交叉分類群體的理科性別刻板印象

王禎

摘 要 為探討以性別與專業(yè)構(gòu)成的交叉分類群體的理科性別刻板印象，研究采用了內(nèi)隱聯(lián)想測驗和自我報告兩種方式，分別從內(nèi)隱和外顯兩個加工層面對其予以考察。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，內(nèi)隱層面上四類交叉分類群體都存在理科性別刻板印象，但外顯層面上只有理科男性、文科男性和文科女性存在該刻板印象，而理科女性不存在。該結(jié)果表明理科性別刻板印象非常頑固，即使像理科女性和文科男性這樣與傳統(tǒng)理科性別刻板印象相違背的群體也不能避免。

關(guān)鍵詞 交叉分類群體;理科性別刻板印象;理科女性;文科男性

分類號 B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.04.006

1 引言

理科領(lǐng)域中存在的男女性別差異一直深受社會各界人士的關(guān)注（Stoet & Geary， 2018）。這種差異主要體現(xiàn)在學業(yè)和職業(yè)兩方面：就學業(yè)層面而言，Stoet和Geary（2013）對75個國家和地區(qū)150萬名學生近10年的PISA（Program for International Student Assessment）數(shù)據(jù)進行了分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)男生的理科成績比女性更占優(yōu)勢。而這種學業(yè)上的性別差異會進一步影響到個體未來的職業(yè)選擇，使眾多女性對與理科有關(guān)的職業(yè)望而生畏（Xu， 2015， 2017）。比如相比于男性，女性在理科領(lǐng)域獲得終身教授職位的比例不到20%（Williams et al.， 2017）。研究表明，除了男女本身所固有的生物因素存在差異外，社會因素也會對其造成影響（Guizzo， Moè， Cadinu， & Bertolli， 2019）。比如理科性別刻板印象（gender-science stereotype）是導(dǎo)致男女在理科領(lǐng)域比例失衡的重要因素（Bian， Leslie， & Cimpian， 2017; Ellemers， 2018）。

理科性別刻板印象，即人們普遍所持有的，對理科與某一性別（男性）的刻板印象聯(lián)系（Liu， Hu， Jiannong， & Adey， 2010）。以往有許多研究對理科性別刻板印象予以了探討（Cvencek， Meltzoff， & Greenwald， 2011; Nosek et al.， 2009; Nowicki & Lopata， 2017），但多聚焦于單一類別維度構(gòu)成的簡單分類群體（simple categorized groups）（如根據(jù)性別維度，將群體分為男性和女性），鮮有對兩個或兩個以上類別維度結(jié)合構(gòu)成的交叉分類群體（cross categorized groups）的理科性別刻板印象進行探討（如根據(jù)性別和專業(yè)維度，將群體劃分為理科男性、理科女性、文科男性和文科女性）。而在社會化過程中，個體被賦予了眾多社會身份（Kang & Bodenhausen， 2015; Nicolas et al.， 2017）。因此，若僅從某單一類別的視角出發(fā)，探討該群體的理科性別刻板印象，可能會降低此類研究的生態(tài)效度。為此，本研究擬考察交叉分類群體的理科性別刻板印象。

1.1 交叉分類群體

交叉分類是根據(jù)兩個或兩個以上類別維度來劃分群體的過程（Song & Zuo， 2016），交叉分類群體是其直接結(jié)果（黎情， 佐斌， 胡聚平， 2009）。研究發(fā)現(xiàn)， 交叉分類能降低對污名群體的刻板印象（嚴磊， 佐斌， 張艷紅， 吳漾; 楊林川， 2018; Kang， Chasteen， Cadieux， Cary， & Syeda， 2014; Schug， Alt， & Klauer， 2015）。比如Remedios， Chasteen， Rule和Plaks（2011）在探究他人對種族與性取向構(gòu)成的交叉分類群體的刻板印象時發(fā)現(xiàn)，人們雖然普遍存有“黑人具有侵犯性和威脅性”的種族刻板印象，但這種刻板印象卻因普遍存有的性取向刻板印象（男同具有女子氣和軟弱性）而削弱，表現(xiàn)為認為黑人男同比黑人直男更具親和力。

值得注意的是，以往交叉分類的研究多以自然類別維度的結(jié)合為主（宋靜靜，佐斌，溫芳芳，譚瀟，趙苗苗，2017），如種族與年齡的交叉（Kang et al.， 2014; Nicolas， de la Fuente， & Fiske， 2017），年齡與性別的交叉（王凱，王沛，2012），以及種族與性取向的交叉（Pedulla， 2014）等，而對自然與社會類別維度的交叉探究相對較少，如年齡與財富的交叉（Song & Zuo， 2016），性別與職業(yè)的交叉（Prati， Crisp， & Rubini， 2015）等。更為重要的是，以往這類研究多聚焦于感知交叉分類群體時，感知者對其中污名群體的刻板印象是否存在降低或消除，卻忽略了探究交叉分類群體本身對自己所處群體是否也存在刻板印象。因此，亟需探討交叉分類群體本身所持的刻板印象。

1.2 理科性別刻板印象

理科性別刻板印象是導(dǎo)致理科領(lǐng)域中性別差異懸殊的重要原因之一，這種刻板印象十分普遍。比如有研究對內(nèi)隱聯(lián)系測驗（Implicit Association Test， IAT）數(shù)據(jù)庫里來自世界各地34個國家，超過500000份數(shù)據(jù)進行了分析，結(jié)果顯示超過70%的男性和女性都更傾向于將男性與數(shù)學，女性與文學聯(lián)系在一起（Nosek et al.， 2009）。根據(jù)傳統(tǒng)的理科性別刻板印象，女性應(yīng)從事文科領(lǐng)域，男性應(yīng)從事理科領(lǐng)域。然而，無論是在學業(yè)上還是在職場上，仍有部分男性選擇文科（如莫言），女性選擇理科（如屠呦呦），并且他們在該領(lǐng)域的表現(xiàn)尤為出色。這便與傳統(tǒng)的理科性別刻板印象相違背。既然如此，理科女性和文科男性這兩類交叉分類群體是否就不存在理科性別刻板印象呢？亦或是說這兩類交叉分類群體相比于理科男性和文科女性，所持理科性別刻板印象的程度較低。如若真存在此現(xiàn)象，這可能說明某些社會身份能對刻板印象起緩沖作用，這無疑能為未來研究干預(yù)理科性別刻板印象對女性的消極影響提供借鑒。

然而，以往對此問題進行探討的研究甚少，更多集中在簡單分類群體上（蔡華儉，周穎，史青海，2001;馬芳，梁寧建，2006，2008），這可能會降低研究的生態(tài)效度（黎情等，2009）。雖然Smeding（2012）以理科男女和文科男女為被試，考察了他們是否存在內(nèi)隱數(shù)學性別刻板印象，結(jié)果發(fā)現(xiàn)只有文科女性和理科男性持有該刻板印象，而文科男性和理科女性并沒有。但該研究采用被試間設(shè)計，其樣本量僅56人，也就是說每種交叉分類群體的樣本不足15人，這可能會降低研究的信度。更為重要的是，該研究只從內(nèi)隱層面探究了交叉分類群體的理科性別刻板印象，卻忽略了外顯測量的重要性。而刻板印象本就存在兩個加工過程，一個是自動化的、無意識的和內(nèi)隱性的;另一個是受控制的、有意識的和外顯性的（Cvencek et al.， 2011）。因此，交叉分類群體的理科性別刻板印象的研究還有待進一步完善。

綜上所述，無論是從交叉分類群體的視角出發(fā)，還是從理科性別刻板印象的視角出發(fā)，探討以性別與專業(yè)構(gòu)成的交叉分類群體的理科性別刻板印象都顯得尤為重要。因此，本研究擬通過IAT和自我報告兩種方式來測量性別與專業(yè)構(gòu)成的交叉分類群體的理科性別刻板印象。根據(jù)Nosek等人（2009）和Smeding（2012）的研究結(jié)果，本研究作出如下假設(shè)：

H1：理科男性和文科女性都就有內(nèi)隱和外顯理科性別刻板印象;

H2：理科女性和文科男性不存在內(nèi)隱和外顯理科性別刻板印象。

2 研究方法

2.1 被試

隨機選取某大學本科生120名（理科男性35人，理科女性24人，文科女性34人，文科男性27人）參與實驗。所有被試之前都從未參與過任何與本研究相關(guān)的心理學實驗，整個實驗征得了其同意。

由于以往研究（蔡華儉等，2001;馬芳等，2006; 2008）在取樣上只關(guān)注了被試本科階段的文理專業(yè)性質(zhì)，卻忽略了我國文理分科從高中便存在的實際，這可能導(dǎo)致參與實驗的被試其本科所學的專業(yè)性質(zhì)與高中的文理方向不一致，進而影響到實驗結(jié)果的準確性。因此，本研究要求所有被試本科所學專業(yè)性質(zhì)應(yīng)與高中的文理方向一致，據(jù)此共剔除9名被試。其中，7名被試（2名男性和5名女性）大學為文科專業(yè)而高中是理科生，2名男性被試大學為理科專業(yè)而高中是文科生。最終得到111名被試（M年齡=19.66，SD年齡=1.17）進入正式實驗，其中理科男性33人，理科女性24人，文科女性29人，文科男性25人。

2.2 實驗設(shè)計

2（性別：男性，女性）×2（專業(yè)：理科，文科）的被試間設(shè)計。自變量為性別和專業(yè)，因變量為內(nèi)隱聯(lián)系測驗的D值和自我報告分數(shù)。

2.3 實驗材料

2.3.1 理科性別刻板印象的內(nèi)隱測量

理科性別刻板印象的內(nèi)隱測量改編于Greenwald，McGhee和Schwartz（1998）的IAT。結(jié)合2018年全國高考試卷和新華字典，選取概念詞30個（理科和文科詞匯各15個），屬性詞30個（男性和女性詞匯各15個）。然后，隨機挑選30名被試（文科生和理科生各15名;M年齡=21.17，SD年齡=2.49）對概念詞的文理專業(yè)程度和屬性詞的男女性別程度進行前測，選出文科程度、理科程度、男性程度和女性程度最高的詞匯各10個。t檢驗顯示，文科詞匯（M=1.62，SD=0.29）與理科詞匯（M=4.24，SD=0.53）在文理專業(yè)程度上存在顯著差異，t（29）=-20.36，p<0.001，d=3.72;女性詞匯（M=1.64，SD=0.42）與男性詞匯（M=4.39，SD=0.41）在男女性別程度上存在顯著差異，t（29）=-18.15，p<0.001，d=3.32。

2.3.2 理科性別刻板印象的外顯測量

理科性別刻板印象的外顯測量改編于Schmader，Johns和Barquissau（2004）的自我報告問卷。該問卷由3個題項構(gòu)成，采用7點計分來測量被試對各個題項的認可度（1=非常不同意，7=非常同意）。其中第1、2個題項為正向計分題，第3個題項為反向計分題，最終取三個題項的平均分。該問卷信度良好（Cronbach's α=0.88）。

2.4 實驗程序

采用團體施測（2～4人一組，前后左右間隔）。被試來到實驗室后，主試先花3分鐘時間給被試講述整個實驗流程。接著，考慮到如果先讓被試完成外顯測試再進行內(nèi)隱測試，可能會激活其理科性別刻板印象，進而對內(nèi)隱測試造成影響。因此，每位被試均為先完成內(nèi)隱測試，再完成外顯測試。待外顯測試完成后，實驗結(jié)束。主試感謝被試，并向其闡述本實驗的研究目的，以及送上精美禮物一份。

2.5 數(shù)據(jù)處理

2.5.1 內(nèi)隱理科性別刻板印象的數(shù)據(jù)處理

具體數(shù)據(jù)處理參考Greenwald，Nosek和Banaji（2003）提出的IAT計分方法：（1）只分析第三、四、六、七部分的數(shù)據(jù);（2）刪除反應(yīng)時超過10000ms的數(shù)據(jù);（3）若一個被試小于300ms的反應(yīng)時占10%以上，則剔除該被試;（4）分別計算第三和第六兩個部分的總體標準差ST1，第四和第七兩個部分的總體標準差 ST2;（5）計算每個部分中正確反應(yīng)的平均反應(yīng)時;（6）對于錯誤反應(yīng)的反應(yīng)時，用每個部分正確反應(yīng)的平均反應(yīng)時加上600ms來予以代替;（7）在錯誤反應(yīng)的數(shù)據(jù)被替換后，再次計算每個部分新的平均反應(yīng)時;（8）分別計算第六部分與第三部分的平均反應(yīng)時之差 M1，第七與第四部分的平均反應(yīng)時之差 M2;（9）用平均數(shù)之差除以標準差，即用M1除以ST1得D1，用M2除以ST2得D2;（10）將D1與D2平均，得到D值。D值的最低分值為-2，最高分值為+2。其中，0分以下代表被試存在相反的內(nèi)隱理科性別刻板印象;0分代表無內(nèi)隱理科性別刻板印象，0分以上表示存在內(nèi)隱理科性別刻板印象。分數(shù)越高，個體的內(nèi)隱理科性別刻板印象越強。

2.5.2 外顯理科性別刻板印象的數(shù)據(jù)處理

根據(jù)Schmader等人（2004）對外顯數(shù)學性別刻板印象的測量，本研究平均分值范圍最低為1分，最高為7分。其中，4分以下代表被試存在相反的外顯理科性別刻板印象，4分代表無外顯理科性別刻板印象，4分以上表示存在外顯理科性別刻板印象。分數(shù)越高，個體的外顯理科性別刻板印象越強。

3 實驗結(jié)果

根據(jù)蔡華儉等人（2001）的研究，首先采用t檢驗來探討被試是否存在理科性別刻板印象。如果所有被試都存在理科性別刻板印象，再利用兩因素方差分析來探討性別和專業(yè)是否具有主效應(yīng)，以及性別與專業(yè)是否存在交互作用。否則，根據(jù)Smeding（2012）的研究，如果通過t檢驗發(fā)現(xiàn)并不是所有被試都具有理科性別刻板印象，則不用再利用兩因素方差分析進一步檢驗。而是將存在理科性別刻板印象的被試單獨進行單因素方差分析（ANOVA），來判斷這類被試所持理科性別刻板印象的差異情況。

3.1 內(nèi)隱理科性別刻板印象

對于內(nèi)隱理科性別刻板印象的數(shù)據(jù)，本研究擬先用單樣本t檢驗，將被試的各數(shù)據(jù)（D值）與0進行比較;再根據(jù)結(jié)果進行兩因素方差分析或ANOVA。

單樣本t檢驗顯示總體上被試（M=0.59，SD=0.43）存在內(nèi)隱理科性別刻板印象，t（110）=14.58，p<0.001，d=1.37。對簡單分類群體進行分析，單樣本t檢驗顯示男性（M=0.46，SD=0.48）存在內(nèi)隱理科性別刻板印象，t（57）=7.32，p<0.001，d=0.96;女性（M=0.73，SD=0.31）也存在該刻板印象，t（52）=17.42，p<0.001，d=2.35。理科生（M=0.66，SD=0.35）也存在該刻板印象，t（56）=14.30，p<0.001，d=1.89;文科生（M=0.52，SD=0.49）也存在該刻板印象，t（53）=7.78，p<0.001，d=1.06。

對性別與專業(yè)構(gòu)成的交叉分類群體進行分析，單樣本t檢驗顯示理科男性（M=0.61，SD=0.39）存在內(nèi)隱理科性別刻板印象，t（32）=8.99，p<0.001，d=1.56;理科女性（M=0.73，SD=0.27）也存在該刻板印象，t（23）=12.97，p<0.001，d=2.70;文科男性（M=0.26，SD=0.52）也存在該刻板印象，t（24）=2.52，p=0.019，d=0.50;文科女性（M=0.74，SD=0.34）也存在該刻板印象，t（28）=11.86，p<0.001，d=2.18。不同樣本類型的內(nèi)隱理科性別刻板印象t檢驗結(jié)果見表1。

由于所有被試都存在內(nèi)隱理科性別刻板印象，因此采用兩因素方差分析進行進一步分析。結(jié)果顯示，性別的主效應(yīng)顯著，女性所持內(nèi)隱理科性別刻板印象（M=0.73，SD=0.31）顯著高于男性（M=0.46，SD=0.48），F(xiàn)（1， 107）=15.64，p<0.001，偏η2=0.13;專業(yè)的主效應(yīng)顯著，理科生所持內(nèi)隱理科性別刻板印象（M=0.66，SD=0.35）顯著高于文科生（M=0.52，SD=0.49），F(xiàn)（1， 107）=5.12，p<0.05，偏η2=0.05;性別與專業(yè)的交互作用顯著，F(xiàn)（1， 107）=5.77，p<0.05，偏η2=0.05。進一步簡單效應(yīng)分析顯示，文科女性所持內(nèi)隱理科性別刻板印象（M=0.74，SD=0.07）顯著高于文科男性（M=0.26，SD=0.08），p<0.001;理科男性所持內(nèi)隱理科性別刻板印象（M=0.61，SD=0.07）顯著高于文科男性（M=0.26，SD=0.08），p<0.01;而理科男性（M=0.61，SD=0.07）與理科女性（M=0.73，SD=0.08）所持內(nèi)隱理科性別刻板印象無顯著差異，p=0.27;而理科女性（M=0.73，SD=0.08）與文科女性（M=0.74，SD=0.07）所持內(nèi)隱理科性別刻板印象無顯著差異，p=0.92（見圖1）。

3.2 外顯理科性別刻板印象

對于外顯理科性別刻板印象的數(shù)據(jù)，本研究擬先用單樣本t檢驗，將被試的各數(shù)據(jù)（外顯報告值）與中值4進行比較。再根據(jù)結(jié)果進行兩因素方差分析或ANOVA。

單樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)總體上被試（M=4.57，SD=1.13）存在外顯理科性別刻板印象，t（110）=5.33，p<0.001，d=0.50。對簡單分類群體進行分析，單樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)男性（M=4.75，SD=1.07）存在外顯理科性別刻板印象，t（57）=5.34，p<0.001，d=0.70;女性（M=4.37，SD=1.16）也存在該刻板印象，t（52）=2.33，p<0.05，d=0.32。理科生（M=4.41，SD=1.20）也存在該刻板印象，t（56）=2.58，p<0.05，d=0.34;文科生（M=4.74，SD=1.03）也存在該刻板印象，t（53）=5.28，p<0.001，d=0.72。

對性別與專業(yè)構(gòu)成的交叉分類群體進行分析， 單樣本t檢驗發(fā)現(xiàn)理科男性 （M=4.54， SD=1.24） 存有外顯理科性別刻板印象， t（32）=2.49， p<0.05， d=0.44; 文科男性 （M=5.04， SD=0.74） 也存在該刻板印象， t（24）=7.00， p<0.001， d=1.41; 文科女性 （M=4.48， SD=1.18） 也存在該刻板印象， t（28）=2.21， p<0.05， d=0.41; 而理科女性 （M=4.24， SD=1.15） 不存在該刻板印象， t（23）=1.01， p=0.32。 不同樣本類型的外顯理科性別刻板印象t檢驗見表2。

由于理科女性不存在外顯理科性別刻板印象，因此不必采用兩因素方差分析進行進一步分析。而直接采用獨立樣本t檢驗分別探究性別和專業(yè)是否存在差異，結(jié)果顯示男性所持外顯理科性別刻板印象（M=4.75，SD=1.07）與女性（M=4.37，SD=1.16）無顯著差別，t（109）=1.80，p=0.17;理科生所持外顯理科性別刻板印象（M=4.41，SD=1.20）與文科生（M=4.73，SD=1.03）無顯著差別，t（109）=-1.55，p=0.21。采用ANOVA對理科男性（M=4.54，SD=1.24）、文科男性（M=5.04，SD=0.74）和文科女性（M=4.48，SD=1.18）這三類交叉分類群體的外顯理科性別刻板印象是否具有差異進行分析。結(jié)果顯示這是三類交叉分類群體在外顯理科性別刻板印象上無顯著差異，F(xiàn)（2， 81）=1.52，p=0.23。

3.3 內(nèi)隱與外顯理科性別刻板印象的相關(guān)性

總體上，內(nèi)隱理科性別刻板印象與外顯理科性別刻板印象無顯著相關(guān)，r=-0.03，p=0.76。

4 討論

本研究采用內(nèi)隱測量和外顯測量相結(jié)合的方法，考察了性別與專業(yè)構(gòu)成的交叉分類群體的理科性別刻板印象。結(jié)果顯示，無論是整個群體，還是以性別或?qū)I(yè)類別維度構(gòu)成的簡單分類群體，都存在內(nèi)隱和外顯理科性別刻板印象。這與以往相關(guān)研究結(jié)果一致（蔡華儉等，2001）。研究表明，無論個體性別或?qū)I(yè)如何，都會受到來自其父母、教師和同伴對其所持性別刻板印象信念的影響（Smeding， 2012），而這種信念會影響個體對自我在理科領(lǐng)域所持能力的感知及對該領(lǐng)域的興趣（Casad， Hale， & Wachs， 2015; Rty & Krkkinen， 2011）。比如Cvencek，Meltzoff和Kapur（2014）在研究中指出，新加坡兒童在小學3年級時便存在數(shù)學性別刻板印象，而該刻板印象的主要來源可能包括家庭成員和網(wǎng)絡(luò)媒體等?？傊?，理科性別刻板印象是普遍存在的（Nosek et al.， 2009）。

進一步分析發(fā)現(xiàn)，外顯層面上，男性與女性、理科與文科專業(yè)個體所持理科性別刻板印象無顯著差異;內(nèi)隱層面上，理科生的理科性別刻板印象顯著高于文科生，這與蔡華儉等人（2001）的研究結(jié)果一致。此外，本研究發(fā)現(xiàn)，在內(nèi)隱層面上，女性的理科性別刻板印象顯著高于男性，這雖與馬芳等人（2008）的研究結(jié)果一致，卻與蔡華儉等人（2001）和馬芳等人（2006）的研究結(jié)果不一致，他們發(fā)現(xiàn)內(nèi)隱理科性別刻板印象不存在顯著的性別差異。這可能是因為實驗過程的不一致或IAT方法的不確定性導(dǎo)致（馬芳等，2008），但是否真是如此仍需未來研究進一步考察。比如研究發(fā)現(xiàn)，相比于本研究中使用的經(jīng)典的IAT測試，單類內(nèi)隱聯(lián)系測驗（Single Attribute Implicit Association Test， SA-IAT）能將單個概念詞（理科）與兩個屬性詞（男性和女性）進行比較（Bluemke & Friese， 2008; Guizzo et al.， 2019），這能利于將男女在理科性別刻板印象上是否存在程度差異進行比較。

在內(nèi)隱層面上，本研究發(fā)現(xiàn)性別與專業(yè)構(gòu)成的四類交叉分類群體都存在理科性別刻板印象（H1得到驗證，H2未得到驗證），且文科男性所持刻板印象的強度顯著低于文科女性、理科男性和理科女性，這與Smeding（2012）的研究結(jié)果不一致。如前所述，這可能是因為被試的選取標準不同。由于文理分科本身就會對個體的理科性別刻板印象的程度產(chǎn)生影響（蔡華儉等，2001），本研究為盡可能保證實驗的嚴謹性，所選被試不但對其本科階段的文理專業(yè)有要求，而且對其高中的文理屬性也有要求，這一點是Smeding（2012）的研究未曾涉及的。此外，本研究簡單分類群體的結(jié)果顯示，男性的內(nèi)隱理科性別刻板印象程度顯著低于女性，文科生的內(nèi)隱理科性別刻板印象程度顯著低于理科。因此，當文科生與男性交叉構(gòu)成文科男性后，其理科性別刻板自然可能低于文科女性、理科男性和理科女性。

在外顯層面上，本研究發(fā)現(xiàn)只有理科男性、文科男性和文科女性存在理科性別刻板印象（H1得到驗證，H2得到部分驗證），且三者之間無顯著差異。雖然蔡華儉等人（2001）沒有單獨探討交叉分類群體的理科性別刻板印象，但該研究在對外顯刻板印象進行分析時，確實也發(fā)現(xiàn)性別與專業(yè)的交互作用不顯著，這就意味著本研究結(jié)果與其一致。本研究的理科女性不存在外顯理科性別刻板印象，這可能是因為理科女性雖持有內(nèi)隱理科性別刻板印象，但其作為反傳統(tǒng)理科性別刻板印象群體，為符合大眾對理科領(lǐng)域中女性具有較強理科能力的期望，故意掩飾自己的外顯理科性別刻板印象，即受社會期望效應(yīng)的影響（Hofmann， Gawronski， Gschwendner， & Schmitt， 2005）。此外，無論是本研究還是其他研究均發(fā)現(xiàn)，內(nèi)隱和外顯層面的理科性別刻板印象存在低相關(guān)（Cvencek et al.， 2011）或無相關(guān)（蔡華儉等，2001;Greenwald et al.， 1998），這表明二者是相互分離的，而理科女性的內(nèi)隱和外顯理科性別刻板印象不一致，可能正體現(xiàn)這一點。

值得注意的是，文科男性作為反傳統(tǒng)理科性別刻板印象群體，卻沒有表現(xiàn)出內(nèi)隱和外顯理科性別刻板印象的分離。究其原因，可能是因為理科性別印象更多涉及的是“女性 ≠ 理科”這樣的認知（Cvencek， Kapur， & Meltzoff， 2015; Song， Zuo， Wen， & Yan， 2017），而“男性 ≠ 文科”的認知則更多地體現(xiàn)在閱讀性別刻板印象（gender-reading stereotype）（Nowicki & Lopata， 2017; Pansu et al.， 2016）。因此，未來研究可以繼續(xù)探討專業(yè)與性別構(gòu)成的交叉分類群體的閱讀性別刻板印象。此外，相比于Smeding（2012）的研究結(jié)果（文科男性和理科女性不存在內(nèi)隱數(shù)學性別刻板印象），本研究發(fā)現(xiàn)這兩類與傳統(tǒng)理科性別刻板印象相反的交叉群體都存在理科性別刻板印象，還有可能是因為相比于西方國家，我國的理科性別刻板印象程度更深。受“女主內(nèi)男主外”“女子無才便是德”和“重男輕女”等幾千年累積而來的中華傳統(tǒng)思想的影響（蔡華儉等，2001），我國國民所持理科性別刻板印象相比于西方國民更為根深蒂固，即使有理科和文科這樣的專業(yè)調(diào)節(jié)，其效果也可能不明顯。

既然理科女性和文科男性這兩類反傳統(tǒng)理科性別刻板印象的交叉分類群體存在理科性別刻板，但他們中又確實不乏優(yōu)秀人才，是否因為他們只是存在該刻板印象，但并未受這種刻板印象的威脅？如若這兩類交叉分類群體能抵抗理科性別刻板印象的不良影響，就可能為消極刻板印象的干預(yù)提供途徑。因此，探究理科性別刻板印象對專業(yè)與性別構(gòu)成的交叉分類群體的影響是未來研究的重點。

5 結(jié)論

（1）理科男性、理科女性、文科男性和文科女性都存在內(nèi)隱理科性別刻板印象，且文科男性所持內(nèi)隱理科性別刻板印象顯著低于理科男性、理科女性和文科女性。

（2）理科男性、文科女性和文科男性都存在外顯理科性別刻板印象，且三者的外顯理科性別刻板印象無顯著差異;而理科女性不存在外顯理科性別刻板印象。

（3）內(nèi)隱理科性別刻板印象與外顯理科性別刻板印象無顯著相關(guān)。

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