高二学生的理科态度及性别刻板印象对文理分科的影响

柳铭心??张兴利

〔摘要〕目的：考察理科态度、内隐学科情感体验及内隐性别学科刻板印象这三个变量能否对学生的学科进行有效区分。方法：采用内隐学科情感体验、内隐性别刻板印象和理科态度问卷相结合的方法，以高二年级105名文科生和108名理科生作为被试。结果：文科的女生比理科的女生有着更强的“男生—理科/女生—文科”刻板印象（t=3.94，p<0.001），理科的男生比文科的男生更刻板（t=-3.49，p<0.001）；女生比男生的内隐理科情感体验更消极，内隐文科情感体验更积极（t=5.69，p<0.001），理科生比文科生的内隐理科情感体验更积极，内隐文科情感体验更消极（t=9.92，p<0.001）；在对理科科目的态度上，理科生比文科生更积极（p<0.001）；这三个变量能有效区分文理科学生，对文科生分类的准确率达到87.3%，对理科生分类的准确率达到86.8%。结论：内隐学科情感体验、理科态度及内隐性别刻板印象可以作为高中生选择文理科的有效参考，通过提高理科态度，降低刻板印象，可以在一定程度上改善文理科男女失衡的现象。

〔关键词〕 理科态度；性别刻板印象；文理科；内隐联想测验

〔中图分类号〕G44 〔文献标识码〕A 〔文章编号〕1671-2684（2015）10-0004-06

一、引言

刻板印象是人们对复杂现象的简化和概括化结构，性别刻板印象作为人们对男性和女性在典型特征和行为上的差异的看法，常常会影响个体的态度和行为，这种影响常常是消极的[1，2]；学科—性别刻板印象就是这样[3]，它会减弱女生的成就动机，使她们对某些学科的兴趣下降，进而阻碍女生在科学上的发展[4，5]。在科学的历史上，科学与男性的联系处处可见[6，7]。研究发现，学龄的男孩和女孩普遍认为科学是一个属于男性的领域，并且男孩常常比女孩更加刻板[8-13]。对男性和女性性别角色的感知是影响个体作出职业选择的重要因素之一[14，15]，即刻板的性别认知会对相应的学业和职业选择产生影响。

Gardner[16]曾提出，性别可能是与科学态度有关的最重要的变量。研究表明，积极的与科学有关的态度是科学兴趣和科学课程选择的预测指标[17-19]。Farenga和Joyce[20]的研究也发现，与科学有关的态度和科学课程的计划选择数量有着显著的关系，与科学有关的态度是女生选择科学课程意向的重要预测指标，女生对科学的积极情感和感知会转化成对科学课程的强烈兴趣，而对男生来说，与科学有关的态度并不能预测他们对科学课程的选择。Handley和Morse[21]认为女性对科学的态度与男性主导科学领域的性别角色感知和信念有关系，Sumrall[22]的研究也表明女生接受“科学家主要是男性”的看法。13岁和17岁的女生认为科学使她们感到“乏味、愚笨”，不能体验到“好奇”“自信”和“成功”[23]，她们感到科学职业的工作量太大，没有太多乐趣。Greenfield[12]的研究也发现，到了高中阶段，男生比女生更喜欢科学及科学课程。男生对科学的态度比女生更积极；更多的女生报告科学很难理解，而更多的男生报告科学是具有挑战性的，是危险的，因此更适合男生[19，24]。可见，与科学有关的情感体验，在科学态度中起着很重要的作用[25]。

当前研究旨在探讨高二文科和理科学生的内隐学科性别刻板印象、在文科和理科中的不同情感体验以及理科态度三者之间的关系，并进一步考察三者对分科的影响。

二、对象与方法

（一）被试

220名太原市中学高二学生参与了研究，其中文科生105人（女生84人，男生21人），理科108人（女生49人，男生59人），文科女生占女生总数的64%，理科男生占男生总数的67%。根据Greenwald·Nosek和Banaji[26]提出的算法，剔除无效被试，得到有效被试208名。

（二）实验材料

1.内隐联想测验

内隐联想测验（IAT）是社会认知领域普遍使用的方法。IAT包含靶词和属性词，在内隐刻板印象中，靶词包括文科词（语文、政治、英语、音乐、历史）和理科词（物理、化学、计算机、几何、数学），属性词包括男生姓名（刘刚、郑锋、田伟、邓亮、陆伟）和女生姓名（刘红、陈婷婷、叶珊、王莉、刘芳）；在内隐学科—情感体验中，靶词同内隐刻板印象，属性词包括积极词（顺利的、有趣的、喜爱的、愉快的、轻松的）和消极词（困难的、危险的、痛苦的、可怕的、郁闷的）。测验所使用的词汇均经过4名中学生及6名大学生的评定。

2.理科态度问卷

采用Germann[27]针对高中理科课程编制的理科态度问卷（Attitude Toward Science in School Assessment， ATSSA），问卷为单维结构，包括14个项目，采用Likert五点计分，1代表“非常同意”，5代表“非常不同意”。分数越高，对理科的态度越消极，分数越低，表示对理科的态度越积极。问卷的Cronbach α系数为0.96，与前人的研究一致，问卷能析取出一个因素，解释总变异量的66.2%。

3. 实验程序

内隐联想测验为上机测验，理科态度问卷为纸笔测验，两个测验的顺序随机。

通过IAT测量内隐学科—性别刻板印象以及内隐学科—情感体验，通过比较不同的联结关系时被试反应时的差异来测量相应的内隐态度。每个IAT共有七个部分（见表1），以学科—性别刻板印象为例，第一部分是对靶词（文科和理科）进行分类；第二部分是对属性词（男生和女生）进行分类；第三和第四部分结合了第一和第二两部分的任务，其中第三部分为练习，第四部分为关键任务；第五部分是第一部分的反转；第六和第七部分结合了第五和第二两部分的任务，其中第六部分为练习，第七部分为关键任务。测验时，对任务的顺序在被试间进行了平衡。

三、结果

对IAT测试得分的统计采用Greenwald等人2003年提出的D算法，分别计算两个练习任务（第三、六部分）和两个关键任务（第四、七部分）的总的标准差，再将第六部分的反应时减去第三部分的反应时并除以练习任务的标准差，得到D1，将第七部分的反应时减去第四部分的反应时并除以关键任务的标准差，得到D2，最后取D1、D2的平均值得到D。

（一）内隐学科—性别刻板印象

为了检验理科生和文科生是否具有理科—男生、文科—女生这种刻板印象，进行了T检验，结果表明理科生与文科生的D值均显著大于0（t=10.08，p<0.001；t=12.704，p<0.001），也就是说与“理科—男生、文科—女生”相比，被试对“理科—女生、文科—男生”的联结有较大的困难，他们都具有非常强的学科—性别刻板印象。为了检验性别和文理科组别在D分数上的效应，进行了2（男生，女生）×2（文科，理科）方差分析，结果表明文理科组别的主效果不显著，F （1， 204）=3.48， p>0.05；性别的主效果显著，F （1， 204）=5.09， p<0.05；性别和组别的交互作用显著，F （1， 204）=27.72， p<0.001。从单纯主要效果比较分析可以看出，文科女生比理科女生的学科—性别刻板印象更强（t=3.94，p<0.001），而理科男生比文科男生的刻板印象更强（t=-3.49，p<0.001）；文科女生比文科男生更加刻板（t=5.35，p<0.001），而理科男生比理科女生更刻板（t=-2.23，p<0.05）（见图1）。

（二）内隐学科情感体验

为了考察学生的学科情感体验，首先进行了T检验，结果表明理科生的D值显著小于0（t=-2.00，p<0.05），而文科生的D值显著大于0（t=13.21，p<0.001），也就是说对理科生来说，理科—积极、文科—消极这种联结比理科—消极、文科—积极的联结更容易，而对文科生来说，理科—消极、文科—积极的联结更容易。为了检验性别和组别在D分数上的效应，进行了2（男生，女生）×2（文科，理科）方差分析，结果表明性别和组别的主效果显著，F（1， 204） =9.37， p<0.01，F（1， 204） =61.53， p<0.001，但是性别和组别的交互作用并没有达到显著水平，F（1， 204）=0.009， p=0.923。主要效果比较分析可以看出，高二女生与男生的内隐学科情感体验存在显著差异（t=5.69，p<0.001），与男生相比，女生的内隐理科情感体验更消极，内隐文科情感体验更积极；文科生与理科生的内隐学科情感体验也存在着显著差异（t=9.92，p<0.001）， 与文科生相比，理科生的内隐理科情感体验更积极，内隐文科情感体验更消极（见图2）。

（三）理科态度

为了检验性别和组别在理科态度上的差异，进行了2（男生，女生）×2（文科，理科）方差分析，结果表明组别的主效应显著，F（1， 204） =103.63， p<0.001；但是性别以及性别和组别的交互作用并没有达到显著水平，F（1， 204） =2.08， p>0.05，F（1， 204） =0.80， p>0.05。主效应比较表明，理科生对理科的态度比文科生更积极（p<0.001）（见图3）。

（四）理科态度、内隐学科情感体验和内隐性别学科刻板印象之间的相关

为了确定三个变量之间的关系，分性别进行相关分析（见下页表2）。结果表明，内隐情感体验与理科态度在男生和女生中都存在着中等显著的相关，内隐理科情感体验越消极，理科态度也越消极；同时，理科—男性/文科—女性的刻板印象越强的女生，在理科中体验到较多消极情感，在文科中体验到较多积极情感，对理科的态度也比较消极，而在男生中则不存在这种对应关系。

（五）理科态度和刻板印象对文理科的区分作用

为了验证理科态度和刻板印象能否对文理科学生进行有效区分，在前面分析的基础上进行了判别分析（Discriminant analysis），预测变量为内隐学科情感态度、理科态度和内隐性别学科刻板印象。结果表明，这三个变量能够有效地对文科生和理科生进行区分，典型判别函数达到显著水平（WilksΛ=0.48， p<0.001）。结合表3中的标准化典型判别函数系数和结构矩阵可以看出，理科态度和内隐学科情感与标准化判别函数的相关值较大，也就是说，这两个变量对判别函数的影响较大，判别力较高。两组的Fishers线性分类函数为：

F1（文科）=5.12*理科态度+0.96*内隐学科情感体验+1.65*内隐性别学科刻板印象-10.19

F2（理科）=3.22*理科态度-2.44*内隐学科情感体验+2.07*内隐性别学科刻板印象-4.57

从表4可以看出总的正确率达到87%，即根据理科态度、内隐学科情感和内隐性别学科刻板印象三个变量，可以有效区别学生的文理分科，判别率较高。在文科生中，判别错误的有4个男生、9个女生，理科生中，判别错误的有7个男生、7个女生。

四、讨论

本研究探察了高二文科生和理科生的内隐性别学科刻板印象、内隐学科情感体验及理科态度对分科的影响，结果表明这三个变量可以有效地区分出文科生和理科生，可以为高中生在文理科选择时提供有效参考。

首先，影响文理科选择的最重要的因素是理科态度及内隐学科情感体验，理科生在理科中的内隐情感体验非常积极，更倾向于将“顺利的、有趣的、喜爱的、愉快的、轻松的”这些积极词汇与理科相联结，对理科的态度也是积极的；而文科生则相反，更倾向于将“困难的、危险的、痛苦的、可怕的、郁闷的”这些消极词汇与理科相联结，对理科的态度也是消极的。性别差异与文理科之间的差异同样显著，女生的内隐理科情感体验更消极，内隐文科情感体验更积极，而男生则相反。可见对理科的积极情感和感知可以预测对文理科课程的选择[17-20]。根据态度—行为一致的原则，个体对文科或理科的态度越正向、体验越积极，相应的择科意向就会越强。

其次，不论是文科生还是理科生都有着很强的性别学科刻板印象，把理科看作是男性的领域，把文科看作是女性的领域，且文科女生比理科女生更加刻板，理科男生比文科男生更刻板。这一结果与对小学低年级学生进行的投射测验“画科学家”，以及在成人和大学生中采用内隐方法得出的结果是一致的[2，8，10]，表明尽管“理科=男性”这一刻板印象在东西方国家和各年龄段的个体中具有一定的普遍性。刻板印象作为一种社会认知，使个体在采取某项特定行为时感受到社会压力，这在一定程度上决定了文科女生多，理科男生多的现象。

最后，相应学科的内隐情感体验及理科态度与学科刻板印象有着密切的关系，尤其是在女生中表现最为明显。与文科相比，将理科与男性紧密联结的女生，其对理科的内隐情感体验也是消极的；当个体有着较强的学科—性别刻板印象时，他对文理科的态度就会映射出他对不同性别群体的期望，学科—性别刻板印象作为个体对文理科能力的一种信念给学科态度提供了认知基础。个体在不同学科中的情感体验又会验证或是加深相应的认知，如女生在理科学习中有着消极的情感体验，这种体验会使她确信“理科≠女生”，而带着积极的情感体验进入科学领域有助于女生的深入学习，良好的成绩将削弱“理科≠女生”的印象。通过提高理科态度和降低刻板印象可以在一定程度上改善文理科班男女失衡的现象。

在测试结束后的随机访谈中，学生表达了如：“虽然文科比较有意思，但是父母认为学文不好找工作”、“学理科考大学的选择能多一些”、“理科成绩不好，就学文科了”和“学理科，女生没有优势，学不过男生”这些看法，可见升学、未来就业这些因素都对学科选择起着一定作用，不正确或有所偏颇的看法会使学生作出错误的选择。不论从学生个人发展，还是从促进科学领域中性别平等的角度在说，这一点都应该引起教育者和研究者的关注。

参考文献：

[1]Stangor C，Carr C，Kiang L. Activating stereotypes undermines task performance expectations[J]. Journal of Personality and Social Psychology，1998，75（5）：1191-1197.

[2]Fung A，Ma E. Formal vs. informal use of television and sex-role stereotyping in Hong Kong[J]. Sex Roles，2000，42（2）：57-81.

[3]DeBacker T K， Nelson R. Motivation to learn science： differences related to gender，class type，and ability[J]. Journal of Educational Research，2000，93（4）：245-254.

[4]Eagly A H. The Science and politics of comparing woman and man[J]. American psychologist. 1995，50：145-157.

[5]Scheye P A，Gilroy F D. College women's career self-efficacy and educational environments[J]. Career Development Quarterly，1994，42（3）：244-251.

[6]Feist G J. How Development and personality influence scientific thought，interest，and achievement[J]. Review of General Psychology，2006，10（2）：163-182.

[7]Nosek B A，Banaji M R，Greenwald A G. Math=male，me=female，therefore math me[J]. Journal of Personality and Social Psychology，2002，83：44-59.

[8]Fort D C， Varney H L. How students see scientists： mostly male，mostly white，and mostly benevolent[J]. Science and Children，1989，26（8）：8-13.

[9]Mason C L，Kahle J B，Gardner A L. Draw-a-scientist test： future implications[J]. School Science and Mathematics，1991，91（5）：193-98.

[10]Barman C R. Students' views of scientists and science： results from a national study[J]. Science and Children，1997，35：18-23.

[11]Fung Y Y H. A comparative study of primary and secondary school students' images of scientists[J]. Research in Science Technological Education，2002，20（2）：199-213.

[12]Greenfield T A. Gender- and grade-level differences in science interest and participation[J]. Science Education，1997，81（3）：259-276.

[13]Hong Z R，Veach P Mc，Lawrenz F An investigation of the gender stereotyped thinking of Taiwanese secondary school boys and girls[J]. Sex Roles，2003，48（11）：495-504.

[14]Bryant A N. Changes in Attitudes Toward Women's Roles： Predicting Gender-Role Traditionalism Among College Students[J]. Sex Roles，2003，48（3）：131-142.

[15]Harris R J，Firestone J M. Changes in Predictors of Gender Role Ideologies among Women： A Multivariate Analysis[J]. Sex Roles，1998，38（3）：239-252.

[16]Gardner P. Attitudes to science： A review[J]. Studies in Science Education，1975，2：1-41.

[17]Catsambis S. Gender，Race，Ethnicity，and Science Education in the Middle Grades[J]. Journal of Research in Science Teaching，1995，32（3）：243-257.

[18]Simpson R D，Oliver J S. A Summary of Major Influences on Attitude toward and Achievement in Science among Adolescent Students[J]. Science Education，1990，74（1）：1-18.

[19]Weinburgh M. Gender differences in student attitudes toward science： A meta-analysis of the literature from 1970 to 1991[J]. Journal of Research in Science Teaching，1995，32（4）：387-398.

[20]Farenga S J，Joyce B A. Science-Related Attitudes and Science Course Selection： A Study of High-Ability Boys and Girls[J]. Roeper Review，1998，20（4）：247-251.

[21]Handley H M，Morse L W. Two-Year Study Relating Adolescents[J]. Journal of Research in Science Teaching，1984，21（6）：599-607.

[22]Sumrall W J. Reasons for the Perceived Images of Scientists by Race and Gender of Students in Grades 1-7[J]. School Science and Mathematics，1995，95（2）：83-90.

[23]Kahle J B，Lakes M K. Themyth of equality in science classrooms[J]. Journal of Research in ScienceTeaching，1983，20（2）：131-140.

[24]Jones M G，Carter G，Rua M J. Children's concepts： tools for transforming science teachers' knowledge[J]. Science Education，1999，83（5）：545-557.

[25]Muzzatti B，Agnoli F. Gender and mathematics： attitudes and stereotype threat susceptibility in Italian children[J]. Developmental Psychology，2007，43（3）：747-759.

[26]Greenwald A G，Nosek B A，Banaji M R. Understanding and using the Implicit Association Test： I. An improved scoring algorithm[J]. Journal of Personality and Social Psychology，2003，85：197-216.

[27]Germann P J. Development of the attitude toward science in school assessment and its use to investigate the relationship between science achievement and attitude toward science in school[J]. Journal of Research in Science Teaching，1988，25（8）：689-703.

（作者单位：1.北京教育学院朝阳分院，北京，100026；2.中国科学院心理研究所，北京，100101）

编辑/王抒文 终校/于 洪