善意性别偏见对“男性”职业自我效能感的影响：性别与成功恐惧的调节作用

戴子涵 胡军生

（武汉大学哲学学院心理学系，武汉430072）

1 前言

无论社会经济发展水平如何，都存在一定程度的职业性别隔离（o ccupational g ender s egregation）。它是指劳动力市场当中存在着所谓“女性”职业（比如护士、导游）和“男性”职业（比如工程师、数学家），表现为两性在某一职业领域当中的比例与全部劳动力人口比例不一致（乔志宏，郑静璐，宋慧婷，蒋盈，2014），如依据职业特征将两性分隔于不同的职业当中（Lippa，Preston，＆Penner，2014）。许多研究表明，人们会将男性而非女性与科学性的职业联系在一起（Miller，Eagly，＆Linn，2015），职业分配中男性也往往从事生产和管理岗位，而女性一般从事文书和服务 工 作 （Anker，Melkas，＆ Korten，2003）。Betz和Hackett（1981）认为，这种差异的产生是由于男女两性在职业自我效能感上存在差异。职业自我效能感（c areer s elf－efficacy）是指个体对自己能否胜任与某类职业有关的任务或活动所具有的信念（Feehan，1999）。Betz和Hackett认为女大学生在“男性”职业中占比较少是由于她们对该领域的自我效能感不足。已有研究发现，女性在“男性”职业领域中自我效能感显著低于男性（姜飞月，2002；Betz＆Hackett，1981；Rotberg，Brown，＆Ware，1987）。

本研究认为，男女两性在“男性”职业自我效能感上的差异源于善意性别偏见的影响。善意性别偏见（b enevolent s exism）是对女性的一系列相关联的态度，这些态度是包含性别刻板印象且限制女性的。但对于感知者而言是主观积极的（Glick＆Fiske，1996），它 强 调 男 性 对 女 性 的 保 护（Shnabel，Baranan，Kende，Bareket，＆Lazar，2016）及女性应当接受珍惜和照顾（Glick＆Fiske，1996）。有研究发现，受到善意性别偏见影响的女性对教育和职业成功以及成为领导人的渴望较低（Barreto，Ellemers，Piebinga，＆Moya，2010），认为女性的能力不及男性（Hideg＆Shen，2019），对STEM课程的自信程度更低（Kuchynka et al.，2018）。而善意性别偏见较高的男性更支持传统性别角色分工（Glick，Wilkerson，＆Cuffe，2015），认为男性而非女性应从事管理和具有挑 战 性 的 工 作 （Ratliff，Redford，Conway，＆Smith，2019）。因此，本研究通过考察善意性别偏见对“男性”职业自我效能感的影响，探讨善意性别偏见是否造成了职业性别隔离。本研究认为，善意性别偏见高的女性更可能避免与性别角色不符的行为，即“男性”职业自我效能感得分较低；善意性别偏见高的男性则更可能选择符合性别角色的行为，即“男性”职业自我效能感水平更高。

此外，本研究还关注善意性别偏见对男女两性的“男性”职业自我效能感的作用是否会受到其他因素的影响，本研究认为成功恐惧可能在其中起调节作用。成功恐惧（f ear of s uccess）是自我效能感的反面，由美国心理学家Horner最先提出，指一个人对其行为获得成功结果的恐惧，表现为在其以后从事类似活动时，有可能放弃积极行动而产生退缩或者消极应付（Horner，1968）。以往研究发现，若女性在男性优势领域，如政治工作中承担重要职位，成功恐惧会使她们感到焦虑（赵锦，2014）。由于成功恐惧与成就动机负相关（张积家，陈俊，2002），高成就动机的学生更倾向于从事有挑战性的工作（陆根书，张晓磊，2008），因此成功恐惧可能在善意性别偏见与职业自我效能感的关系中起调节作用。对于男性来说，虽然善意性别偏见增强他们的“男性”职业自我效能感，但高水平的成功恐惧将有可能削弱这一作用；对于女性而言，善意性别偏见负向影响其“男性”职业自我效能感，成功恐惧则可能加剧这一影响。即善意性别偏见高的女性若成功恐惧也高的话，她们的“男性”职业自我效能感就越低。

综上，本研究将采用问卷调查的方式，考察善意性别偏见对大学生“男性”职业自我效能感的影响，并分别考察在男学生和女学生群体中成功恐惧是如何调节善意性别偏见的影响，以期帮助人们理解职业性别隔离产生的原因，以便更好地进行职业选择。

2 方法

2.1 被试

采用方便取样的方式选取了三所高校的大学生作为被试，发放问卷380份，回收363份，回收率95.5%，有效问卷355份，有效率97.8%。其中男学生177人，女学生178人，年龄在18～31岁之间，平均年龄22.43岁；大一67名（18.9%），大二43名（12.1%），大三33名（9.3%），大四23名（7.0%），硕士及以上187名（52.7%）；213名（60.0%）学生来自于文史专业，142名（40.0%）来自于理工专业。

2.2 研究工具

2.2.1 善意性别偏见量表

善意性别偏见的测量采用陈志霞等（2009）修订的矛盾性别偏见量表（a mbivalent s exism i nventory，ASI）的善意性别偏见（BS）分量表，共8个项目，采用5点计分，从非常不赞同（计1分）到非常赞同（计5分）。得分为所有项目平均分，得分越高，善意性别偏见水平越高。该量表在本研究中的α系数为0.774。

2.2.2 职业自我效能感量表

“男性”职业自我效能感的测量采用由姜飞月（2002）修订的职业自我效能量表（o ccupational s elfefficacy s cale）。包含10种传统男性职业分量表和10种传统女性职业分量表，本研究采用传统男性职业分量表。需要被试对是否能完成每种职业的教育要求与工作职责做出回答，并对能完成的信心程度从1到10进行评分。得分为项目平均分，分数越高“男性”职业自我效能感越强。本研究中该量表的α系数为0.927。

2.2.3 大学生成功恐惧量表

大学生成功恐惧的测量采用由许学华（2007）编制的大学生成功恐惧量表，包括对因成功而导致生活品质、婚姻家庭、工作压力、异性吸引、人际关系、心理健康六个维度问题的恐惧。共27个项目，采用5点计分。得分为项目平均分，平均分越高成功恐惧越强。本研究中该量表α系数为0.911。

2.3 研究程序和数据处理

采取匿名调查的方式，在学校图书馆和自习室内发放问卷并当场回收。使用SPSS 21及process插件的模型1进行数据整理与分析，包括描述性统计、相关分析与回归分析等。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

本研究调查时采用的都是自评问卷，存在共同方法偏差的风险。因此采用Harman单因素检验将善意性别偏见、“男性”职业自我效能感和成功恐惧项目进行探索性因素分析，获得了13个特征根大于1的因子。第一个因子解释变异量为24.204%，低于40%的标准（Podsakoff，Mackenzie，Lee，＆Podsakoff，2003），表明共同方法偏差不严重，可以接受。

3.2 变量的人口学差异检验

在性别上，男学生的“男性”职业自我效能感显著高于女学生，M男＝4.40，SD男＝2.27，M女＝3.17，SD女＝2.15，t（353）＝5.23，p＜0.01；男学生的善意性别偏见也 显 著 高 于 女 学 生，M男＝2.97，SD男＝0.66，M女＝2.69，SD女＝0.73，t（353）＝3.69，p＜0.01；男学生的成功恐惧显著低于女学生，M男＝3.11，SD男＝0.63，M女＝3.44，SD女＝0.56，t（353）＝－5.30，p＜0.01。

在专业与年级上，女学生的成功恐惧、“男性”职业自我效能感和善意性别偏见都不存在显著差异。男学生的“男性”职业自我效能感存在显著专业差异（p＜0.01），善意性别偏见（p＜0.05）和“男性”职业自我效能感（p＜0.05）存在显著年级差异。事后检验显示，大三男学生的善意性别偏见显著低于大四（p＜0.01）和硕士及以上男学生（p＜0.05），大一男学生显著低于大四得分（p＜0.05）；硕士及以上男学生的“男性”职业自我效能感显著高于大一（p＜0.05）、大二（p＜0.05）和大三（p＜0.01）男学生，详见表1。因此在后续对男学生的分析中将专业和年级作为协变量进行控制。

表1 专业及年级差异检验（M±SD）

3.3 男女学生的善意性别偏见、成功恐惧和“男性”职业自我效能感之间的相关分析

皮尔逊相关分析结果显示（见表2），不论是男学生还是女学生，成功恐惧与善意性别偏见、“男性”职业自我效能感均呈显著负相关。在善意性别偏见与“男性”职业自我效能感的相关上，男学生表现为显著正相关，女学生相关不显著。

3.4 性别在善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感中的调节作用分析

为了探究善意性别偏见是否影响大学生的“男性”职业自我效能感，以及对不同性别的大学生影响是否不同，将善意性别偏见和“男性”职业自我效能感进行中心化处理，分别作为自变量和因变量，虚拟编码的性别（男性＝1，女性＝2）作为调节变量，使用SPSS的process插件模型1进行调节效应检验。结果如表3，善意性别偏见正向预测“男性”职业自我效能感，性别负向预测，交互作用显著（p＜0.05），说明存在显著调节效应。进一步进行简单斜率分析，结果显示，对男学生而言善意性别偏见越高，“男性”职业自我效能感就越高（β＝0.34，t＝4.43，p＜0.05）；对女学生而言，善意性别偏见的预测作用不显著（β＝0.07，t＝0.99，p＞0.05），见图1。

表2 两性在善意性别偏见、成功恐惧和“男性”职业自我效能感之间的相关分析

表3 性别在善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感中的调节作用分析

3.5 成功恐惧对两性大学生善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感过程中的调节作用分析

对于调节作用的分析，当假设的预测变量和调节变量有一项或二者均为连续变量时，选择分层多元回归方法（陈晓萍，徐淑英，樊景立，2012）；当调节变量是分类变量（如性别）时，可以进行分组回归，比较在调节变量的不同取值（如不同性别）下，预测变量与结果变量关系的差异（温忠麟，侯杰泰，张雷，2005）。将善意性别偏见、成功恐惧进行中心化处理，性别进行虚拟编码并进入回归方程后三者交互作用不显著。考虑到调节变量性别为分类变量，成功恐惧为连续变量，为了探究成功恐惧能否调节善意性别偏见对“男性”职业自我效能感的影响，因此本研究采用第二种方式，参考生笑笑等人（2019）的做法，对在不同性别的取值下进行分组回归。将善意性别偏见与“男性”职业自我效能感分别作为自变量和因变量，成功恐惧作为调节变量，中心化后使用SPSS的process插件模型1进行调节效应检验，分别对男学生与女学生进行考察。

3.5.1 成功恐惧对男学生善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感过程中的调节作用分析

在考察男学生时，由于其三个变量在年级和专业上差异显著因而进行了控制，结果见表4。对于男学生，善意性别偏见显著正向预测其“男性”职业自我效能感，成功恐惧显著负向预测，交互作用显著（p＜0.05），存在显著调节效应。进行简单斜率分析，根据成功恐惧得分的高低进行分组，得分在均值一个标准差以上的学生为高成功恐惧组，得分在均值一个标准差以下的学生为低成功恐惧组。在低成功恐惧时，男学生的善意性别偏见越高，“男性”职业自我效能感越高（β＝0.38，t＝3.58，p＜0.05）；在高成功恐惧时，男学生的善意性别偏见对其“男性”职业自我效能感预测作用不显著（β＝0.12，t＝1.57，p＞0.05），见图2。

3.5.2 成功恐惧对女学生善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感过程中的调节作用分析

对女学生而言，善意性别偏见对“男性”职业自我效能感的预测并不显著，成功恐惧显著负向预测其“男性”职业自我效能感，二者交互作用显著（p＜0.05），表明调节效应显著（见表4）。同样依据均值加减一个标准差，将其分为低成功恐惧组和高成功恐惧组。简单斜率分析表明，低成功恐惧时，善意性别偏见对女学生的“男性”职业自我效能感影响不显著（β＝0.10，t＝1.07，p＞0.05）；高成功恐惧时，善意性别偏见越高，女学生的“男性”职业自我效能感越低（β＝－0.24，t＝－2.67，p＜0.05），见图3。

图1 性别在善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感中的调节效应图

表4 男生与女生的成功恐惧在善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感的调节作用分析

4 讨论

本研究旨在考察善意性别偏见能否影响“男性”职业自我效能感，以及性别和成功恐惧是否在其中具有调节作用。结果发现善意性别偏见能够有效预测个体的“男性”职业自我效能感，且因性别和成功恐惧水平的不同而有所不同。具体而言，当男学生低成功恐惧时，其善意性别偏见越高，“男性”职业自我效能感越高，高成功恐惧时，其善意性别偏见对“男性”职业自我效能感的预测作用不显著；女性则相反，低成功恐惧时善意性别偏见对其“男性”职业自我效能感的影响不显著，高成功恐惧时，善意性别偏见越高，女学生的“男性”职业自我效能感就越低。

善意性别偏见正向预测男学生的“男性”职业自我效能感，与以往类似研究的结论相似。善意性别偏见会引导男性做出符合性别刻板印象的行为（曹欣蕾，2018；Hammond，Overall，＆ Cross，2016；Overall，Sibley，＆Tan，2011），这可能是因为善意性别偏见观念强的男性对于传统的性别角色更加重视（Glick，Diebold，Baileywerner，＆Zhu，1997）。由于性别刻板印象也认为男性在数理、管理等方面的能力强于女性（连淑芳，2019；宋静静，刘陈陵，黄海，李林，2019），这些男学生更相信自身能够在“男性”领域中做好，这就使得在成功恐惧低时他们对“男性”职业有更高的自我效能感。而成功恐惧与人们对于成功的渴望负相关（张积家，陈俊，2002），也与自我效能感负相关（Yilmaz，2018），因此成功恐惧水平高时无论善意性别偏见如何，这种刻板印象的效果被抵消，都不再显著影响他们的“男性”职业自我效能感。

图2 男学生成功恐惧在善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感的调节效应图

图3 女学生成功恐惧在善意性别偏见影响“男性”职业自我效能感的调节效应图

但善意性别偏见对女学生的直接影响并不显著，一方面可能是近年来女性意识的觉醒，网络上越来越多倡导女性进入“男性”职业的声音，大学生正是接触网络最多的人群，很容易接触这些观点；另一方面可能是随着时代的发展，女性获取了更大的心理权利（Hammond，Sibley，＆Overall，2014），使女性敢于去追寻个人的成功。事实上，由于后工业化劳动市场从体力劳动转向非体力劳动，服务行业的职能扩大，在一些国家（如美国、英国、德国、斯堪的纳维亚），尽管男性的薪酬水平依然领先，但女性也开始倾向于从事更具声望和更高地位的职业（Jarman，Blackburn，＆Racko，2012）。同样，在中国，女性也进入了一些传统的男性职业，只是主要集中在了职能管理类而非专业技术类（张成刚，杨伟国，2013）。但高成功恐惧时，女学生善意性别偏见负向预测其“男性”职业自我效能感，表明越畏惧自身成功会带来诸多麻烦的女学生，就越会被影响，桎梏于性别刻板印象中。正如李美枝（1984）所说，若女性希望在传统男性化领域中取得成功，就必须展现男性特质，这必然与社会要求的女性化特质产生冲突。雷厉风行的女强人形象往往会令人怀疑其无法在家庭中获得成功，从而影响他人的看法甚至威胁到她的亲密对象的尊严。在这样的担忧之下，为了符合社会认可，女性便选择顺应性别刻板印象，失去了全力以赴的冲劲，加剧两性差异与职业隔离。

性别刻板印象使两性的性别角色被定型，使人们产生男性应从事体力活动与专业化工作，女性应从事家庭类工作的认知（Caroli＆Sagone，2007）。本研究表明，善意性别偏见会加剧人们对这种性别刻板印象的接受与实践。在控制性别的情况下，成功恐惧对于善意性别偏见和“男性”职业自我效能感的关系具有明显的调节作用，成功恐惧调节善意性别偏见与大学生“男性”职业自我效能感的关系存在着性别特异性。在未来考虑通过影响善意性别偏见以消除职业性别隔离时，应当注意关注不同性别大学生的需求，并且注意成功恐惧在其中的作用。比如就男性而言，成功恐惧水平高时，善意性别偏见对他们的“男性”职业自我效能感影响不显著；成功恐惧水平低时，他们的善意性别偏见显著正向预测“男性”职业自我效能感，表明此时男性认可并接受这种性别刻板印象。就女性而言，成功恐惧水平低时，善意性别偏见无法有效预测她们的“男性”职业自我效能感，表明时下女性意识的提升（Hammond，Sibley，＆Overall，2014）；但成功恐惧水平高时她们体现出强烈的性别刻板印象，越发不相信自身能在“男性”领域做得好。

需要指出的是，本研究只探讨了善意性别偏见对“男性”职业自我效能感的影响，未来研究也应当探讨对于“女性”职业自我效能感的影响，以提供完整的视角；此外，研究样本主要是大学生，未来可对在职人士进行研究，以更好地理解善意性别偏见对职业自我效能感的影响；最后，影响大学生职业自我效能感的因素和促使职业隔离的因素也不仅仅只有善意性别偏见，还有支配水平、性别角色认同等，未来可以结合以进一步探讨。

5 结论

本研究从善意性别偏见和“男性”职业自我效能感的角度探讨了职业性别隔离的产生因素，得出以下结论：（1）善意性别偏见对男女两性大学生的“男性”职业自我效能感影响不同，善意性别偏见显著正向预测男学生的“男性”职业自我效能感，对女学生的影响不显著；（2）成功恐惧调节了善意性别偏见对“男性”职业自我效能感的影响，且因性别存在不同模式。成功恐惧高时，男学生的善意性别偏见不再显著预测其“男性”职业自我效能感，而女学生的善意性别偏见显著负向预测其“男性”职业自我效能感。