究考察了低年段小學(xué)生的學(xué)業(yè)能力性別刻板印象的發(fā)展特點以及其對興趣選擇的影響，并探討了自我肯定的干預(yù)作用，獲得如下結(jié)論：（1）低年段小學(xué)生自二年級開始形成關(guān)于學(xué)業(yè)能力的性別刻板印象，認(rèn)為在學(xué)業(yè)能力上女生比男生更聰明；（2）低年段小學(xué)生的興趣選擇在三年級時出現(xiàn)性別差異，即相較于男生，女生對于需要聰明特質(zhì)才能完成的游戲表現(xiàn)出更強的興趣，且學(xué)業(yè)能力性別刻板印象在其中起到中介作用；（3）自我肯定能有效削弱小學(xué)三年級男生關(guān)于學(xué)業(yè)能力的性別刻板印象，進(jìn)而提升其對需要聰明特質(zhì)游戲的興趣選擇。