实验揭示：性别认同对群际态度的调节作用

4.3.1　研究方法

子研究一中采用的是相关研究设计，只能初步检验性别认同强度对社会支配取向和性别偏见间关系的影响。子研究二中，进一步采用实验法，用启动的方式操纵被试性别认同强度的水平，以探究变量间的因果关系。

（1）研究对象

选取北京航空航天大学、牡丹江师范学院学生共253人，其中男性112人，女性141。专业涉及较广，包括理工类、社科类多个专业、各年级的学生。

（2）研究设计

子研究二中采用启动的方式操纵被试性别认同强度的水平，以进一步探究变量间的因果关系。使用2（性别：男、女）*2（性别认同启动组、对照组）的实验设计，考察在男性和女性中，性别认同水平对社会支配取向和性别偏见间关系的调节作用是否存在。

（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0.73。

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0.68。

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0.69。

性别认同启动材料：在性别认同启动组中，被试需在问卷开始处填写性别信息。此外还让被试阅读一段有关救灾的材料，内容为“在汶川地震、玉树地震以及舟曲泥石流等自然灾难面前，无论是国家领导人，还是普通民众，都表现出了强烈的援助意愿，希望能为灾区同胞献力。其实每个群体都有自己的特点，如果能发挥自身长处来提供援助，或许能更好地帮助灾区人民渡过难关。男性和女性是不同的，两个性别群体应能为此做出独特的贡献。”要求被试写出自已作为男性（或女性）中的一员，能为此做些什么。详见附录九。

在对照组中，被试阅读的材料为“在汶川地震、玉树地震以及舟曲泥石流等自然灾难面前，无论是国家领导人，还是普通民众，都表现出了强烈的援助意愿，希望能为灾区同胞献力。其实每个群体都有自己的特点，如果能发挥自身长处来提供援助，或许能更好地帮助灾区人民渡过难关。大学生和普通市民是不同的，应能为此做出独特的贡献。”要求被试写出自己作为大学生，能为此做些什么，并且被试在问卷结束处才填写性别信息。详见附录十。

4.3.2　研究结果

本研究中各变量均数及标准差见表510。

表510　两性中各变量均数及标准差(www.xing528.com)

（1）以敌意性别偏见为因变量

对社会支配取向进行了中心化处理，将性别认同启动、性别转换为虚拟变量，认同启动组编码为1，对照组编码为1；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。见表511。

表511　实验法中社会支配取向、性别认同、性别对敌意性别偏见的回归分析结果

由表511可见，三相交互作用边缘显著。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512和表513所示。

表512　实验法女性中社会支配取向和性别认同对敌意性别偏见的回归分析结果

表513　实验法男性中社会支配取向和性别认同对敌意性别偏见的回归分析结果

女性中，社会支配取向和性别认同的交互作用边缘显著。性别认同启动组中，社会支配取向与敌意性别偏见无关，在对照组中，社会支配取向与敌意性别偏见之间呈现正相关趋势。如图59所示。

图59　实验法女性中性别认同强度对社会支配取向和敌意性别偏见间关系的调节作用

男性中，社会支配取向的主效应显著，社会支配取向与性别认同的交互作用不显著。支持了假设22。

（2）以善意性别偏见为因变量

对社会支配取向进行了中心化处理，将性别认同启动、性别转换为虚拟变量，认同启动组编码为1，对照组编码为1；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。见表514。

表514　实验法中社会支配取向、性别认同、性别对善意性别偏见的回归分析结果

社会支配取向、性别认同和性别的三相交互作用不显著，没有支持假设。