反刻板印象信息對男護士接受程度的干預研究

宋靜靜,佐 斌,李 偉

(1.中國地質大學 應用心理研究所，湖北 武漢 430079；2.華中師范大學 心理學院，湖北 武漢 430079;3.河南農業大學 文法學院 ，河南 鄭州 450000)

大部分人都存在女生要比男生更適合從事護理工作的職業性別刻板印象[1-4]。這種職業刻板印象和偏見導致男生較少從事護理職業，從而出現男護士緊缺現象[5,6]。事實上，因為這種偏見，男生在護理專業學習中也面臨著種種困難和障礙，教授護理課程的教師多為女性，專業課程教材中的護士形象也多用女護士照片，男生在護理專業學習中缺乏可以模仿的角色模型，也缺少同性別同伴支持[7,8]。職業領域中的性別平衡是性別平等的體現，護理領域的性別平衡能夠加速團隊多樣性，提高團隊的創造性和工作效率[9]。因此探索降低人們對男護士的偏見，提高男護士接受程度和增加男性從事護理職業可能性的干預方法對護理職業和患者都具有重要的實際意義。

反性別刻板印象是指男性或女性在性別角色行為方面的表現與人們的性別刻板印象不相符，違背了人們對兩性角色的期望和要求[10]。人們對男護士就存在反性別刻板印象。大量研究指出反性別刻板印象對性別刻板印象和性別偏見具有干預作用[11,12]。在以往國內研究中，反刻板印象信息提供的方式主要有以下幾種：(1)提供一般性反刻板印象信息，如女生也可以數學很棒[13,14]；(2)提供反刻板榜樣，如女科學家等[14,15]；(3)讓被試進行反刻板想象[16]。研究結果發現反刻板榜樣能明顯減弱內隱性別刻板印象[15]，并提高女生的工作記憶和數學表現[14]，反刻板印象想象策略也能有效降低內隱性別刻板印象[16]。但是一般利用性別反刻板印象信息對刻板印象和偏見的干預效應卻存在矛盾的研究結果，有研究指出一般性反刻板印象信息能起到積極的干預作用[13]， 有研究卻發現這種一般性反刻板印象信息不能對女生產生積極效應，反倒給女生帶來威脅效應[14]。此外，國外研究者指出只提供性別刻板印象可能是不夠的，只有讓被試認可這些反刻板信息才能抑制刻板印象的自動激活[11]，從而降低偏見。基于上述內容，本研究將同時提供一般性反刻板印象信息和反刻板榜樣，并且引導被試認可這些信息促使反刻板信息對刻板印象和偏見的干預作用最大化。

除了上述實驗操作問題外，以往關于反刻板印象干預作用的研究還存在以下局限。首先，以往大部分研究以職業性別刻板印象和數學性別刻板印象為因變量，并沒有精細化到具體職業中，而細化到具體職業能夠提高研究的生態效度，增加其應用價值。其次，以往相關研究大多集中在刻板印象的內隱和外顯測量上，沒有將反刻板印象信息的干預作用推廣到行為層面。在護理職業性別刻板印象中，反刻板的干預作用包括降低大眾對男護士的偏見和提高對男護士的接受程度等，而接受程度又包括專業接受程度和生活接受程度兩個部分[17]。反刻板干預對男護士偏見的影響屬于認知層面的干預，而對男護士接受程度的影響屬于行為層面的干預。因此本研究假設提供反刻板印象信息(男護士)能夠降低年輕人對男護士的偏見，并提高其對男護士的接受程度。此外，態度影響行為[18]，人們對男護士的態度會影響他們對男護士的接受程度，因此我們推測反刻板印象信息能夠通過降低人們對男護士的消極態度進而提高對男護士的接受程度，即對男護士的偏見在反刻板印象信息與對男護士的接受程度之間起到了中介作用。

綜上所述，本研究主要探討兩個問題：一是在完善反刻板印象信息操作的基礎上，考察反刻板印象信息對男護士接受程度的直接效應；二是檢驗反刻板印象信息對男護士接受程度的間接效應，即男護士偏見在上述關系中是否具有中介作用。準確確定直接聯系是中介效應探索的基礎，而中介機制探索又是對直接聯系的深化。考慮到年輕人的性別、年齡、家庭社會經濟地位等人口學因素可能影響其男護士偏見和接受程度，因此本研究對這些變量進行了統計控制。

一、研究方法

1.被試

選取湖北某高校本科生作為調查對象，共有412名大學生參加并完成實驗，其中，男生95人(占比23.06%)，女生317人(占比76.94%)，被試平均年齡20.00歲(SD= 2.26)。所選被試父親有穩定工作者270人(占比65.55%)，母親有穩定工作者142人(占比34.45%)。被試父親和母親受教育水平參見表1。

表1 被試父母受教育程度

2.實驗程序

采用整群抽樣的辦法，每個班級被隨機分配到不同實驗條件下(實驗組與控制組)，在實驗開始時，向被試宣布將要進行一個簡單的調查實驗，要求被試按照自己的真實想法進行回答。在實施之前明確告知被試實驗程序，主試按標準程序施測，在主試的引導下被試完成所有測試。

實驗組的指導語( 有反刻板印象信息) 是：隨著我國改革開放的不斷深入進行，現代醫學模式的不斷轉變，越來越多的男性加入到護理隊伍。根據調查顯示，目前我國注冊男護士人數呈急劇增長的趨勢。他們在臨床護理工作中的作用日益顯著，社會對其需求也日趨增加。事實上在很多國家，男護士不再是少數群體。截至1996年，約旦的男護士注冊比例就高達注冊護士總數的25.0%；截至2003年,荷蘭的注冊男護士已達到注冊護士總數的23.0%；截至2008，年德國男護士占比達18.0%。

醫學界人士認為，在臨床上，男護士擁有女護士所不具備的諸多優勢。一是體力強壯、精力充沛。護士是一種勞動強度很大的職業，尤其是在危急重癥病人護理方面，男性一般比女性更能吃苦、更有體力。二是應急能力突出。當遇到緊急情況時，男護士往往臨危不亂，具有較強的理性判斷能力。三是男護士膽大細心、無微不至的照顧，能給病人安全感。四是符合男性病人的需求，尤其是在泌尿外科。五是男護士善于把握全局，統籌兼顧，適合從事護理管理崗位。事實證明，男護士同樣可以在護理事業有所建樹。2003年，四川的男護士巴桑鄧珠獲得了我國護士界最高榮譽——南丁格爾獎(第39屆)。

控制組的指導語(無反刻板印象信息)是提供字數相當的與醫療器材相關的材料，這樣做的目的是為了平衡實驗組和控制組的閱讀認知消耗。在實驗組和控制組的指導語后，讓被試回答兩個與材料相關問題(實驗組的兩個問題分別為：請簡單概括第一段內容講述了什么？根據第二段內容，男護士的優勢有哪些？)，這兩個問題一方面是為了檢驗被試是否認真閱讀了材料，另一方面通過回答問題使被試加深對閱讀信息的認可。最后被試依次完成男護士偏見調查表、男護士接受程度調查表和社會經濟地位調查表。

3.調查問卷

(1)男護士偏見問卷

采用態度溫度計(Attitude Thermometers)測量方法測量被試對男護士和女護士的態度[19]，要求被試對男護士和女護士的態度從0(非常不喜歡/評價很低)到100(非常喜歡/評價很高)進行打分。可以選擇0—100的任意數字表示自己的態度，如果被試給了一個分數范圍(如85～90)，對最小值和最大值求平均得到最終評價分數(如87.5)。為了反映被試對男護士的偏見，被試對女護士的態度減去對男護士的態度代表對男護士的偏見分數，得分越高，說明對男護士偏見越高。以往研究指出這種態度測量方法具有很好的重測效度[19]，并且跟其他包含多個題目的態度測量問卷得分存在高相關[20]，具有較高校標效度。

(2)男護士接受程度調查表

參考以往對男護士態度和接受程度測量的方法[17]，自編男護士接受程度調查表，該調查表一共15道題目，包括兩個維度：專業接受程度(例題：“如果我是病人，我更希望女護士給我抽血檢查”，此題為反向記分)和生活接受程度(例題：“如果你是女性，你會跟男護士結婚嗎？”)。采用5級評分，“1”表示“從不”或“完全不符合”，“5”表示“總是”或“非常符合”。反向記分題目經過反向處理后，計算各分維度所有項目的總分，分數越高表示相應的接受程度越高。本次測量中，兩個分問卷的Cronbach's α系數分別為0.87，0.83。

(3)社會經濟地位調查

具體包括父母受教育水平、父母職業、家庭經濟情況三個指標[21]。其中，父母受教育水平包括“沒上過學” “小學” “初中” “高中” “大學專科” “大學本科” “研究生”7類。父母職業包括“有穩定職業”和“沒有穩定職業”2類。家庭經濟情況分為家庭月收入“3 000元以下” “3 000元到6 000元” “6 000元到10 000元” “10 000元到20 000元” “20 000元以上”5類。社會經濟地位的合成方法是，將上述3個指標轉換為標準分，在此基礎上進行主成分分析，并根據公式計算得到合成分數[21]，分數越高表示家庭社會經濟地位越高。

4.數據處理

采用SPSS 19.0進行數據處理。具體分析思路如下：(1)對各變量進行描述性統計和相關分析；(2)采用回歸分析檢驗反刻板印象信息與對男護士接受程度的直接聯系，以及男護士的偏見在其中的中介作用。需要說明的是，由于本研究數據缺失比例小于1%，因此采用均值替代法對缺失數據進行處理[22]164-189。另外，本文回歸系數顯著性檢驗采用了Bootstrap方法(重復抽樣1 000次)。該方法在數據不服從正態分布的情況下可以獲得參數估計的穩健標準誤，從而提高統計檢驗的準確性和功效[23]。

二、研究結果

1.描述統計和相關分析

表2列出了各變量的平均數、標準差和皮爾遜積差相關矩陣。相關分析表明反刻板印象信息的提供與男護士的偏見呈顯著負相關，與對男護士的生活接受程度呈正相關，邊緣顯著。說明提供反刻板印象信息后，大學生對男護士的偏見降低，生活接受程度提高。

表2 描述性統計與相關分析(N)

注：N= 412； a表示反刻板印象信息為虛擬變量，控制組用0表示，反刻板印象信息用1表示，均值表示反刻板印象信息所占比例；?表示p< 0.1， * 表示p< 0.05， **表示p<0 .01， ***表示p< 0.001， 下同

2.反刻板印象信息對男護士偏見和接受程度的影響

為了檢驗反刻板印象信息對年輕人關于男護士接受程度的直接效應與間接效應，本研究將反刻板印象信息變量進行虛擬化納入回歸方程。對男護士接受程度分為生活接受程度和專業接受程度兩個維度，本研究將此作為兩個獨立的因變量分別進行回歸分析。

首先，在男護士生活接受程度上的中介模型中，方程1：檢驗自變量對因變量的預測作用。回歸分析表明，總回歸方程顯著，F(4, 407) = 6.19,p< 0.001，所有預測變量對男護士生活接受程度的聯合解釋力(R2)為0.06。如表3所示，在控制了性別、年齡、社會經濟地位等無關變量后，反刻板印象信息對年輕人的男護士生活接受程度具有顯著的正向預測作用(β= 0.10,p<0.05)。方程2：檢驗自變量對中介變量的預測作用。回歸分析表明，總回歸方程顯著，F(4, 407) = 5.53,p< 0.001，所有預測變量對男護士偏見的聯合解釋力(R2)為0.05。如表2所示，在控制了性別、年齡、社會經濟地位等無關變量后，反刻板印象信息對男護士偏見具有顯著的負向預測作用(β= -0.21,p< 0.001)。方程3：檢驗自變量和中介變量對因變量的預測作用。回歸分析表明，總回歸方程顯著，F(5, 406) =17.91,p< 0.001，所有預測變量對男護士生活接受程度的聯合解釋力(R2)為0.18。如表2所示，在控制了性別、年齡、社會經濟地位等無關變量后，發現男護士偏見對男護士生活接受程度具有顯著的負向預測作用(β= -0.36,p<0.001)。此外，反刻板印象信息對男護士生活接受程度的預測作用不顯著(β= 0.02,p= 0.65)。因此男護士偏見在反刻板印象信息和男護士生活接受程度的關系中起到了完全中介作用。

表3 反刻板印象信息對男護士生活接受程度的中介效應檢驗

注：未標準化回歸系數(B)及其標準誤采用Bootstrap方法得到

其次，在男護士專業接受程度的中介模型中，方程1：檢驗自變量對因變量的預測作用。回歸分析表明，總回歸方程不顯著，F(4, 407) = 0.24,p= 0.92，所有預測變量對男護士專業接受程度的聯合解釋力(R2)僅為0.002。在控制了性別、年齡、社會經濟地位等無關變量后，反刻板印象信息對男護士專業接受程度沒有顯著的預測作用(β= -0.01,p= 0.87)。因此沒有必要進行中介作用分析。

三、討論

1.反刻板印象信息對年輕人的男護士接受程度的影響

本研究采用實驗法，在完善反刻板印象信息操作的基礎上，考察了反刻板印象信息對男護士態度和接受程度的影響。結果發現反刻板印象信息能夠降低年輕人對男護士的偏見，這與以往反刻板印象的研究一致，并且本研究將反刻板印象的干預效應擴展到男護士領域中。這種有效的干預作用可能存在以下幾種機制。首先，反刻板印象信息的提供促使觀察者把更多的注意力分配給不一致信息，削弱了刻板印象效應的自動激活，啟動了更多的控制性加工[24]，即在接受反刻板印象信息以后，被試不再會自動激活其性別職業刻板印象去評價男護士，而會根據現有知識有意識地、全面地、理性地去評價男護士，因此反刻板印象信息的提供能夠有效降低對男護士的偏見。其次，社會角色理論認為，性別刻板印象的習得和保持是通過觀察男性和女性占據不同的社會角色形成的，反刻板角色的提供可能會導致被試的職業性別刻板印象發生改變[25]，因此降低了對男護士的偏見認識。再次，從認知聯結的角度看，反刻板印象信息的提供，實際上形成了男性與女性職業(護士)的新聯結，并且減弱了女性與女性職業的固有聯結，這會降低職業性別刻板印象，讓被試做出公正的判斷[26]。

本研究發現反刻板印象信息不僅能降低年輕人對男護士的偏見，也能提高對男護士的生活接受程度。這說明反刻板印象信息不僅減弱了人們對男護士的偏見認識，提高了對男護士的積極態度和認知評價，也能在行為層面上增加人們對男護士的生活接受程度，使得大眾認可男護士的職業發展路線，并且愿意自己的男性家人和朋友從事護理工作。本研究將反刻板印象的干預效應從認識層面擴展到行為層面，增加了反刻板印象干預的生態效度和實踐意義。此外，男護士偏見在反刻板印象信息和男護士生活接受程度的關系中起到中介作用,反刻板印象通過降低人們對男護士的偏見提高對男護士的生活接受程度。這解釋了反刻板印象信息對行為影響的干預效應和干預機制。

同時，本研究發現反刻板印象信息盡管能夠降低年輕人對男護士的偏見，并提高對男護士的生活接受程度，但是對男護士專業接受程度卻沒有干預效果。這可能是因為本研究的被試大部分為女青年(占比76.94%)，即便反刻板印象信息降低了被試對男護士的偏見，認為男護士專業能力更強、更優秀，但是出于異性身體接觸等原因考慮，女病人都不太愿意讓男護士為自己提供護理服務。雖然反刻板印象信息導致被試對男護士的專業偏見降低，認為男生從事護士工作是可以接受的事情，愿意自己的男性家人或者朋友從事該職業，但是患者可能依然存在女性在進行護理時更溫柔、患者疼痛感較低的性別刻板印象，因此對男護士的專業接受程度仍然不高。態度改變是行為改變的必要前提，改變人們對男護士的偏見是改變人們對男護士的行為(接受程度)的必要步驟，但是從態度的轉變到行為層面的改變還要經歷一個復雜的過程。因此尋找提高人們對男護士專業接受程度的有效辦法仍需要大量的實證研究進行探討。

2.結論

通過以上分析，本研究認為：(1)反刻板印象信息能夠降低年輕人人對男護士的偏見，進而提高對男護士的生活接受程度；(2)反刻板印象信息對男護士專業接受程度沒有顯著的干預效果；(3)反刻板印象信息在改善人們對男護士的態度，增加對男護士的生活接受程度方面具有一定的干預效果。

3.實踐意義

提供反刻板印象信息是降低人們對男護士偏見、提高男護士生活接受程度的有效措施。雖然很多醫院已經認識到護理行業中平衡性別比例的重要性，但目前我國醫院的護理職工絕大部分仍然是女性，男護士少之又少。這是因為,在中國文化背景下，年輕人并不接受男生從事護理工作。反刻板印象信息的有效干預作用提示我們可以采取以下具體措施以提高男護士接受程度：(1)醫院明確樹立男護士形象。目前在國內某些醫院，男護士穿著與醫生相同的工作服，病人和患者家屬難以識別。因此確立鮮明的男護士形象本身就是一種反刻板印象信息，能夠幫助大眾認識和了解男護士的存在，并提高人們對男護士的接受程度。(2)在護理專業招生過程中，應擴大男生招生比例，使得男護士在專業學習中可以獲得更多的同伴支持和認可。此外，護理相關專業教材應該調整只關注女護士的教學內容，為男生學習護理提供公平自由的空間。(3)在年輕人社會教育中應該避免貼標簽現象，降低大眾的職業性別刻板印象，減少對男護士的偏見。

4.展望

未來的研究可以在以下幾個方面加以完善。首先，反刻板印象對個體的影響可能存在復雜的中介作用機制，未來的研究需要進一步探索其他重要的個體變量(個人特質和情緒等)和環境變量(情境)的多重中介作用。其次，本研究沒有很好地做到被試的性別平衡，被試以女生居多，這樣的被試構成可能會影響研究結果。再次，在本研究中，反刻板印象信息的提供對年輕人的男護士接受程度的影響是短時效應，是否存在穩定的長時效應需要在未來研究中進一步探討。此外，本研究以普通本科大學生為被試，他們大部分沒有親身經歷護理接觸經驗，對護士的評價是通過想象預判的，可能并不是真實的態度。因此對真實的患者及其家屬的調查更能夠反映出反刻板印象信息干預作用的有效性。最后，必須認識到反刻板印象信息的干預效果是有限的，本研究僅發現反刻板印象信息對男護士偏見和生活接受程度的有效干預作用，但是對男護士的專業接受程度卻沒有干預作用，這個結果提示我們仍需要在未來研究中努力尋找更加有效和全面的干預方法。

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