矛盾性別偏見與工作場(chǎng)所性騷擾態(tài)度的相關(guān)研究*

陳志霞徐榮華

（1.華中科技大學(xué) 公共管理學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.德賽電子集團(tuán)公司，廣東 深圳 518057）

一、問題的提出

工作場(chǎng)所的性騷擾是一種由來(lái)已久并且在不同文化背景中都不同程度存在的社會(huì)問題。一些學(xué)者認(rèn)為，除了少量同性性騷擾和女對(duì)男的性騷擾外，廣義的異性性騷擾（男對(duì)女）是建立在不平等關(guān)系中的性別歧視。[1]它是一種對(duì)女性尊嚴(yán)的蓄意冒犯，嚴(yán)重?fù)p害了男性與女性之間、組織內(nèi)部工作人員之間人格和機(jī)會(huì)的平等。研究工作場(chǎng)所性騷擾的相關(guān)因素對(duì)于控制和減少此類行為，營(yíng)造男女平等的工作環(huán)境具有重要的理論與實(shí)際意義。為此，本文試引入Glick&Fiske的矛盾性別偏見理論，就敵意和善意性別偏見與工作場(chǎng)所性騷擾態(tài)度之間的相互關(guān)系進(jìn)行具體實(shí)證研究和理論探討，為相關(guān)后續(xù)研究和具體實(shí)際工作提供參考。

工作場(chǎng)所對(duì)女性的性騷擾作為一種針對(duì)女性的敵意行為，其背后隱藏著復(fù)雜的社會(huì)和心理原因，往往涉及到一些與性別觀念相聯(lián)系的社會(huì)基本價(jià)值觀。Glick和Fiske等的矛盾性別偏見理論將性別偏見區(qū)分為敵意和善意的性別偏見兩類。敵意性別偏見是一種出于對(duì)女性敵對(duì)情感的性別偏見；善意性別偏見（Benevolent Sexism）是一種主觀上出于愛護(hù)女性的正面情感和積極態(tài)度，通過特定的角色限制而對(duì)女性形成一種性別偏見態(tài)度。[2][3][4][5]Glick等人的研究認(rèn)為，具有性別偏見的男性往往習(xí)慣性地將女性分為受推崇和受貶損的兩類，并且對(duì)她們產(chǎn)生兩極分化的不同評(píng)價(jià)。敵意性別偏見主要指向那些違背傳統(tǒng)性別角色定位的非傳統(tǒng)女性，如女權(quán)主義者、女運(yùn)動(dòng)員等；善意性別偏見則往往指向恪守傳統(tǒng)的女性，特別是家庭婦女。[6]Masser等的研究指出，善意的性別偏見者對(duì)女性的消極反應(yīng)只限于那些違反了特定的性別角色行為（例如性保守主義）的女性而不是違反一般的性別角色行為的女性（例如職位為典型男性職位）。[7]Glick&Fiske,Begany&Milburn等的一些相關(guān)研究表明，敵意性別偏見較強(qiáng)者往往容忍性騷擾和配偶虐待。[8][9]Russell&Trigg關(guān)于人們對(duì)性騷擾容忍度的研究表明，敵意性別偏見者往往有相對(duì)較高的性騷擾容忍度。他們認(rèn)為，其主要原因是，敵意性別偏見者往往傾向于認(rèn)為女性是低等的，因而對(duì)女性抱有敵對(duì)態(tài)度。[10]Yamawaki等關(guān)于被試對(duì)強(qiáng)奸嫌疑事件認(rèn)知的相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，高敵意權(quán)力關(guān)系者更傾向于削弱強(qiáng)奸事件的嚴(yán)重程度，也更傾向于認(rèn)為強(qiáng)奸者承擔(dān)更少的責(zé)任。[11]

為了了解敵意和善意性別偏見與工作場(chǎng)所不同情境下性騷擾態(tài)度及行為策略的相互關(guān)系，以及不同類型對(duì)象之間的差異，本研究設(shè)計(jì)了“女經(jīng)理”與“普通職員”、“現(xiàn)代女性”與“傳統(tǒng)女性”幾種不同情境，試圖在探討性別偏見與性騷擾態(tài)度及行為策略關(guān)系的同時(shí)，進(jìn)一步分析對(duì)于不同類型女性善意和敵意性別偏見與性騷擾態(tài)度關(guān)系的不同特點(diǎn)。

二、研究方法

1.研究對(duì)象

本研究選取武漢四所高校（華中科技大學(xué)、武漢大學(xué)、武漢理工大學(xué)、湖北第二師范學(xué)院）的在校本科生和研究生共400名作為被試。研究時(shí)被試被隨機(jī)分為四組發(fā)放不同問卷，分別參與受騷擾對(duì)象為“女經(jīng)理*傳統(tǒng)女性”、“女經(jīng)理*現(xiàn)代女性”、“普通職員*傳統(tǒng)女性”和“普通職員*現(xiàn)代女性”的四組不同問卷調(diào)查和模擬實(shí)驗(yàn)研究。采用調(diào)查員當(dāng)面發(fā)放問卷次日回收的方式，共回收有效問卷378份，其中男性198人，女性180人。女經(jīng)理*傳統(tǒng)女性組回收有效問卷95份，其中男性47人、女性48人；女經(jīng)理*現(xiàn)代女性組回收有效問卷97份，其中男性41人、女性56人；普通職員*傳統(tǒng)女性組回收有效問卷90份，其中男性63人、女性27人；普通職員*現(xiàn)代女性組回收有效問卷96份，其中男性47人、女性49人。

2.研究工具

（1）矛盾性別偏見問卷。采用陳志霞等根據(jù)G-lick&Fiske矛盾性別偏見量表（Ambivalent Sexism Inventory，ASI）修訂的矛盾性別偏見問卷中文版（2009）。該量表包括16個(gè)具體項(xiàng)目，由敵意性別偏見（HS）和善意性別偏見（BS）兩個(gè)分量表組成。本次研究中，HS分量表四種實(shí)驗(yàn)情境下的Cronbachα在 0.727-0.830之間，BS分量表 Cronbachα 為0.649-0.701。

（2）工作場(chǎng)所性騷擾態(tài)度問卷。參照國(guó)外相關(guān)量表編制了工作場(chǎng)所騷擾態(tài)度問卷，包括Gruber等的性騷擾與權(quán)力問卷、Viki強(qiáng)奸施害者責(zé)備量表（PEM）、Langhinrichsen-Rohling&Monson受害者責(zé)備量表（VBS）。

（3）受害者行為策略問卷。參照Goldberg性騷擾受害者行為反應(yīng)意向問卷（Goldberg，2001）結(jié)合本次研究的前期訪談修訂而成，具體涉及自我隱忍、組織內(nèi)策略和尋求法律援助三種類型。

上述問卷均采用6點(diǎn)計(jì)分，1為非常不贊同，6為非常贊同。

3.研究過程和模擬實(shí)驗(yàn)設(shè)計(jì)

將被試分為四組，分別參與不同的模擬實(shí)驗(yàn)和問卷調(diào)查。四組被試均首先填寫Glick&Fiske矛盾性別偏見問卷，隨后根據(jù)不同的分組分別接受不同情境的模擬實(shí)驗(yàn)。模擬情境為一個(gè)設(shè)想的工作場(chǎng)所性騷擾場(chǎng)景，其中黃某為男性騷擾者，張某為女性受害者。情境參照南蓮·哈斯貝爾等人研究中使用過的有關(guān)性騷擾的行為和語(yǔ)言描述，[1]具體描述了黃某對(duì)張某進(jìn)行的語(yǔ)言以及動(dòng)作的性騷擾（但是描述時(shí)并沒有出現(xiàn)“性騷擾”這個(gè)詞，以免影響被試對(duì)該行為的真實(shí)判斷）。同時(shí)，為了考查被試對(duì)不同女性對(duì)象可能存在的敵意與善意性別偏見差異，對(duì)張某進(jìn)行了不同的描述，分別以普通職員*現(xiàn)代女性、普通職員*傳統(tǒng)女性、女經(jīng)理*現(xiàn)代女性和女經(jīng)理*傳統(tǒng)女性四種不同組合形式出現(xiàn)。在做現(xiàn)代女性和傳統(tǒng)女性區(qū)分時(shí)，分別使用了一些典型的傳統(tǒng)女性和非傳統(tǒng)/反傳統(tǒng)女性形容詞，[6]例如“溫柔親切，被動(dòng)，不喜歡出風(fēng)頭”（傳統(tǒng)女性），“積極主動(dòng)，好強(qiáng)，雷厲風(fēng)行”等。其中普通職員*傳統(tǒng)女性組合為最符合傳統(tǒng)女性性別角色的組合，女經(jīng)理*反傳統(tǒng)女性組合為最違反傳統(tǒng)女性性別角色的組合。

三、問卷的修訂及其信效度

1.性騷擾態(tài)度問卷

（1）性騷擾一般態(tài)度問卷

運(yùn)用探索性因素結(jié)構(gòu)分析經(jīng)方差最大旋轉(zhuǎn)，選取特征值大于1的因子共得到兩個(gè)因子，（見表1）分別可以命名為“反騷擾態(tài)度”和“性騷擾辯護(hù)態(tài)度”，兩因子對(duì)總變異的解釋率為47.525%，說明問卷具有較好的結(jié)構(gòu)構(gòu)念效度?！胺打}擾態(tài)度”因子在總數(shù)據(jù)及四種不同情境組合、普通職員*現(xiàn)代女性組合的Cronbachα為0.629-0.713，“性騷擾辯護(hù)態(tài)度”因子相應(yīng)的Cronbachα為0.628-0.713，說明問卷具有較好的內(nèi)部一致性信度。

表1 工作場(chǎng)所性騷擾態(tài)度問卷的因子分析

（2）騷擾者或受害者責(zé)備問卷

該問卷由Viki等的強(qiáng)奸施害者責(zé)備量表（PEM-The Perpetrator Excuse Measure） 和 Langhinrichsen-Rohling&Monson受害者責(zé)備量表（VBS-The Victim Blame Scale）改編而成。[12][13]PEM原問卷包括5個(gè)項(xiàng)目，在本研究中刪掉了不合適和費(fèi)解的兩個(gè)項(xiàng)目，得到的騷擾者責(zé)備因子在總數(shù)據(jù)及四種組合的Cronbachα為0.664-0.776，說明問卷具有較好的內(nèi)部一致性信度。

VBS包含兩個(gè)項(xiàng)目來(lái)考察被試對(duì)強(qiáng)奸受害者責(zé)任的看法。本研究中修訂后的受害者責(zé)備量表在總數(shù)據(jù)及四種組合的Cronbachα為0.651-0.710，說明問卷具有比較好的內(nèi)部一致性信度。

2.受害者行為策略問卷

該問卷由Goldberg編制的性騷擾受害者反應(yīng)行為意向問卷[14]結(jié)合本次研究前期相關(guān)訪談編制而成。此外，本研究還增加了一個(gè)“尋求公司外法律的援助”行為策略。運(yùn)用探索性因素結(jié)構(gòu)分析經(jīng)方差最大旋轉(zhuǎn)，選取項(xiàng)目因子載荷值在0.50以上的項(xiàng)目得到兩個(gè)因子。（見表2）

根據(jù)項(xiàng)目?jī)?nèi)容將其分別命名為“自我隱忍策略”和“組織內(nèi)策略”，兩因子對(duì)總變異的解釋率為49.141%。說明問卷具有較好的結(jié)構(gòu)構(gòu)念效度?！白晕译[忍策略”因子在總數(shù)據(jù)及四種組合的Cronbach α為0.514-0.643，“組織內(nèi)策略”因子相應(yīng)的Cronbachα為0.667-0.788，說明問卷具有較好的內(nèi)部一致性信度。

表2 受害者行為策略問卷的因子分析

四、研究結(jié)果與分析

（一）研究結(jié)果的總體分析

1.性別偏見、性騷擾態(tài)度與行為策略各變量間的相關(guān)分析

矛盾性別偏見、性騷擾態(tài)度和行為策略間的相關(guān)分析結(jié)果見表3。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，敵意性別偏見與騷擾辯護(hù)態(tài)度、自我隱忍策略間呈顯著正相關(guān)，善意性別偏見與反騷擾態(tài)度、尋求法律援助間呈顯著正相 關(guān) （ 分 別 為 :r=0.479，p≤0.001；r=0.333，p≤0.001）。說明敵意和善意性別偏見分別與性騷擾態(tài)度及行為反應(yīng)存在不同程度的相關(guān)關(guān)系。

2.矛盾性別偏見與性騷擾態(tài)度及行為路徑分析

（1）性騷擾態(tài)度對(duì)矛盾性別偏見的多元回歸分析

性騷擾態(tài)度對(duì)敵意和善意性別偏見多元回歸分析結(jié)果見表4、表5。可以看出，善意性別偏見對(duì)反騷擾態(tài)度存在顯著預(yù)測(cè)作用（β=0.319，p≤0.001），而敵意性別偏見對(duì)騷擾辯護(hù)態(tài)度存在顯著預(yù)測(cè)作用（β=0.461，p≤0.001），支持了我們的第一條假設(shè):敵意性別偏見與性騷擾女性敵意態(tài)度存在顯著正相關(guān)關(guān)系，善意性別偏見與性騷擾一般善意態(tài)度存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

表3 總數(shù)據(jù)研究變量間的相關(guān)分析

表4 矛盾性別偏見對(duì)性騷擾態(tài)度的預(yù)測(cè)作用

表5 矛盾性別偏見對(duì)騷擾者責(zé)備和受害者責(zé)備的預(yù)測(cè)作用

敵意性別偏見對(duì)騷擾者責(zé)備存在顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.169，p≤0.001），對(duì)受害者責(zé)備存在顯著正向預(yù)測(cè)作用（β=0.206，p≤0.001），善意性別偏見對(duì)騷擾者責(zé)備存在顯著正向預(yù)測(cè)作用（β=0.199，p≤0.001），對(duì)受害者責(zé)備存在顯著負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.135，p≤0.01）。

（2）性騷擾后行為策略對(duì)矛盾性別偏見的多元回歸分析

性騷擾后行為策略對(duì)矛盾性別偏見的多元回歸分析結(jié)果見表6?？梢钥闯鰯骋庑詣e偏見對(duì)自我隱忍策略存在顯著正向預(yù)測(cè)作用（β=0.127，p≤0.05），善意性別偏見對(duì)尋求公司外法律支持存在顯著正向預(yù)測(cè)作用（β=0.149，p≤0.01），而敵意性別偏見和善意性別偏見均對(duì)組織內(nèi)策略無(wú)顯著預(yù)測(cè)作用。

表6 矛盾性別偏見對(duì)各行為策略的預(yù)測(cè)作用

（3）行為策略對(duì)性騷擾態(tài)度的多元回歸分析

行為策略對(duì)性騷擾態(tài)度的多元回歸結(jié)果見表7。可以看出，反騷擾態(tài)度對(duì)組織內(nèi)向外策略存在顯著正向預(yù)測(cè)作用（β=0.128，p≤0.05），騷擾辯護(hù)態(tài)度對(duì)自我隱忍存在顯著正向預(yù)測(cè)作用（β=0.150，p≤0.01），反騷擾和騷擾辯護(hù)態(tài)度均與尋求公司外法律支持不存在顯著相關(guān)。

受害者責(zé)備態(tài)度與組織內(nèi)向內(nèi)，外策略以及尋求公司外法律支持均不存在顯著相關(guān)關(guān)系，而騷擾者責(zé)備態(tài)度與自我隱忍策略存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系（β=-0.290，p≤0.001），與組織內(nèi)策略存在顯著正相關(guān)關(guān)系（β=0.145，p≤0.05），與尋求公司外法律支持存在顯著正相關(guān)關(guān)系（β=0.295，p≤0.001）。

表7 性騷擾態(tài)度對(duì)被試行為策略的預(yù)測(cè)作用

（4）路徑分析

為了進(jìn)一步分析矛盾性別偏見與性騷擾態(tài)度及行為的關(guān)系，我們基于上述回歸分析數(shù)據(jù)繪制了如圖1所示的路徑分析圖。可以看出，敵意性別偏見更多指向受害者責(zé)備和騷擾辯護(hù)，傾向于受害者的自我隱忍策略。善意性別偏見更多指向于騷擾者責(zé)備和反騷擾態(tài)度，傾向于多種策略并用。

圖1 矛盾性別偏見影響性騷擾態(tài)度及行為的路徑分析

（二）不同情境下的差異比較

對(duì)四種不同類型受害者分別進(jìn)行上述多元回歸分析，標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)結(jié)果的比較見表8。

表8 不同情境下矛盾性別偏見的預(yù)測(cè)作用比較

可以看出在女經(jīng)理*現(xiàn)代女性這個(gè)典型的受害者是違反傳統(tǒng)女性性別角色的組合中，敵意性別偏見與騷擾者責(zé)備的負(fù)相關(guān)關(guān)系最明顯（β=-0.231，p≤0.05），而在普通職員*現(xiàn)代女性組合，敵意性別偏見與受害者責(zé)備的正相關(guān)關(guān)系最明顯（β=0.299，p≤0.01），在典型的符合傳統(tǒng)女性性別角色的普通職員*傳統(tǒng)女性組合中，敵意性別偏見與受害者責(zé)備卻并無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，而女經(jīng)理*傳統(tǒng)女性組合和典型的違反傳統(tǒng)女性性別角色的女經(jīng)理*現(xiàn)代女性組合中，敵意性別偏見與受害者責(zé)備的正相關(guān)關(guān)系也都比較明顯（β=0.254，p≤0.05；β=0.237，p≤0.05），但無(wú)論是在典型的符合傳統(tǒng)女性性別角色的普通職員*傳統(tǒng)女性組合，還是普通職員*現(xiàn)代女性組合，抑或是女經(jīng)理*傳統(tǒng)女性組合中，善意性別偏見與騷擾者責(zé)備的正相關(guān)關(guān)系以及與受害者責(zé)備的負(fù)相關(guān)關(guān)系均不顯著（只有普通職員*現(xiàn)代女性組合中，善意性別偏見與騷擾者責(zé)備的β值為0.288**）。說明在受害者是違反傳統(tǒng)性別角色的情境下，敵意性別偏見與騷擾者責(zé)備的負(fù)相關(guān)關(guān)系、與受害者責(zé)備的正相關(guān)關(guān)系更加明顯。同時(shí)，當(dāng)受害者是女經(jīng)理時(shí)善意性別偏見對(duì)尋求法律支持存在顯著正向預(yù)測(cè)作用，當(dāng)受害者是普通職員時(shí)敵意性別偏見對(duì)自我隱忍策略存在顯著預(yù)測(cè)作用。

五、小結(jié)與思考

1.主要發(fā)現(xiàn)

（1）敵意性別偏見與騷擾辯護(hù)態(tài)度存在顯著正相關(guān)關(guān)系；與騷擾者責(zé)備存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，與受害者責(zé)備存在顯著正相關(guān)關(guān)系；與自我隱忍策略存在顯著正相關(guān)關(guān)系。（2）善意性別偏見與反騷擾態(tài)度存在顯著正相關(guān)關(guān)系；與尋求公司外法律援助存在顯著正相關(guān)關(guān)系。（3）反性騷擾態(tài)度與組織內(nèi)策略存在顯著正相關(guān)關(guān)系；性騷擾辯護(hù)態(tài)度與自我隱忍策略存在顯著正相關(guān)關(guān)系。（4）騷擾者責(zé)備態(tài)度與組織內(nèi)策略存在顯著正相關(guān)關(guān)系，與自我隱忍策略存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，與尋求公司外法律援助存在顯著正相關(guān)關(guān)系。（5）在受害者是違反傳統(tǒng)性別角色的情境下，敵意性別偏見與騷擾者責(zé)備的負(fù)相關(guān)關(guān)系、與受害者責(zé)備的正相關(guān)關(guān)系更加明顯。

2.相關(guān)思考

本研究結(jié)果表明，敵意性別偏見與工作場(chǎng)所性騷擾辯護(hù)態(tài)度、受害者責(zé)備和自我隱忍的行為策略存在顯著正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，這與國(guó)外學(xué)者的相關(guān)研究具有一致性。[8][9][11]它啟示我們，性騷擾行為在本質(zhì)上是敵意性別偏見的具體表現(xiàn)。在工作場(chǎng)所性騷擾行為的預(yù)防和應(yīng)對(duì)過程中，要重視糾正和改變當(dāng)事人及公眾的敵意性別偏見。同時(shí)，要通過糾正個(gè)體敵意性別偏見以加強(qiáng)相關(guān)輿論引導(dǎo)，減少和消除受害者責(zé)備和性騷擾辯護(hù)態(tài)度，強(qiáng)化騷擾者責(zé)備，鼓勵(lì)受害者更多采用組織和法律策略而不是自我隱忍策略，營(yíng)造良好的工作環(huán)境，為減少和消除性騷擾營(yíng)造良好的社會(huì)文化氛圍。此外，本研究也說明，相對(duì)于敵意性別偏見，善意性別偏見者更傾向于持反對(duì)性騷擾的態(tài)度和行為反應(yīng)。因此，要防止極端女權(quán)主義者因?yàn)檫^分強(qiáng)調(diào)男女平等而忽略善意性別偏見的某些積極成分。對(duì)于善意性別偏見，一方面要注意克服其可能帶來(lái)的對(duì)女性事業(yè)心的消解和發(fā)展機(jī)會(huì)的剝奪；另一方面也要看到其對(duì)女性善意關(guān)愛的側(cè)面，防止把孩子連同洗腳水一起倒掉的極端化傾向。同時(shí)，敵意性別偏見與“女經(jīng)理”*“現(xiàn)代女性”、“女經(jīng)理”*“傳統(tǒng)女性”、“普通職員”*“現(xiàn)代女性”組的受害者責(zé)備存在顯著相關(guān)，與“普通職員”*“傳統(tǒng)女性”組的受害者責(zé)備相關(guān)不顯著，驗(yàn)證了敵意性別偏見一般指向反傳統(tǒng)角色女性的相關(guān)理論。

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