性别认同与社会支配取向关系调节作用的实验研究

5.3.1　研究方法

子研究一中采用的是相关研究设计，只能初步检验女性性别认同内容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内容，以探究变量间的因果关系。

（1）研究对象

被试为牡丹江师范学院在读女大学生123人。

（2）实验设计

在实验法中，将被试随机分配到现代性别认同启动组、传统性别认同启动组、对照组，考察性别认同内容对SDO和性别偏见间的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0.68。

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0.75。

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0.67。

性别认同内容启动材料：参考Becker和Wagner（2009）操纵性别认同内容的方法进行实验操纵。传统女性性别认同内容启动组中，被试先阅读一段材料，内容为“男性和女性在社会中各自扮演着不同的角色，在我国仍然以‘男主外、女主内’的角色分工模式为主流。这种角色分工对女性来讲是有利的，比如能更好地与子女建立亲密关系，更好地享受家庭生活。除此之外，你认为对女性来讲此种角色分工还有哪些有利之处？”要求被试写出其他可能的有利之处。后面还列举出了8个可能的有利之处，要求被试评价是否同意。最后让被试回答男女各自扮演不同的社会角色对女性来说是否有利，以此作为操纵检查。详见附录十一。

现代女性性别认同内容启动组中，被试先阅读一段材料，内容为“男性和女性在社会中各自扮演着不同的角色，在我国仍然以‘男主外、女主内’的角色分工模式为主流。这种角色分工对女性来讲是不利的，比如需要承担琐碎繁重的家务。除此之外，你认为对女性来讲此种角色分工还存在哪些不利之处？“要求被试写出其他可能的不利之处。后面还列举出了8个可能的不利之处，要求被试评价是否同意。最后让被试回答男女各自扮演不同的社会角色对女性来说是否有利，以此作为操纵检查。详见附录十二。

对照组中，被试的阅读材料为“2010年‘五一’黄金周期间，5月2日故宫接待11.48万人次，是其最大容量的2.3倍。而今年国庆长假期间，故宫日游客量已突破该纪录，10月4日接待游客12.5万人。可谓人山人海，几乎把故宫挤爆。颐和园也迎来了史上最大客流，园内只见人头攒动，观景成了不可完成的任务。”后面列举了长假可能为风景名胜景区带来的5个弊端，要求被试评价是否同意。最后让被试回答男女各自扮演不同的社会角色对女性来说是否有利。详见附录十三。

5.3.2　研究结果

本研究中各变量均数及标准差见表518。

表518　各变量均数及标准差(www.xing528.com)

（1）操纵检查

为了检验实验操纵是否有效，采用t检验对三组被试在回答男女各自扮演不同的社会角色对女性来说是否有利时的得分进行平均数的差异显著性检验。结果表明，现代认同启动组被试的得分（M=4.21）低于控制组被试（M=4.54，t=1.44，p=0.15），传统认同启动组被试的得分（M=5.14）显著高于控制组被试（t=2.29，p=0.02）。这说明实验操纵是基本有效的。

（2）以敌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，将敌意性别偏见作为因变量进行回归分析。见表519。

表519　实验法中社会支配取向、性别认同内容对敌意性别偏见的回归分析结果

结果表明，社会支配取向与现代性别认同的交互作用不显著；社会支配取向与传统性别认同的交互作用显著。

在传统认同启动组中，社会支配取向与敌意性别偏见呈显著正相关（=0.52，t=2.74，p=0.00）；在现代认同启动组中，社会支配取向与敌意性别偏见呈显著负相关（=0.47，t=2.61，p=0.01）；在对照组中，社会支配取向与敌意性别偏见呈显著负相关（=0.35，t=1.84，p=0.07）。部分支持了假设3。

图512　实验法中性别认同内容社会支配取向与敌意性别偏见间关系的调节作用

（3）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520。

表520　实验法中社会支配取向、性别认同内容对善意性别偏见的回归分析结果

结果表明，社会支配取向与现代性别认同的交互作用显著，社会支配取向与传统性别认同的交互作用不显著。

在传统认同启动组中，社会支配取向与善意性别偏见呈显著正相关（=0.28，t=2.38，p=0.02）；在现代认同启动组中，社会支配取向与善意性别偏见呈微弱负相关（=0.04，p=0.87）；在对照组中，社会支配取向与善意性别偏见正相关（=0.25，t=2.13，p=0.03）。部分支持了假设3。

图513　实验法中性别认同内容对社会支配取向与在善意性别偏见间关系的调节作用