性別刻板印象威脅效應：可重復性問題與展望*

王 禎 管 健

（南開大學周恩來政府管理學院社會心理學系，天津 300071）

1 引 言

刻板印象威脅效應（stereotype threat），即在對個體所屬群體持消極刻板印象的情境中，個體擔心自己會因該刻板印象而被消極評價或對待，進而在心理和行為上受損的一種現象（Spencer et al.，2016）。自Steele 和Aronson（1995）提出該效應至今，刻板印象威脅已得到大量探討：在研究主題上，從最初的種族刻板印象威脅，拓展到了性別刻板印象威脅（王禎，2021）和年齡刻板印象威脅（潘文靜等，2018）等方面；在研究領域上，從最初的學業測試，拓展到了空間能力（Lin et al.，2021）、體育運動（Mousavi et al.，2021）和群際關系（Febriani& Sanitioso，2021）等方面；在研究方法上，從最初的行為實驗，上升到了神經生理學實驗（Derks et al.，2008）等方面。雖然刻板印象威脅效應在不同學科、不同領域和不同方向上都得到了大量研究的支持，尤其是性別刻板印象威脅效應（Spencer et al.，1999），但近年來也有越來越多的研究者對該效應的可重復性提出了質疑（Chaffee etal.，2020；Flore et al.，2018）。比如Ganley 等人（2013）通過931 個樣本考察了性別刻板印象威脅對女孩數學成績的影響，結果發現性別刻板印象威脅的主效應及其與性別的交互效應均不顯著，也就是說無證據表明存在性別刻板印象威脅效應。一系列元分析研究也發現相比于種族刻板印象威脅和年齡刻板印象威脅等其他領域，性別刻板印象威脅效應存在較大的異質性（表1）。這就意味著性別刻板印象威脅效應在以往研究中可能被夸大，甚至存在可重復性問題。

表1 性別刻板印象威脅的元分析

然而，當前仍有眾多研究“毫無保留”地將性別刻板印象威脅作為男女在多個領域上存在性別差異的重要因素（宋淑娟等，2022；王禎，2021；張慧等，2020；Picho-Kiroga et al.，2021；Spencer et al.，2016），這可能會阻礙性別刻板印象威脅等相關領域的探索和進步。基于此，本研究擬對性別刻板印象威脅效應的可重復性問題的具體表現、可能原因和未來方向進行綜述。一方面希望通過本次論述能引起相關領域研究者對性別刻板印象威脅效應的可重復性問題的關注，啟發未來研究；另一方面也希望能讓研究者、教育者和大眾勿過度放大性別刻板印象威脅的作用，避免陷入“該效應能充分解釋男女在多個領域上存在性別差異”的思維桎梏。

2 性別刻板印象威脅效應的可重復性問題的表現

2.1 無性別刻板印象威脅效應

性別刻板印象威脅效應的可重復性問題的常見表現是研究者在實驗中對性別刻板印象威脅進行操作后，發現無證據表明存在性別刻板印象威脅效應，甚至是有證據表明無性別刻板印象威脅效應［有關無證據表明有效應（absence of evidence）與有證據表明無效應（evidence of absence）這兩者的區別，具體可參考胡傳鵬等人（2018）和許岳培等人（2022）的研究］。這種可重復性問題現象目前已在美國（Ganley et al.，2013）、英國（Pennington et al.，2019）、德國（Wille et al.，2018）、意大利（Agnoli et al.，2021）、荷蘭（Flore et al.，2018）、烏干達（Picho & Schmader，2018）和中國（Wang et al.，2022）等國家的研究中得以顯見。根據研究對象的不同，無性別刻板印象威脅效應可分為無理科性別刻板印象威脅效應和無語言性別刻板印象威脅效應。

無理科性別刻板印象威脅效應指激活了女性的理科性別刻板印象后，并未使其在理科測試任務上的表現受損（Agnoli et al.，2021；Flore et al.，2018；Ganley et al.，2013）。比如Flore 等人（2018）將2064 名高中生隨機分到刻板印象威脅組或消除刻板印象威脅組后，要求其完成數學測試。結果顯示，無證據表明刻板印象威脅操作會導致女孩的數學表現下降；進一步貝葉斯因子分析顯示，有極強證據支持無性別刻板印象威脅效應的零假設。此外，還有一些研究者通過化學和生物等其他理科測試為實驗任務，結果也發現無證據表明存在性別刻板印象威脅效應（Sunny et al.，2017；Taasoobshirazi et al.，2019）。而無語言性別刻板印象威脅效應指激活了男性的語言性別刻板印象后，并未使其在語言和閱讀測試任務上的表現受損（Hausmann et al.，2009）。比如Wulandari 和Hendrawan（2021）在研究中將被試隨機分到不同性別刻板印象啟動組后，要求其完成不同難度的字母流暢測試。結果顯示，無論任務難度和性別刻板印象威脅的啟動方式如何，男性的表現都不受性別刻板印象威脅的影響。也就是說，無證據表明存在性別刻板印象威脅效應。貝葉斯因子分析支持了零假設，即有證據表明無性別刻板印象威脅效應（Chaffee et al.，2020）。

2.2 反性別刻板印象威脅效應

性別刻板印象威脅的可重復性問題的另一種不常見表現是研究者在實驗中對性別刻板印象威脅進行操作后，出現了與該效應相反的一種性別刻板印象威脅效應，也即刻板印象阻抗效應（stereotype reactance）。根據Brehm（1966）提出的心理阻抗理論（psychological reactance theory），當個體感到其自由受到威脅時會比未受威脅時更主張自己的自由。在此基礎上，Kray 等人（2001）提出了刻板印象阻抗的概念，即當個體受到刻板印象威脅后會認為自己的表現受限，進而表現出與刻板印象威脅效應相反的行為傾向，即表現上升（為了與無刻板印象威脅效應相對應，后文將刻板印象阻抗效應稱為反刻板印象威脅效應）。根據研究對象的不同，反性別刻板印象威脅效應可分為女性反性別刻板印象威脅效應和男性反性別刻板印象威脅效應。

當前研究者已在諸多有利于男性的性別刻板印象領域中發現了女性反性別刻板印象威脅效應。比如（1） 學業測試上，Pavawalla 等人（2013）發現性別刻板印象威脅組中女性的數學表現反而比控制組中女性的數學表現更好。（2）談判能力上，Kray等人（2001）發現性別刻板印象威脅組中女性的談判表現顯著提高，甚至高于男性。（3）領導能力上，Hoyt 和Blascovich（2007）發現，性別刻板印象威脅組中具有高自我效能的女性報告其在領導任務上具有更高水平的表現。（4）運動能力上，Deshayes 等人（2019）發現女性在面對消極性別刻板印象時的運動成績竟有顯著提高，該現象在后續其他疲勞運動任務中也得到了證明（Deshayes et al.，2020）。相比于女性反性別刻板印象威脅效應，男性反性別刻板印象威脅效應的研究鮮少，且主要集中在言語流暢性任務上。比如Hirnstein 等人（2012）將被試分為性別刻板印象威脅組或控制組，然后讓其完成語言流暢測試。結果發現，性別刻板印象威脅組中男性和女性的任務表現顯著高于控制組，這表明男性出現了反性別刻板印象威脅效應，該現象在后續Hausmann（2014）的研究中得以證明。

3 性別刻板印象威脅效應的可重復性問題的原因

3.1 調節變量存在爭議

不同研究中性別刻板印象威脅操作后的結果不一，表明可能存在調節效應（Nguyen&Ryan，2008）。因此，調節變量可能是影響性別刻板印象是否存在威脅效應的關鍵，尤其體現在刻板印象意識、領域認同和任務難度這三個變量上（Steele，1997）。一些研究者認為當個體存在刻板印象意識、具有高領域認同且實驗任務具有挑戰性時才能引發刻板印象威脅效應（Flore & Wicherts，2015；Keller，2007；Picho&Schmader，2018；Steele，1997），但另一些研究者對此卻存有爭議。比如Schmader 等人（2004）認為即使個體存在性別刻板印象意識，但其本身若不相信該刻板印象，則不會出現性別刻板印象威脅操作后應有的消極效應；Chaffee 等人（2020）在研究中即使只選取了中到高領域認同的被試，也未能發現性別刻板印象威脅效應；Wulandari 和Hendrawan（2021）雖然設置了簡單、中等和困難這三種不同難度的實驗任務，卻均未發現性別刻板印象威脅對個體的消極影響。此外，諸如性別刻板印象威脅的啟動類型和性別認同等其他調節變量，研究者也存在較大的爭議（Kiefer & Sekaquaptewa，2007；Kray et al.，2001；Schmader，2002；Shewach et al.，2019；Sunny et al.，2017；Wulandari& Hendrawan，2021）。總的來說，可能由于當前研究者尚未完全理清對性別刻板印象威脅效應起關鍵作用的調節變量，才導致其存在可重復性問題。

3.2 被試年齡選取不一

相比于早期以大學生為被試發現性別刻板印象威脅效應的研究（Spencer et al.，1999），近年來該效應的可重復性問題主要集中在以兒童為被試的研究中（Agnoli et al.，2021；Flore et al.，2018；Ganley et al.，2013；Picho& Schmader，2018；Wille et al.，2018）。比如在Agnoli 等人（2021）以意大利初中生和高中生為被試的研究中，未發現性別刻板印象威脅對女孩數學成績的影響。這就意味著可能是因為被試的年齡選取不一，相比于大學生等成人被試，某些年齡段的兒童本就不受性別刻板印象威脅的影響（王禎，2021），因此未能表現出該效應。對于性別刻板印象威脅的產生條件，不同年齡段兒童的發展情況存在差異。比如有研究認為性別刻板印象意識作為性別刻板印象威脅產生的先決條件（Galdi et al.，2014），在兒童9 到10 歲時才可能發展到與成人相似，但這時仍具有明顯的性別內群體偏好（Passolunghi et al.，2014）。因此，這時的兒童可能仍不會表現出性別刻板印象威脅效應。未來可以就不同年齡段的被試進行大樣本重復研究，以驗證性別刻板印象威脅效應的可重復性問題是否真與被試的年齡選取有關。

3.3 相關知識得以傳播

一項正在進行的橫斷歷史元分析認為近年來性別刻板印象威脅效應難以重復可能存在兩種原因：一種是支持性別刻板印象威脅效應的證據在最開始就較為微弱；另一種則是一些因素隨著時間的推移而發生了變化，使得對其重復變得尤為困難（Lewis&Michalak，2019）。比如隨著心理學在各高校的普及，刻板印象等相關知識可能得以傳播，而干預性別刻板印象威脅對女性產生消極影響的最簡單方式則是向女性傳播有關刻板印象的相關知識（Johns et al.，2005）。因此，這可能導致近年來研究者越來越難以重復出性別刻板印象威脅效應。此外，隨著刻板印象知識的傳播和社會規范的不斷進步，當前人們所持性別刻板印象的程度與早些年相比有明顯下降（Charlesworth et al.，2022；Charlesworth et al.，2021；Eagly et al.，2020），這也可能導致當前研究難以發現性別刻板印象威脅效應。未來研究可以招募較少與較多知曉刻板印象相關知識的個體為被試，通過對比研究，進一步驗證刻板印象相關知識的傳播是否是引發性別刻板印象威脅效應存在可重復性問題的原因之一。

3.4 其他原因

此外，還可能存在以下三個因素導致性別刻板印象威脅效應難以重復。（1）發表偏倚（publication bias），指零結果的研究通常不會被寫出來發表或被接收發表（Begg，1994）。近年來，多處證據表明性別刻板印象威脅領域可能存在發表偏倚的現象（Ganley et al.，2013；Warne，2022）。比如Flore 和Wicherts（2015）在元分析中考慮到納入的大部分研究都是已發表出來的，這可能受發表偏倚的影響，因此使用漏斗圖不對稱性（funnel plot asymmetry）予以糾正。結果顯示，修正后的預估性別刻板印象威脅效應量從原來的0.22 銳減到0.07。此外，還有研究對Nguyen 和Ryan（2008）的元分析進行重復元分析時發現，運用四種統計方法對可能存在的發表偏倚進行調整后得到了不同的刻板印象威脅估計效應量（Ryan&Nguyen，2017；Zigerell，2017）。這些研究一方面揭示了有關性別刻板印象威脅效應的大量證據可能建立在某些不穩定的基礎上，因此當研究者對該因素進行“統計調整（statistically adjust）”后威脅效應才出現；另一方面也表明以往有關性別刻板印象威脅的研究可能存在發表偏倚。（2）有研究指出當前部分性別刻板印象威脅的研究以數學測試為協變量，但這種協變量分析方法與其假設（協變量需獨立于實驗效應）相反（Agnoli et al.，2021；Picho-Kiroga et al.，2021；Wicherts，2005）。Flore 等人（2018）為避免協變量的使用，通過多水平統計分析（a multilevel statistical analysis）處理數據，結果發現無性別刻板印象威脅效應。這是否意味著統計方法的選擇也可能是導致該效應有無的原因？未來心理統計領域的研究者可以就這一點進行深入探討。（3）最后，還有一個值得思考的影響因素——理論誤定（theory misspecification），即理論被錯誤地設定。研究指出可重復性問題可能是因為理論與其實證檢驗之間的邏輯關系較弱（Oberauer & Lewandowsky，2019）。比如眾多性別刻板印象威脅的研究并未始終如一地將其研究設計（如樣本選擇、分析方法）與刻板印象威脅理論的關鍵原則保持一致，這可能導致刻板印象威脅理論在實證研究中被誤定，進而使后續重復研究出現較大的異質性（Picho-Kiroga et al.，2021）。這提醒研究者在進行性別刻板印象威脅的實證研究時應注意其理論的適用性，避免理論誤定。

4 未來展望

刻板印象威脅理論提出至今，贊同者對其青睞有加，將其廣泛應用于多個領域（Lewis&Sekaquaptewa，2016）；而質疑者卻通過各種實證研究和元分析，“揭露”其局限性（Shewach et al.，2019），甚至是誤定性（Picho-Kiroga et al.，2021；Warne，2022）。基于此，本研究從性別刻板印象威脅的視角出發，對該領域近年來存在的可重復性問題進行了詳實的綜述。面對理論與實證之間的鴻溝，一方面未來研究可重點關注以下幾個方面，或有助于打開性別刻板印象威脅效應研究的新局面；另一方面也希望借助性別刻板印象威脅領域的可重復性問題，引發未來研究者對民族和年齡等其他刻板印象威脅領域的可重復問題的關注，共同助力刻板印象威脅理論的“更新迭代”。

4.1 細化調節變量

對調節變量的爭議可能是導致性別刻板印象威脅效應產生可重復性問題的重要因素，因此未來研究者可細化調節變量。以往眾多研究對調節變量的劃分過于粗糙，這可能導致研究者在實驗中不經意丟失一些重要信息（Nguyen & Ryan，2008）。以性別刻板印象威脅的啟動方式為例，多數研究普遍只將其分為了明顯啟動和微妙啟動兩種（Flore & Wicherts，2015；Sunny et al.，2017）。因此，研究者可進一步細化性別刻板印象威脅的啟動方式，比如參照Likert 6點計分方式（1=非常微妙啟動，6=非常明顯啟動）。據此邏輯，未來研究還可以對刻板印象意識、領域認同和任務難度等其他調節變量進一步細化，以“譜系”的方式考察其對性別刻板印象威脅的調節作用，助力研究者更為精準地掌握該效應的邊界條件。此外，未來研究也需要積極探究其他可能影響性別刻板印象威脅效應的調節變量。比如Agnoli 等人（2021）未能發現性別刻板印象威脅效應，可能是因為其實驗是在教室中完成。相比陌生的實驗室環境，被試對教室環境更為熟悉；教室與學科之間的聯結也可能更易讓被試在進行測試任務時成功提取出相關的學科知識，進而導致性別刻板印象威脅失效。因此，實驗環境可能是影響性別刻板印象威脅效應的重要調節變量。

4.2 開展重復研究

隨著性別刻板印象威脅的實驗研究頻頻出現零結果，研究者認為重復研究可作為考察性別刻板印象威脅效應是否具有可信度的最佳手段（Flore et al.，2018；Pennington et al.，2019）。鑒于當前與之相關的重復研究甚少，且主要集中在西方國家，因此需要有更多來自其他國家和地區的研究者對此進行重復研究。具體需要注意以下幾點：（1）考慮到可重復性問題可能是受重復研究時所使用的研究方法或重復目標的不同所致（Anderson & Maxwell，2016；Gilbert et al.，2016），因此未來研究者在進行性別刻板印象威脅的重復研究時，首先要保證自己的研究同被重復對象具有同樣的目標方法。（2）在以往有關性別刻板印象威脅的研究中，小樣本研究往往呈現更大的性別刻板印象威脅效應，而大樣本研究卻多表現出較小的效應（Flore & Wicherts，2015），這提醒未來研究者應盡可能將重復研究建立在大樣本的基礎上以保證研究的準確性。（3）盡可能克服上述令性別刻板印象威脅效應難以重復的因素，如樣本的選擇上應具有刻板印象意識、認同刻板印象領域和其所屬的社會群體；任務的選擇上應為中到高的難度；以及統計功效設置為0.8 及以上等（Picho-Kiroga et al.，2021；Warne，2022）。但如前所述，隨著時間的推移，性別刻板印象威脅效應產生的某些必要條件可能已發生變化，多數高校對刻板印象相關知識的普及可能令該效應難以重復。因此，一種可能的處理方式是研究者通過排除大量不符合條件的被試以達到研究的篩選標準；另一種較為可行的處理方式是通過諸如潛在剖面分析（latent profile analysis）等統計技術將被試分為不同程度的性別刻板印象威脅易感性組（Picho-Kiroga et al.，2021），然后進行比較研究。此外，研究者還可以嘗試通過長時間的縱向追蹤研究來考察在時間的推移下，性別刻板印象威脅效應是否存在動態變化的情況。（4）規范重復研究的相關程序，比如采用預注冊以避免一些方法學的問題；采用先驗功效分析以避免低功效研究增加結果的假陽性比例（Button & Munafò，2017）；重視發表偏倚，防止為追求顯著性而催生p 值操作等學術不端行為（胡傳鵬等，2016）。（5）還有一點值得注意的是，雖然一系列元分析揭示了性別刻板印象威脅效應存在較大的異質性，但相關結論卻大相徑庭。這可能與元分析研究的文獻納入標準、檢索過程和研究篩選等方法的不同所致，這提醒未來研究者在從事元分析時應盡可能根據國際標準進行規范報告（劉宇等，2021）。總而言之，未來在進行重復研究時要盡可能通過種種措施保證實驗的科學性和嚴謹性。

4.3 選擇統計方法

同其他領域的心理學研究類似，性別刻板印象威脅的研究主要采用傳統的零假設顯著性檢驗（null hypothesis significance test，NHST），即一種在通過p 值是否小于0.05 來判斷是否拒絕零假設（H0）和接受備擇假設（H1）的統計方法（胡傳鵬等，2018）。這種方法的統計原理雖然相對簡單，但以p 值是否小于0.05 作為統計顯著性的二分思維方式可能會導致發表偏倚，同時隨著抽樣的不斷變化，p 值也會出現不穩定的情況（胡傳鵬等，2016）。更為重要的是，NHST 難以評估零效應（許岳培等，2022）。比如對于以往未能發現性別刻板印象威脅效應的研究（Agnoli et al.，2021；Ganley et al.，2013；Picho & Schmader，2018），究竟是由于統計效力較低等原因導致未能檢測到該效應，還是根據現有數據結果已然能表明該效應本就不存在？這些問題難以通過NHST 得到解決。因此，未來研究者可以嘗試其他統計方法來考察性別刻板印象威脅效應。比如貝葉斯因子，該方法在假設檢驗中表示當前數據對零假設與備擇假設支持的強度之間的比率。相比于NHST，貝葉斯因子雖然統計原理較為復雜，但能量化地反映當前數據對各個假設支持的程度（胡傳鵬等，2018）。因此，能較好地彌補NHST不能評估零效應的不足。比如，近年來越來越多的研究者通過貝葉斯因子分析為無性別刻板印象威脅效應的零假設提供了強有力的證據（Chaffee et al.，2020；Flore et al.，2018；Pennington et al.，2019）。此外，對性別刻板印象威脅的零效應評估，還可以考慮等價檢驗和貝葉斯估計等統計方法（許岳培等，2022）。未來研究甚至還可以嘗試將不同統計方法結合起來考察性別刻板印象威脅效應，為該效應的有無、強弱提供更有力的證據（Inglis&O’Hagan，2022）。

4.4 聚焦文化差異

當前有關性別刻板印象威脅的研究主要集中在諸如美國、意大利、法國和德國等西方國家（Flore & Wicherts，2015），其他國家的相關研究鮮少。這可能導致該領域的研究出現WEIRD 現象，即大部分研究源自西方的（western）、受教育的（educated）、工業化的（industrialized）、富有的（rich）和民主的（democratic） 社會（Henrich et al.，2010）。而性別刻板印象威脅深受社會文化的影響，雖然具有一定的跨文化一致性，但也存在一些文化差異（王禎，2021）。因此，未來需要有更多來自不同文化、不同國家和不同地域的研究者對性別刻板印象威脅進行探討，將文化差異作為一個影響該效應的重要因素納入研究中。以中國文化為例，從古至今，儒家、道家和佛家的思想對于中國人的認知、情感、意識和行為的塑造具有重要影響。因此，當中國人身處性別刻板印象威脅這樣的“情境困境”時，中國的文化信念可能在其中起著極為重要的作用。以道家思想為例，《老子》曰：“禍兮福之所倚，福兮禍之所伏。”強調了每件事物都存在相互排斥、相互矛盾和相互斗爭的兩面，并且這兩面能在生生不息的循環中相互轉化。受該思想的影響，中國人傾向于比西方人更相信軟弱能轉化為強大，壞事能轉化為好事（Ji et al.，2001）。比如新近研究發現中國人比西方人在面對諸如COVID-19等苦難時，能建構更多的積極成分（Ji et al.，2021）。據此，中國人在面對性別刻板印象威脅這樣的“情境困境”時，可能傾向于看到該“威脅”的另一積極面（如中國人常說“壓力就是動力”），將“威脅”轉化為“非威脅”，進而在測試任務上表現出無性別刻板印象威脅效應，甚至是反性別刻板印象威脅效應。鑒于當前鮮有研究從實證的角度去考察文化在性別刻板印象威脅中的作用，未來研究可將其作為重點納入探討范圍。

4.5 探索其他變量

性別刻板印象威脅效應的提出，最初是為了解釋男女在數學領域上存在差異的原因（Spencer et al.，1999），后來被用于眾多領域上存在男女差異的主要影響因素。但眾多領域上的性別差異不能僅由單一的性別刻板印象威脅來解釋（Hirnstein et al.，2012；Nguyen&Ryan，2008），也需要關注到其他變量的影響。比如男女在動機上的差異、策略使用上的差異、家長和教師在注意及鼓勵上的差異，以及自我效能上的差異等（Sunny et al.，2017；Taasoobshirazi et al.，2019）。以數學上的性別差異為例，已有部分研究表明數學焦慮、數學興趣和空間能力等因素都與數學表現及其相關的職業選擇有關（Ceci&Williams，2010）。因此，未來研究應努力探索其他可能影響男女在眾多領域上出現性別差異的因素，避免夸大性別刻板印象威脅在其中的作用，甚至將其干預措施作為減少或消除這些性別差異的唯一“靈丹妙藥”。值得注意的是，本文雖然呼吁積極探索其他變量，但并不是讓研究者停止對性別刻板印象威脅效應的探討；相反，仍要繼續對其進行深入考察，尤其是心理機制方面的研究。因為性別刻板印象威脅效應本是一個尤為復雜的心理現象，由于當前研究者、教育者和大眾對其理解都過于簡化，才導致對性別刻板印象威脅效應的理解出現偏差。