善意性别偏见经历量表在中国女大学生中的信效度检验

杨泽垠，胡月，2

（1.大连理工大学马克思主义学院，大连 116024；2.大连理工大学心理健康教育与咨询中心，大连 116024）

女性在日常生活中会经历各种各样的性别偏见。性别偏见经历指由于性别差异而遭受的不平等待遇。以往研究表明，99%的女性一生中至少遭遇过一次性别偏见经历，97%的女性在过去一年中遭遇过性别偏见经历[1]。性别偏见具有两种表现形式，敌意性别偏见(hostile sexism,HS)和善意性别偏见(benevolent sexism, BS)[2]。敌意性别偏见是生活中关注度较高、最为明显且带有强烈攻击性的性别偏见，通常表现为对女性公开的负面评价，如贬低、侮辱、否定等[2]。善意性别偏见则表达一种积极的主观态度，给予女性关爱、保护和欣赏，但本质却是对那些遵循传统性别角色规范、符合男性需求的女性的褒奖，从而将女性禁锢于传统性别角色中，使其陷入从属地位[2，3]。这两种形式看似矛盾，却存在显著的正相关[4]。无论是以敌意来“惩罚”女性对传统性别角色的抵抗，还是以善意来“奖励”女性对传统性别角色的服从，最终目的都是维持传统性别观念的权威并延续两性的不平等[2，4]。

随着时代的变迁和社会的发展，赤裸露骨的敌意性别偏见日渐减少。相比之下，善意性别偏见的隐蔽性较高，因其表面上好意的态度及保护性的行为，更易为女性认同和接受，甚至受到部分女性的拥护[5，6]。正是由于这层伪善且温暖的面纱将其本质掩盖，女性难以识别和应对，甚至并不加以警惕和防范，这大大降低了女性对性别不平等的反抗[6]。因此，善意性别偏见宛如“天鹅绒包裹的铁拳”，使女性成为温水中的青蛙，对女性产生远比敌意性别偏见更为复杂深远的影响[6，7]。研究表明，女性经历善意性别偏见的频率较高，这对女性各个方面均会产生不同程度的负面影响[6]。在女性身心健康方面，善意性别偏见经历使女性产生更多焦虑、抑郁等情绪[8]，认知能力受损[9]，自尊下降且自我怀疑[10]，出现躯体化症状，且恢复时间比敌意性别偏见经历更长[11]。在女性生涯发展方面，善意性别偏见经历会导致学业成就降低[12]，晋升机会减少[13]，职业发展受限[14]，业务能力无法提升[15]等。此外，经历善意性别偏见会使女性更加认同自我实现需要依靠男性的观点，在与伴侣相处中更愿意充当照顾者的角色，甚至愿意为伴侣牺牲自我[16]，对伴侣情感不忠的容忍度更高[6]，行为上也更愿意以关系为导向而非以目标为导向[17]。

近年来，研究者们对女性善意性别偏见经历的关注程度逐渐提升，但对于测量工具的开发较少。以往研究者编制过一些测量工具，用于测量某种特定情境下女性的善意性别偏见经历，如，Kuchynka等人2018年编制的STEM课程中女性善意性别偏见经历量表[12]。Oswald 等人2019 年开发了善意性别偏见经历量表(experiences with benevolent sexism scale,EBSS)[18]。该量表没有特定的情境限制，可以用于评估女性在日常生活中经历善意性别偏见的频率，包含三个维度：家长式保护，指女性被作为弱势群体加以保护的经历(如被父母或伴侣禁止做某事因为他们觉得不安全)；性别差异互补，指女性按照传统性别观念和分工被期望做某事的经历(如为了照顾家庭而中断自己的职业计划)；异性亲密，指女性感受到伴侣渴望从自己身上获取亲密关系的经历(如伴侣因你的爱而变得更好)。该量表的开发弥补了善意性别偏见经历在测量工具上的不足，在美国女大学生群体和一般女性群体中均具有良好的信效度。

第四期中国妇女社会地位调查数据显示，我国女性接受高等教育比例超过男性，在接受大学本科教育者中，女性占53.6%[19]。但相较于发达国家，我国性别平等水平并不高[7]。女大学生作为女性中的一个特殊群体，接受了高层次的教育，思想上极为追求两性平等，但心理尚未完全成熟，经历善意性别偏见时往往难以识别，并容易低估其负面影响[8]。帮助女大学生识别和应对善意性别偏见，减轻善意性别偏见经历对其身心健康和自我发展的阻碍成为亟待解决的问题。目前，国内关于女性善意性别偏见经历的研究较少，同时也缺乏相关测量工具。本研究的目的是修订中文版EBSS 并在中国女大学生群体中检验其信效度，为国内开展善意性别偏见经历相关研究提供一个可靠的测量工具，这对于开展女大学生心理咨询与干预具有重要的借鉴意义。

1 对象与方法

1.1 对象

样本1：采用方便取样法，被试为辽宁省和河北省两所全日制普通本科在校女大学生。通过问卷星平台发放问卷300份，剔除不认真作答、漏答等无效问卷11份，有14名被试表示对自己的女性身份不完全认同或性取向为同性，也予以剔除。最终回收有效问卷275 份（回收率91.67%）。被试年龄在17 至24 岁之间(M=20.89,SD=1.08)。该样本用于项目分析和探索性因素分析。

样本2：采用方便取样法，被试为辽宁省、山东省、四川省、广东省四所全日制普通本科在校女大学生。通过问卷星平台发放问卷600 份，剔除不认真作答、漏答等无效问卷19份，有28名被试表示对自己的女性身份不完全认同或性取向为同性，也予以剔除。最终回收有效问卷553 份（回收率92.17%）。被试年龄在17 至26 岁之间(M=21.97,SD=1.23)。间隔4 周后，从样本2 中选取150 名被试进行重测，年龄在17 至25 岁之间(M=21.32,SD=1.14)。样本2 用于验证性因素分析、信效度检验、回归分析。

1.2 测量工具

1.2.1 善意性别偏见经历量表(Experiences with Benevolent Sexism Scale, EBSS) 由Oswald 等人编制[18]，共25个题目，分为家长式保护(8题)、性别差异互补(7题)和异性亲密(10题)三个维度。采用likert-6 点计分方式，从1(该事件从未发生)到6(该事件几乎一直发生)，得分越高说明被试在过去一年内经历善意性别偏见的频率越高。量表中文版修订严格遵循中英文回译程序。首先，由三名心理学专业的研究生对EBSS 进行翻译，形成中文版初稿。接着，由两名英语专业的研究生对初稿进行回译和讨论，调整措辞。最后，邀请两位心理学领域内的专家和15名女大学生对中文版量表进行校对，以确保不存在表述不清、难以理解等问题，形成终稿。由于该量表涉及亲密关系相关的内容，因此，对于没有恋爱经历的被试，要求她们回忆日常生活中与异性朋友相处的经历进行填写。

1.2.2 性别偏见事件量表(Schedule of Sexist Events,SSE) 由Klonoff 和Landrine 编制[1]，共20 个题目，采用likert-6点计分方式，从1(该事件从未发生)到6(该事件几乎一直发生)，评估被试在过去一年内经历性别偏见事件的频率，得分越高说明频率越高。中文版SSE 根据中英文回译法确定生成，具体程序同EBSS。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.88。

1.2.3 善意性别偏见量表(Benevolent Sexism Inventory,BSI) 本研究选用Glick和Fiske编制的矛盾性别偏见量表中的善意性别偏见分量表[2]。中文版由陈志霞和何芳玲修订[20]，共8个题目，采用likert-6点计分方式，从1(非常不同意)到6(非常同意)，得分越高说明对善意性别偏见越认同。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.85。

1.2.4 自尊量表(Self-Esteem Scale, SES) 本研究选用季益富和于欣修订的中文版罗森伯格自尊量表[21]，共10个题目，采用likert-4点计分方式，从1(非常不符合)到4(非常符合)，得分越高说明自尊水平越高。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.86。

1.2.5 流调中心抑郁量表(Center for Epidemiologic Studies Depression, CES-D) 本研究选用中文版流调中心抑郁量表[22]，共20 个题目，采用likert-4 点计分方式，从1(偶尔或无)到4(多数时间或持续)，得分越高说明抑郁症状越严重。本研究中，该量表的内部一致性系数为0.82。

1.3 数据处理

本研究使用Amos 21.0进行验证性因素分析，使用SPSS 22.0 进行项目分析、探索性因素分析、信效度检验以及回归分析。

2 结果

2.1 项目分析

首先，对25 个题目进行题总相关分析，结果发现，所有题目得分与总分的相关系数在0.44～0.74之间。其次，采用临界比率法，将总分按照上下27%的标准划分为高低分组，两组被试25个题目得分的独立样本t检验结果均显著。项目分析结果见表1。

表1 中文版善意性别偏见经历量表(EBSS)项目分析结果(n=275)

2.2 效度分析

2.2.1 探索性因素分析 使用样本1 对EBSS 的25个题目进行探索性因素分析。KMO 值为0.89，且Bartlett 球形度检验结果显著(P＜0.001)，说明可以进行因子分析。采用主成分分析法和Varimax 旋转法，以提取特征根大于1的因子。结果发现，原量表中“异性会为你提供财务支持(例如，帮你支付账单、支付假期费用、购买饮料、支付约会费用等)”一题存在多重载荷，予以删除，保留其余24 题。最后得到特征根大于1 的因子3 个，因子载荷在0.50～0.81 之间(见表2)，总方差贡献率为61.97%。结合原量表，将三个因子命名为性别差异互补、家长式保护及异性亲密。三因子间存在显著相关(r12=0.61、r13=0.50、r23=0.53，P＜0.001)。

表2 中文版EBSS探索性因素分析结果(n=275)

2.2.2 验证性因素分析 使用样本2 对24 个题目的中文版EBSS 进行验证性因素分析。采用最大似然法检验模型拟合度，结果显示该量表具有良好的结构效度(χ2/df=2.32, CFI=0.93, GFI=0.91, TLI=0.92,RMSEA=0.045)。

2.2.3 效标关联效度 基于样本2，以性别偏见事件频率、善意性别偏见态度感知、自尊水平、抑郁症状作为效标，检验中文版EBSS 的效标关联效度。Pearson相关分析结果见表3。

表3 中文版EBSS的效标关联效度(n=553)

2.3 信度分析

基于样本2，中文版EBSS 总分和各维度的内部一致性系数及重测信度见表4。

表4 中文版善意性别偏见经历量表(EBSS)的信度

2.4 回归分析

以自尊水平、抑郁症状作为因变量，EBSS 各维度为自变量，进行回归分析。结果发现，性别差异互补和家长式保护对自尊水平有显著负向预测作用，对抑郁症状有显著正向预测作用，异性亲密对自尊水平有显著正向预测作用。见表5。

表5 EBSS对自尊、抑郁的回归分析(n=553)

3 讨论

本研究首次对善意性别偏见经历量表进行了翻译和修订，并在中国女大学生群体中进行了信效度检验。项目分析结果显示，善意性别偏见经历量表的题总相关系数在0.44～0.74之间，且具有良好的区分度。因存在多重载荷问题删去一题后，探索性因素分析提取出性别差异互补、家长式保护和异性亲密三个因子，各题目的因子载荷在0.50～0.81 之间，可以解释61.97%的变异。验证性因素分析显示拟合度较好，剩余的24个题目很好地实现了原有的三因子结构模型。中文版EBSS 总分及各维度与效标变量之间相关均显著，具有较好的效标关联效度。

修订后的量表信度较好。中文版EBSS 总分和各维度的内部一致性系数在0.81～0.89之间，重测信度在0.72～0.79之间，符合测量学要求。

本研究还探讨了善意性别偏见经历对女大学生自尊水平和抑郁症状的影响。回归分析显示，性别差异互补、家长式保护均可显著负向预测女大学生的自尊水平，这与Oswald等人研究结果不同[18]。Oswald 等人发现性别差异互补与自尊呈正相关，这可能是由于女大学生的性别差异互补经历中包含做出性别刻板行为而受到赞扬和褒奖的经历，这有助于提升她们的自尊水平。相比之下，本研究结果说明中国女大学生群体对善意性别偏见的识别能力更强，不会轻易被其伪善外表蒙蔽，若长期暴露于善意性别偏见之下，很容易出现自卑、挫败和无助感，进而降低自尊水平[9，10]。异性亲密可以正向预测女大学生的自尊水平，这可能是因为，在亲密关系中，女大学生对善意性别偏见的理性认识和她们真实的情感体验存在偏差。异性的关爱与保护能够提高她们的幸福感，使得她们更能够找寻到两性关系中的自我价值[7，8]。因此，即使识别出自己经历了善意性别偏见，她们也难以对其进行正确的评估。与以往研究结果一致[8，10]，性别差异互补、家长式保护能够显著正向预测女大学生的抑郁水平。而异性亲密并不是抑郁的显著预测因子，这可能是因为大学生主要将时间放在学业和个人发展上，缺乏长久的亲密关系体验。

回归分析结果进一步支持了中文版EBSS 在我国女大学生善意性别偏见经历研究中的适用性。值得注意的是，无论是自尊还是抑郁，性别差异互补都是首要的预测因子，对女大学生自尊水平和抑郁症状影响最大。儒家思想强调“男女有别”，性别差异引起性别分工，这也是两性不平等性的根源[3]。现代社会的深刻变革使女性的能力和价值得到了极大释放，女性有了更高的自我实现需求。女大学生作为女性中的高层次群体，当被传统性别观念和性别角色刻板印象所禁锢和削弱，即便是善意的，也会影响其身心健康。