性别认同对社会支配取向与性别偏见的调节作用

5.2.1　研究方法

（1）研究对象

被试共115人，其中荷泽师范学院的在校女大学生79人，来自心理学、教育学、物理学专业以及研究生课程班的女学员36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）研究工具

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0.76。

女性性别认同内容量表：使用Becker和Wagner（2009）编制的性别认同内容量表，共8个项目。项目“我觉得婚后不随夫姓很傻”存在明显的文化差异，不予采用。因此，本研究中使用了7个项目。具体项目如“我喜欢待在家里而不是去追求成功”。高分意味着较偏好传统性别角色，低分意味着较偏好现代性别角色。详见附录三。本次研究的内部一致性信度为0.68。

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0.70。

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0.71。

5.2.2　研究结果

本研究中各变量均数及标准差见下表5-15。

表515　各变量均数及标准差

（1）以敌意性别偏见为因变量(www.xing528.com)

对社会支配取向、性别认同内容进行了中心化处理。将社会支配取向作为自变量，性别认同内容作为调节变量，两变量间的交互作用作为交互项，将敌意性别偏见作为因变量进行回归分析。见表516。

表516　子研究一中社会支配取向、性别认同内容对敌意性别偏见的回归分析结果

结果表明，社会支配取向与性别认同内容的交互作用显著，当个体具有传统性别认同时，社会支配取向与敌意性别偏见呈现显著正相关（=0.23，t=2.13，p=0.04），当个体具有现代性别认同时，社会支配取向与敌意性别偏见呈现显著负相关（=0.24，t=2.13，p=0.04）。如图510所示。支持了假设3。

图510　子研究一中性别认同内容对社会支配取向与敌意性别偏见间关系的调节作用

（2）以善意性别偏见为因变量

对社会支配取向、性别认同内容进行了中心化处理。将社会支配取向作为自变量，性别认同内容作为调节变量，两变量间的交互作用作为交互项，将善意性别偏见作为因变量进行回归分析。见表517。

表517　子研究一中社会支配取向、性别认同内容对善意性别偏见的回归分析结果

结果表明，社会支配取向与性别认同内容之间的交互作用不显著。不支持假设3。

当个体具有传统性别认同时，社会支配取向与善意性别偏见呈现正相关趋势（=0.12，t=1.59，p=0.10）；而当个体具有现代性别认同时，社会支配取向与善意性别偏见呈现微弱负相关（=0.03，t=0.11，p=0.91）。如图511所示。数据在趋势上与假设3基本一致。

图511　子研究一中性别认同内容对社会支配取向与性别偏见间关系的调节作用