影响群际态度的人格因素研究结果

本研究中各变量均数及标准差如下表521。

表521　各变量均数及标准差

6.3.1　以善意性别偏见为因变量

将数据按性别认同内容量表得分的中值（3.08）分成高分组和低分组，分别代表传统性别认同组（44人）和现代性别认同组（71人，Chi-Square=6.34，p=0.01）。然后，分别在这两组中，分析性别认同强度和社会支配取向之间的交互作用。

（1）现代性别认同组中的分析结果

对社会支配取向、性别认同强度进行了中心化处理。将社会支配取向作为自变量，性别认同强度作为调节变量，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522。

表522　现代性别认同下，社会支配取向、性别认同强度对善意性别偏见的回归分析结果

结果发现，社会支配取向和性别认同强度的交互作用显著。

（2）传统性别认同组中的分析结果

对社会支配取向、性别认同强度进行了中心化处理。将社会支配取向作为自变量，性别认同强度作为调节变量，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523。

表523　传统性别认同下，社会支配取向、性别认同强度对善意性别偏见的回归分析结果

结果发现，社会支配取向和性别认同强度的交互作用显著。

（3）性别认同内容和性别认同强度组合的分析结果(www.xing528.com)

将前述分析结果进行合并。将社会支配取向按其均数正负一个标准差为基准，分为高分组和低分组；将性别认同强度按其均数正负一个标准差为基准，分为高强度组和低强度分组；性别认同内容已按中值分为现代认同和传统认同组。对善意性别偏见作图（图514）如下：

图514　性别认同强度与性别认同内容对社会支配取向与善意性别偏见间关系的共同影响

当女性具有现代性别认同，并且性别认同强度较高时，社会支配取向与善意性别偏见呈现负相关（=0.24，t=1.37，p=0.17），支持了假设42；而当女性具有传统性别认同，并且性别认同强度较低时，社会支配取向与善意性别偏见呈显著正相关（=0.53，t=2.54，p=0.00），支持了假设41。而在现代性别认同且低性别认同强度组以及传统性别认同且高性别认同强度组，社会支配取向与善意性别偏见的相关情况居于前两者之间。

6.3.2　以敌意性别偏见为因变量

（1）现代性别认同组中的分析结果

对社会支配取向、性别认同强度进行了中心化处理。将社会支配取向作为自变量，性别认同强度作为调节变量，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524。

表524　现代性别认同下，社会支配取向、性别认同强度对敌意性别偏见的回归分析结果

结果发现，社会支配取向和性别认同强度的交互作用不显著。社会支配取向以及性别认同强度的主效应均显著。个体的社会支配取向的水平越高，其敌意性别偏见就越强。个体的性别认同强度越高，其敌意性别偏见就越强。未支持假设41。

（2）传统性别认同组中的分析结果

对社会支配取向、性别认同强度进行了中心化处理。将社会支配取向作为自变量，性别认同强度作为调节变量，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525。

表525　传统性别认同下，社会支配取向、性别认同强度对敌意性别偏见的回归分析结果

结果发现，社会支配取向和性别认同强度的交互作用不显著。未支持假设42。