性别认同强度对社会支配取向和性别偏见的调节作用

4.2.1　研究方法

（1）研究对象

被试数共247人，男性126人，女性121人。其中选取北京航空航天大学、牡丹江师范学院学生共201人，专业涉及较广，包括理工类、社科类多个专业、各年级的学生；另有来自研究生课程班的成人被试46人。

（2）研究程序

被试自愿参与本研究。为提高被试作答的真实性，我们在问卷指导语中指出，调查数据纯属科学研究之用，调查结果将严格保密，并且整个过程是匿名的。

（3）研究材料

社会支配取向量表：采用Sidanius和Pratto（1999）编制的社会支配取向量表，共有16个项目。具体项目如“优势群体应当支配下层群体”，“群体平等应该成为我们的理想”。采用7点计分，分数越高表明社会支配取向越强，详见附录一。本次研究的内部一致性信度为0.74。

性别认同强度量表：有很多研究者已编制了一些社会认同强度的量表，其中很多项目都有重合，本研究将几个常用的量表进行综合，并把项目针对性别群体进行了修订。这些量表包括Luhtanen和Crocker（1992）编制的集体自尊量表（collective self-esteem scale）中的认同子量表，Ellemers等人（1997）编制的社会认同量表，Levin等人（1998）编制的社会认同量表，Reynolds等人（2007）编制的社会认同量表以及Wilson和Liu（2003）编制的性别认同量表。详见附录二。本次研究的内部一致性信度为0.73。

善意性别偏见量表：采用Glick和Fiske（1996）编制的善意性别偏见量表（Benevolent Sexism，BS）。共有11个项目，如“男性应该乐意牺牲自己的幸福来为女性提供生活开支”（BS）。采用7点量表计分，分值越高，表明性别偏见的程度越强，详见附录六。本次研究的内部一致性信度为0.72。

敌意性别偏见量表：采用Glick和Fiske（1996）编制的敌意性别偏见量表（Hostile Sexism，HS）。共11个项目，具体项目如“女性通过控制男人来获得权力”。采用7点量表计分，分值越高，表明敌意性别偏见的程度越强，详见附录五。本次研究的内部一致性信度为0.68。

4.2.2　研究结果

本研究中各变量的均数和标准差见表55。

表55　两性中各变量的均数及标准差

（1）以敌意性别偏见为因变量

假设2主要检验在不同的性别群体中，性别认同强度对SDO与性别偏见之间的关系是否能起到调节作用。因此，实际上是检验性别、SDO、性别认同强度对性别偏见的三相交互作用。(www.xing528.com)

首先以敌意性别偏见为因变量进行检验。对社会支配取向、性别认同进行了中心化处理，将性别转换为虚拟变量，男性编码为1，女性编码为1。将社会支配取向作为自变量，性别认同、性别作为调节变量，三个变量间的两两交互作用以及三相交互作用共四个交互项，将敌意性别偏见作为因变量进行回归分析。结果见表56。

表56　子研究一中社会支配取向、性别认同、性别对敌意性别偏见的回归分析结果

由表56可见，三相交互作用显著。因此，有必要分别在两个性别内进行社会支配取向与性别认同的交互作用检验。结果如表57和表58所示。

表57　女性中社会支配取向与性别认同对敌意性别偏见的回归分析

表58　男性中社会支配取向与性别认同对敌意性别偏见的回归分析

女性中，社会支配取向与性别认同的交互作用显著，进一步检验高低两组认同时SDO与性别偏见间的关系。高认同时，SDO和敌意性别偏见呈显著负相关（=0.18，t=2.97，p=0.03），低认同时，SDO和敌意性别偏见呈显著正相关（=0.28，t=3.51，p=0.00）。见图57。此结果支持了假设21。

图57　女性中社会支配取向与性别认同的交互作用

男性中，社会支配取向与敌意性别偏见呈显著正相关，社会支配取向和性别认同间的交互作用边缘显著，基本支持了假设22。

男性中，两种性别认同水平下，社会支配取向都与敌意性别偏见正相关，只是在低性别认同水平下，社会支配取向与敌意性别偏见的相关稍强。

图58　男性中社会支配取向与性别认同的交互作用

（2）以善意性别偏见为因变量

对社会支配取向、性别认同进行了中心化处理，将性别转换为虚拟变量，男性编码为1，女性编码为1。将社会支配取向作为自变量，性别认同、性别作为调节变量，三个变量间的两两交互作用以及三相交互作用共四个交互项，将善意性别偏见作为因变量进行回归分析。分析结果见表59。

表59　子研究一中社会支配取向、性别认同、性别对善意性别偏见的回归分析结果

结果表明，三相交互作用不显著，未支持假设。