實驗二以高中女生為施測對象，以便與實驗一的大學女生結果對照。實驗一發現臺 灣的大學女生在沒有男生的場景中，反而更容易受到性別刻板印象訊息的威脅，此發現 與國外研究（Spencer et al., 1999）的推論相反。實驗二特別尋找純女校及男女合班的兩 個高中的女生加以比較，以平日即處於有、無男生的學習情境的高中女生為施測對象，
再次檢驗有、無男生的施測情境的影響。如此設計固然使得「男生在場與否」的獨變項 失去以隨機分組受試者之客觀性，但卻較能符合生態效度並回歸至本研究之初始問題：
「女校對於女生的學習是否具有保護作用？」
再者，實驗一沒有發現任何情境或刻板印象訊息會對大學女生邏輯分析測驗的實際 表現有所影響。但是，高中女生仍處於青少年階段之「性別白熱化」（gender intensification）
現象（Hill & Lynch, 1983; Lynch, 1991）中，且適逢面臨大學入學前與文、理科志願、
興趣、能力有關的自我認同危機。本研究預測，在這樣的成長階段與學習氛圍下，高中 女生不論處於男女合班或男女分校的場景中，可能都更容易受到性別刻板印象訊息的威 脅，不但影響她們在數理相關科目上的信心、甚至會直接影響表現。
高中施測之所有變項皆與大學施測相同，但高中施測因為礙於校方可釋出的施測時 段有限，無法比照大學組的施測時程進行初試，所以在進行邏輯測驗成績的分析時，無 法排除初試成績，而是以校方或學生提供的數學成績取代。此外，高中與大學在區分高 低男性化特質時，是以各自組內的中數為區分標準。基於高中與大學之數學能力基準參 考點不同、高低男性化特質之區分標準也各異等原因，所以本研究無法把高中與大學的 資料合併分析。
再者，為了彌補高中組沒有初試成績的問題，本研究請兩所高中提供參與實驗二的 受試者之數學成績以便做統計上的處理。理想狀況應以兩組學生之高中入學基測成績做 為共變數，以便確認「有無男生在場情境」之間的組間差異並非反應兩校學生入學前之 基本數學能力差異。但甲校依校方規定未能提供基測成績，乙校則因有國中部，部份學
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生為直升高中並未參加基測。因此實驗二無法直接針對「有／無男生在場」的變項進行 邏輯分析測驗成績之主要效果的比較。因為即使兩校的邏輯分析測驗成績得到了與本研 究之假設相符的組間差異，仍無法確知此差異是來自兩校學生原有的能力差異，還是因 為浸淫於不同學習環境一年多之後所造成的差異。但實驗二仍可以邏輯分析測驗成績為 共變數，進行兩校之間在信心指數與難度評估上的差異比較。
第一節 方法
研究對象
共有台北市某男女合班之公立高中（甲校）高二理組十班共146 位女生及 239 位男 生，以及台中某私立女子中學（乙校）高二女生五班共225 位參與本研究。但本研究只 以女生受試者為分析對象，且為使兩校女生的背景類似，因此僅針對理組班女生進行分 析，經用以上標準篩選受試者、並刪除漏答題目及未通過操弄確認題之受試者後，共有 甲校女生144 位、乙校女生 126 位，總共 270 位女生參與本研究。其中受試時有男生在 場的女生（甲校）被隨機分派到性別威脅訊息組53 人、無訊息組 44 人、及去威脅訊息 組47 人；受測時沒有男生在場的女生（乙校）被分派到性別威脅訊息組 43 人、無訊息 組有42 人、及去威脅訊息組 41 人。
由於涉及倫理考量，兩校並未提供可跨校比較之學業成績（如高中基測入學成績），
但以總體統計數字來說，甲校近年升學率達 98%以上，96 學年度進入國立大學就讀者 占70.29%。乙校近年升學率則將近 100%，96 學年度進入國立大學就讀之普通班學生占 76.30%。甲乙兩校升學率相近，因而推測實驗二之「有男生組」與「無男生組」的受試 者在進入該校求學、面臨不同性別組成的學習情境之前，在數理成績上應無差距。
施測程序
本實驗是以班級為單位進行團體施測，經學校任課教師同意後於上課時間進行（致 參與實驗的學校之說明書詳見附錄十三）。因高中課業繁重，難以申請到隔週的兩節課
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進行初試和複試，所以刪除初試程序，只進行複試。施測程序與大學組之複試完全相同，
所有施測者皆為與大學組相同之同一批女性。高中施測指導語詳見附錄十四。
測量工具
實驗二所有測量皆與實驗一複試的問卷相同。只有在測驗評估部份，因為甲校依校 方規定未能提供學生數學成績做為測試基準線，因此在進行施測第三部份之測驗評估 時，請受試者自行填入高一期末之國文及數學成績，之後並以學生自填之數學成績做為 基準線。
閱讀測驗。詳見實驗一複試之閱讀測驗介紹。
邏輯分析測驗。詳見實驗一複試之邏輯分析測驗介紹。
個人特質量表。詳見實驗一複試之個人特質量表介紹。施測完後，以本研究全部高 中男女受試者（共610 人）之男性化特質和女性化特質總分之中位數區分高低組，分組 方式與實驗一相同，分組後男女合班之甲校女生共有高男性化特質者 71 人、低男性化 特質者73 人。乙校被篩選加入分析的理組班女生共有高男性化特質者 72 人、低男性化 特質者54 人。以本實驗有效受試者反應所計算之男性化特質（M =89.00，SD = 13.82，
range = 58-123，skewness = 0.13）、女性化特質（M = 87.69，SD = 13.64，range =46-127，
skewness = -0.07）、以及中性特質（M = 91.11，SD = 9.09，range = 55-66，skewness = 0.22）
的內部一致性皆在可接受的範圍內（Cronbach αs =.86, .86, .64）。
測驗評估。詳見實驗一複試之測驗評估介紹。由於邏輯分析測驗預測答對題數和整 體表現評估之相關值在高中組亦高達 .47（p < .001），故仍將二項分數轉為 Z 分數後相 加，成為「信心指數」。甲校另在測驗評估部分請受試者自行填入高一期末之國文及數 學成績的題目，附有以 5 分為間距之 0～100 分數線做為輔助，請同學圈選。甲校測驗 評估詳見附錄十四。
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項，發現兩校以「訊息操弄」及「男性化特質高低」分組進行變異數分析後，受試者的 數學成績都沒有顯著差異（甲校：F(2,141) = 0.27，ns.；F(1,142) = 1.31，ns.；乙校：F(2,123)
= 0.47，ns.；F(1,124) = 1.05，ns.）。但在以下針對各校之內的分組所進行的邏輯分析測 驗表現的分析中，仍將數學成績做為共變數加以排除，以純化實驗操弄的效果。
實驗二與實驗一相同，發現測驗難度評估、信心指數都與邏輯分析測驗成績有顯著 相關（rs = - .29, .52，ps < .001，見表 3-2），由於測驗難度評估及信心指數兩個變項是在 完成邏輯分析測驗後填寫，勢必會受測驗表現的影響，所以以下對於難度評估和信心指 數的分析，皆以邏輯分析測驗成績為共變項加以排除，以了解在排除了實際測驗表現的 影響後，這兩個依變項是否仍舊會受到實驗操弄的影響（各組難度評估及信心指數之平 均數與標準差估計值見表3-3）。
表3-2
實驗二所有變項之相關總表。
甲校數學成績 乙校數學成績 邏輯分析表現 測驗難度評估 信心指數 男性化特質
甲校數學成績 -- --
乙校數學成績 -- --
邏輯分析表現 .12 .05 --
測驗難度評估 .02 .05 -.29*** --
信心指數 .14 -.01 .52*** -.34*** --
男性化特質 .16 -.11 -.05 -.10 .23** --
* p < .05. ** p < .01. *** p < .001.
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= 0.27，ns.）、以及交互作用（甲校 F(2,137) = 0.21，ns.；乙校 F(2,119) = 0.51，ns.）皆 沒有顯著差異，顯示不同訊息操弄和受試者本身男性化特質高低程度都沒有對高中女生 男生情境則否（F(2, 256) = 0.72，ns.）。再進行單一依變項之共變數分析（ANCOVA）
後發現，交互作用和主要效果皆只有在難度評估或信心指數其中一個依變項上達到顯
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在難度評估方面，情境和男性化特質的主要效果皆不顯著（Fs(1, 257) = 0.27, 1.61，
ns.），「訊息操弄」的主要效果達到顯著（F(2, 257) = 5.30，p < .01），去威脅組（M = 6.84，
SD = 0.14）較無訊息組（M = 6.21，SD = 0.14）認為測驗難度高，與假設預期不符。男 性化特質高低及訊息操弄的二階交互作用達顯著（F(2, 257) = 5.09，p < .01），進一步 分析單純主要效果後，發現在威脅組中，低男性化特質者較高男性化特質者認為測驗 難度高（p < .01; M = 6.97，SD = 0.19 vs. M = 6.13，SD = 0.18），與男性化特質高低之 影響的假設相符（圖3-1）；高男性化特質者在威脅組（M = 6.13，SD = 0.18）對測驗難 度的評估低於去威脅組（M = 6.80，SD = 0.19），與去威脅組之預期效果相反（p < .05）；
而低男性化特質的高中女生，在無訊息組認為測驗難度最低（M = 6.04，SD = 0.20），
在威脅組（M = 6.97，SD = 0.19）和去威脅組（M = 6.88，SD = 0.20）的操弄下都認為 測驗難度較高（ps < .01）（圖3-2）；性別威脅訊息的效果與預期相符，但去威脅訊息的 效果則與預期相反。除了以上的結果，本分析中其他二階、三階的交互作用都沒有達 到顯著（表3-4）。
在信心指數方面，情境和訊息操弄的主要效果皆不顯著（F(1, 257) = 1.35，ns.；
F(2, 257) = 1.57，ns.），「男性化特質」的主要效果顯著（F(1, 257) = 20.67，p < .001），
高男性化特質者的信心指數（M = 0.29，SD = 0.12）較低男性化特質者高（M = -0.49，
SD = 0.12）。有無男生情境及訊息操弄的二階交互作用達顯著（F(2, 257) = 3.29，p
圖3-1 實驗二「難度評估」在男性化特質高低與 訊息操弄之交互作用：男性化特質高低之 顯著差異。
圖3-2 實驗二「難度評估」在男性化特質高低與 訊息操弄之交互作用：訊息操弄之顯著差 異。
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< .01），進一步分析單純主要效果後發現，在去威脅組中有男生在場會讓高中女生的信 心較沒有男生在場低（p < .01）（M = 0.20，SD = 0.22 vs. M = -0.63，SD = 0.20）（圖3-3）， 此結果與有男生在場會讓女生信心較低的預期相符，但是出現在去威脅組則不符預 期；在有男生情境下，去威脅組（M = -0.63，SD = 0.20）的信心低於無訊息組（M = 0.19，
SD = 0.21）（圖3-4），也不符合預期去威脅組應有的效果（p < .05）。除了以上的結果，
本分析中其他二階、三階的交互作用都沒有達到顯著（表3-4）。
第三節 討論
實驗一沒有發現有、無男生在場的情境對大學女生的邏輯分析測驗成績的差異；實
實驗一沒有發現有、無男生在場的情境對大學女生的邏輯分析測驗成績的差異；實