國立台灣大學心理學研究所 碩士論文
Graduate Institute of Psychology College of Science
National Taiwan University Master Thesis
刻板印象威脅下的青少女：
男性化特質對邏輯分析表現與信心的效果
Adolescent girls under stereotype threat: The effect of masculine traits on analytical performance and confidence
項樂琦 Le-Chi Hsiang
指導教授：雷庚玲 博士 Advisor: Ken-Lin Lay, Ph. D.
中華民國 97 年 6 月
June, 2008
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誌謝
記得小時候常聽做學問的父親說：「寫一篇好文章就像孕育一個小孩一樣辛苦！」
從進研究所到完成論文一共耗時三年半，著實讓我嚐到了這箇中滋味。
孕育這篇論文的過程，讓我深刻體驗到生命沒有白走的路。大學畢業後在曉明女中 任教的經驗啟發了我對青少年性別議題的興趣；而曉明女中的同事、以及擔任生命教育 師資培育計劃助理時所結識的松山高中老師，也都在我進行研究時予以協助。曾對於先 工作後唸書有著晚別人一步的感慨，後來才發現工作所結下的善緣結成美好善果，毫無 白費；生命果如聖詠（1：3）所云：「譬如溪畔樹，值時結嘉實。」
如果我是孕育這論文的母親，一路細心指導的雷老師就像是引領它成長的父親了。
老師以縝密的思維、不厭其煩地討論修正，帶領我突破研究上的重重困境，讓這篇論文 得以從模糊的概念逐漸具體成形；老師做學問的熱情、匠心獨具的見解、以及實事求是 的態度，則是我學習如何做研究之外的寶貴收穫。老師也是親切且充滿人生智慧的長 者，從我甄試、修讀研究所和教育學程、申請學校、到籌畫結婚大事，皆受到老師諸多 的指導和鼓勵；特別是在最後這段撰寫論文的密集衝刺期，老師常常在高壓的狀態下適 時與我聊些輕鬆的話題，將人生經驗以生動的口吻娓娓道出，精彩而誠摯，舒壓之餘也 常令我有所心領神會。老師對事、對人所懷抱的認真與用心，都令我獲益良多、一生受 用。
感謝李美枝老師和陳皎眉老師在口試中給予諸多寶貴的建言，提醒了我未注意到的 盲點，幫助我審慎地修正，使這篇論文得以變得更佳完善。也感謝曉明女中與松山高中 諸多師生、以及許多臺灣大學學生的協助，你們的參與讓我的推論得以澄清；在key in 時，每份用心填答的資料都是激勵我好好完成研究的動力。
發展實驗室的北辰、依親、秉錡、季珊、雁比、和慧芸學姐，真高興能在剛進研究 所時再次遇到你們，令我倍感親切。明傳學長、韻如學姐、素英學姐、如菲學姐、怡潔、
泰詮、和紹昌，謝謝你們聆聽了我無數次冗長的報告，還能耐心給予建議；與你們交流 研究和生活的甘苦，更是窩心，也使這條研究之路走來感覺不那麼孤獨。碧如、郁芬、
智媖、欣雨，謝謝你們，在我課程和實習滿檔時成為我的分身，協助我進行完所有的施 測工作。
也謝謝臺大教育學程末代輔導科的培茹、耿民、薀傑、文慧、和佩儒，一起到處奔 走、趕課、實習的日子，因為有你們互相支持打氣，不但減輕了許多負擔，更多了一份 革命情感。在信義國中實習有幸遇到堅璽學長和維峰學長，使得實習生活變得有趣、收 獲豐碩。這些情誼和經驗皆為我的研究生涯增添了不少力量。
親愛的 Masaya 和信緯，謝謝你們在我遇到瓶頸時陪伴我渡過低潮。謝謝芝音遠在
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美國還抽空幫我翻譯很有份量的學校申請資料。還有貞璇、祁欣、天欣、以及無數台大 光啟和內湖天主堂的朋友們，謝謝你們的祈禱和問候，真高興自己有那麼多主內的兄弟 姐妹時常為我加油打氣。
謝謝親愛的老媽這三年半來的照顧，還無數次容忍我的壞脾氣，真是辛苦您了；雖 然我們直來直往的個性常常會起爭執，但是您的愛和包容永遠是我最堅強的後盾。也謝 謝大姨丈和大阿姨一直以來對我們家的支持，無論是生活或學業，你們溫暖的問候和實 質的幫助都給予了我一份穩定的力量，能夠安心地追尋理想和目標。
最後要感謝剛成為我人生伴侶的政峰。我們雖然常常身隔兩地，還有將近半天的時 差，但卻沒有造成阻隔。你總是最懂我的心思，聆聽我、陪伴我，以你的幽默和喜樂不 斷鼓舞我；在我們皆身陷論文苦海時，還能同心協力辦完終身大事。論文告一段落，我 們的幸福才要開始。
～僅將這篇論文獻給我在天上的父親，以及慈愛的天主～
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摘要
國內目前的中學教育制度基於性別平等和人格健全發展的理由，已大多由過去的男 女分班制改變成男女合班。Spencer、Steele 和 Quinn（1999）發現，有男生在場和給予
「女生數學比男生差」之性別刻板印象威脅訊息，會使女生的數學測驗表現比男生差，
給予「男女生數學一樣好」之去威脅訊息則使男女表現一樣好。本研究欲了解臺灣青少 女之邏輯分析（數理方面之共同基本能力）表現及信心是否同樣會受到性別刻板印象威 脅訊息的影響，並檢驗女生的男性化特質高低是否對威脅訊息有不同程度的反應。本研 究並探討「男女生的數理能力其實旗鼓相當、各有優勢」之去威脅訊息是否對女生的邏 輯分析測驗表現與信心具鼓勵作用。同時也試圖了解大學和高中之不同發展階段、以及 鎮日浸淫於不同情境的男女合校及女校的高中女生，所受的影響是否有差異。
共有241 位大學女生（有男生在場 116 位、沒有男生在場 125 位）與 270 位高中女 生（男女合班144 位、女校 126 位）以閱讀測驗進行訊息操弄，隨機分成三組，分別為：
「女生數理能力較男生差」（性別威脅訊息組）、不涉及性別刻板印象（無訊息組）、以 及「男女生數理能力各有不同的優勢」（去威脅訊息組）。並以李美枝（1981）編製的中 文版性別特質量表進行男性化特質高低分組。以有／無男生在場情境（2）× 訊息操弄
（3）× 男性化特質高低（2）進行三因子共變數分析，發現「沒有男生在場」對大學女 生會造成負面影響，「有男生在場」情境則會對高中女生產生負面影響。「性別威脅訊息」
會使沒有男生在場的大學女生和低男性化特質的高中女生認為測驗難度較高。「去威脅 訊息」並未出現預期的輔助效果，甚至對低男性化特質的高中、大學女生和有男生在場 的高中女生都造成負向影響。本研究顯示有／無男生在場和性別刻板印象威脅訊息的確 會對女生之表現造成影響，但對高中女生及大學女生的影響不盡相同，而高男性化特質 的高中、大學女生的確較不易因情境和威脅的干擾而影響其對測驗的信心。
關鍵詞：刻板印象威脅、性別刻板印象、數學、工具性特質、男性化特質、男女分班。
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Adolescent girls under stereotype threat: The effect of masculine traits on analytical performance and confidence
Hsiang, Le-Chi
Abstract
The secondary school educational environment in Taiwan has changed from single-sex to co-educational nowadays according to the reason of sex equality and the welfare of personality development. Spencer, Steele & Quinn (1999) found that giving female subjects the message of “Women perform more poorly than men on the math test” with male presence would worsen their math performance, while the “Women and men perform equally well on the math test” message makes them perform as well as men do. The present study intends to understand if local adolescent girls’ performance and confidence on analytical performance (the general mental ability of math and scientific knowledge) will also be affected by the gender stereotype threat (GST), if they react differently due to their masculine traits level, and if the message of “Women and men have distinctive superior math abilities” can increase adolescent girls’ performance and confidence. This study, meanwhile, also tries to know if different developmental stages such as university and high school students and the coeducation and single-sex educational environment would cause women react differently to GST.
241 female college students (116 with male presence, and 125 without male presence) and 270 female senior high school students (114 from coeducational school, and 126 from single-sex school) were randomly allocated to one of three reading tests conditions (increasing GST [Women perform more poorly than men on the math test] vs. without GST [the absence of message about sex] vs. reducing GST [Women and men perform equally well
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on the math test]) and separated into high/low masculine traits groups by the Chinese version of BSRI (Lee, 1981). The three factors ANCOVA on the with/without male presence condition(2) × messages (3) × high/low masculine traits groups (2) finds that “without male” presence will do harm to female college students while “with male presence” will worsen senior high females’ performance. The “Increasing GST”message makes female college students with male presence and female high school students with low masculine traits consider the test to be harder. The “reducing GST”message surprisingly does not benefit them but causes negative effects to college and high school students with low masculine traits and high school students with male presence. On the whole, this study supports the hypothesis that with/without male presence and GST messages do affect adolescent girls, college and senior high school students are affected in different ways, and female college and high school students with high masculine traits are least affected by GST.
Keywords: stereotype threat, gender stereotype, math, instrumental traits, masculine traits, single-sex education.
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目錄
口試委員會審定書……… i
誌謝……… iii
中文摘要……… v
英文摘要……… vii
第一章 緒論……… 1
第一節 有無異性學習情境對學習活動之影響……… 2
第二節 「男性數理能力比女性好」之性別刻板印象威脅對女生的影響…… 4
第三節 性別特質與性別刻板印象威脅……… 10
第四節 性別刻板印象威脅效果的發展性差異……… 12
第五節 研究目的與假設……… 13
第二章 實驗一：大學施測……… 17
第一節 方法……… 17
第二節 結果……… 21
第三節 討論……… 27
第三章 實驗二：高中施測……… 29
第一節 方法……… 30
第二節 結果……… 32
第三節 討論……… 37
第四章 綜合討論……… 41
參考文獻……… 53
附錄……… 61
附錄一 能力本質與努力本質之影響……… 61
附錄二 大學受試者間設計與受試者內設計結果比較……… 66
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附錄三 邀請受試者參與再測研究信函……… 72
附錄四 測驗表現之性別比較……… 74
附錄五 大學初試指導語……… 77
附錄六 大學複試指導語……… 78
附錄七 初試邏輯分析測驗……… 80
附錄八 初試測驗評估……… 83
附錄九 複試閱讀測驗……… 84
附錄十 複試邏輯分析測驗……… 92
附錄十一 複試個人特質量表……… 97
附錄十二 複試測驗評估……… 99
附錄十三 高中致實驗學校說明……… 100
附錄十四 高中施測指導語……… 102
附錄十五 高中甲校（男女合班）測驗評估……… 103
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表圖目次
表2-1 個人特質／性別特質量表內容……… 20
表2-2 實驗一大學女生有／無男生在場、訊息操弄及男性化特質 分組人數統計表……… 22
表2-3 實驗一所有變項之相關總表……… 23
表2-4 實驗一大學樣本所有依變項平均數與標準差估計值……… 23
表2-5 實驗一邏輯分析測驗成績、難度評估、與信心指數在情境、訊息操弄、 男性化特質三階共變數分析……… 24
表3-1 實驗二高中女生有／無男生在場、訊息操弄及男性化特質 分組人數統計表……… 32
表3-2 實驗二所有變項之相關總表……… 33
表3-3 實驗二高中樣本所有依變項平均數與標準差估計值……… 34
表3-4 實驗二難度評估與信心指數在情境與訊息操弄三階共變數分析……… 35
圖2-1 實驗一「難度評估」在有／無男生情境與訊息操弄之交互作用： 有／無男生情境之顯著差異……… 25
圖2-2 實驗一「難度評估」在有／無男生情境與訊息操弄之交互作用： 訊息操弄之顯著差異……… 25
圖2-3 實驗一「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……… 26
圖2-4 實驗一「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……… 26
圖2-5 實驗一「信心指數」在男性化特質高低與有／無男生情境之交互作用： 有／無男生情境之顯著差異……… 27
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圖2-6 實驗一「信心指數」在男性化特質高低與有／無男生情境之交互作用：
男性化特質高低之顯著差異……… 27 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……… 36 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……… 36 圖3-3 實驗二「信心指數」在有／無男生情境與訊息操弄之交互作用：
有／無男生情境之顯著差異……… 37 圖3-4 實驗二「信心指數」在有／無男生情境與訊息操弄之交互作用：
訊息操弄之顯著差異……… 37
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第一章 緒論
在講求性別平等的今日社會，男女的性別角色已不再像過往一般被框限於「男主外 女主內」的傳統之中，不但許多學科領域或職業類別中的性別刻板印象逐漸鬆動，教育 制度也順應著時代潮流的改變，從過去男女分班、分校為主的體制走向男女合班的上課 方式，近年來新設的國、高中都實施男女合班，許多素以單一性別體制聞名的學校也走 向男女合校、合班制，顯示出社會對於兩性共處學習環境的認可。這種趨勢隱含了「兩 性共處之學習環境對學生的成長、學習有正向幫助」的想法，然而有些人卻不這麼認為；
畢業於美國著名女子學校衛斯理學院（Wellesley College）的前美國總統夫人希拉蕊．柯 林頓（Clinton, 2003）於其回憶錄裡寫到：「唸女校絕對可以專心於學業與課外活動，並 交出漂亮的成績單，在男女合校恐無這樣的機會。」。英國女校協會主席辛蒂雅．郝爾
（Cynthia Hall）也認為女生在女校單一性別環境中受教育獲益匪淺（黃藿，2005）。過 去研究發現在純女校中的女生通常很有主見（Matlin, 1993）；而在男女合班大學的上課 討論中主導者則多為男性（Krupnick, 1985）；學習環境中異性存在與否似乎會對女性學 習活動帶來某些不同的影響。
國外一系列「性別刻板印象威脅」（gender stereotype threat）的研究（Spencer, Steele,
& Quinn, 1999）發現：女性大學生在數學表現上會因為受到有男性在場、或是「男性數 學能力表現優於女性」之刻板印象訊息的刺激使得表現比男生差，也大幅低於自己實際 的能力水準。本研究即試圖以女生在邏輯分析測驗上的表現與信心為依變項，了解在國 內的高中及大學環境中，異性同學存在的情境，是否會對青少年女性形成性別刻板印象 威脅。如果此現象存在，那麼便值得重新審視男女合班對學生—特別是女生來說—是否 是最符合「性別平等」理想的學習環境。
除了外在情境可能引發性別刻板印象而影響學習，女生內在性格特質的個別差異在 學習上也扮演重要的角色。因此，本研究除了複製「刻板印象威脅」的研究派典，也檢 驗女生受性別刻板印象威脅是否會因為其男性化特質高低而有不同的敏感度。本研究將
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受試對象設定為大學女生與高中女生，且以同樣的測量工具對有、無男生一起作答測驗 的大學女生及男女合校和女校的高中女生施測，一方面欲複製國外研究發現性別刻板印 象對大學女生的數學表現造成威脅的結果，另一方面則是探討性別刻板印象威脅的效果 是否在青少年後期的不同階段有所差異。此外，國內過去研究發現男女分班有益於學生 學習（張歆祐、郭麗安，2000），本研究特別探討性別訊息對於實際處於男女合班或分 班的高中女生的影響，亦即以性別刻板印象威脅的角度檢視哪一種高中的教育環境對於 國內高中女生數理及科學分析能力的培養較為有利。
第一節 有無異性學習情境對學習活動之影響
過去臺灣傳統的中學教育制度多以男女分校為主流。男女分校最主要的優點是便於 管理和教學，例如軍訓、護理、體育課，皆可以按照男生、女生身心方面的特質安排不 同的教材教法。但由於兩性相處機會的短缺，正值青春期的青少年對異性充滿好奇卻又 苦無正常的認識管道，對日後兩性交往、婚姻生活都有極大的負面影響（陳誠中，1975）。 在現今性別平等意識高漲的臺灣社會，教育制度也順應著時代潮流從過去男女分班分校 演變成以男女合班體制為主流：近年來新設的國、高中都實施男女合班，許多素以單一 性別體制聞名的學校—像是台北金華女中、台南的建興國中和中山國中—也走向男女合 校、合班制，顯示出社會對於兩性共處學習環境的認可，也視之為「性別平等」之具體 實踐。林淑美（1993）比較了高中男女合班、分班和男女分校對學生心理成長上的影響，
以人格測驗、問卷、及座談的方式進行研究，結果發現男女合班的學生情緒穩定度最高、
社會適應最好、與異性相處的也最為自然愉快。男女分校的情形則剛好與上述情況相 反：除了言語行為上不必顧忌異性而較為自由、以及較能專心唸書的優點之外，這些男 女分校的學生情緒上較不穩定、社會適應較差，也缺乏與異性相處的機會。受訪學生和 教師大多同意男女合班才是合乎人性的制度，且有利於學生人格正常發展和未來的社會 適應。
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但是張歆祐與郭麗安（2000）卻顯示出不一樣的結論。該研究以某個正從男女分班 轉型為男女合班之高中學生為對象，在他們於高二剛開始成為男女合班時和間隔二年 後，都施以「男女合班班級狀況調查表」。結果發現，若將男女學生的資料合併分析，
會得到男女合班有助於班級秩序維護、服儀整齊、班級氣氛融洽、兩性認識的結果。但 若將男生女生分開統計，則會發現女生認為女生班秩序服儀表現較好、學習較為認真、
學習效果也比較好，而且超過半數的受試者認為男女合班容易造成情緒困擾；亦即學習 環境中異性存在與否對女性學習活動帶來的影響不見得皆為正向。國外也有許多研究支 持有男生在場較不利於女生學習的論點。有學者發現男女合校中有較多女生害怕成功
（fear of success）（Horner, 1972; Winchel, Fenner, & Shaver, 1974）、並容易對事業成功的 女性做負面描述，如失去友誼與女性吸引力…等；這些想法會使得女生擔心學業或事業 上的成就將影響其人際關係，而降低其追求成就的企圖心（Goh & Mealiea, 1984）。另有 研究發現純女校中的女生通常很有主見（Matlin, 1993），在男女合班大學的上課討論中 主導者則多為男性（Krupnick, 1985）。Edwards（2002）研究數學課的師生互動也發現類 似的情形：教師若提問，男生會踴躍回答，而女生只有極少數願意主動回答，使得教師 與男生互動的頻率遠高於女生。國內研究（謝臥龍、駱慧文、吳雅玲，1999）也發現在 國小課堂中，教師與男生之間有較多的互動，特別是數學、自然等數理課程中，教師給 予男生課堂互動的機會較女生多很多；另外，在國中課堂裡也發現教師與男生互動較頻 繁，而且女老師給男生思考的候答時間較給女生長，男老師給女生的候答時間卻較給男 生短（謝臥龍、駱慧文，1997）。這些情形皆使女生相對接收到較少的指導而不利於學 習。英國國家教育研究基金會（National foundation for Education Research）2002 年的一 份報告也指出，單一性別中學的女生考試成績較男女兼收的學校佳，特別是中學畢業會 考（GCSE）的自然科學成績（見黃藿，2005）。這些研究皆顯示女生在單一性別環境中 的學習效果優於有男生在場的環境。
然而歐美各國自 1960 年代後，公立學校普遍實行男女合班制，單一性別學校則多 為私立，而私立學校的學生通常來自社經地位較高的家庭，因此素質普遍較好。如此的
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校際差異，使得女校女生表現較好的研究結果，有可能是校際間學生素質之本質差異所 造成，而非男女合班或分班的影響。美國於2001 公佈「帶好每一個兒童」法案（No Child Left Behind Act）之後，某些公立學校的英文及數學課試著以男女分班授課的方式增進 教學效果，剛好提供了研究公立學校實行男女分班上課是否也有助於學生學習的機會。
結果發現經驗過分班上課的學生，無分男女對於單一性別的上課方式皆抱持正向的態 度；男女分班上課有助於學生在英文方面的自信，以及集中注意力聽講，男女分班上數 學課則增加了學生的內在動機（Rienks, 2008），而且在排除了出席次數和其他因素的影 響之後，參加男女分班數學課的學生數學平均進步了2.6 個年級的程度（Gillis, 2008）。
這些研究更支持了前述「女生在單一性別環境的學習效果較好」的看法，而且不只針對 女生，就連男生在單一性別環境學習也同樣受惠。
總之，中學階段正面臨龐大的升學壓力，學業評估、成績比較幾乎成為中學生每日 生活的常態。對女生而言，在有男生的情境中學習較容易不專心、造成情緒的波動（張 歆祐、郭麗安，2000）、形成害怕成功的心態（Horner, 1972; Winchel et al., 1974）、與教 師在數學課中的互動較男生少（Edwards, 2002; 謝臥龍、駱慧文，1997），這些不利因素 會使學習效果變差，並且特別顯現在傳統刻板印象中女生較不擅長、又與升學息息相關 的數理科目上（黃藿，2005），可見這個問題的確值得深入了解。對於有男生在場不利 於女生學習數理相關科目的現象，Spencer 等人（1999）提出了「性別刻板印象威脅」
的概念做為更進一步的解釋。
第二節 「男性數理能力比女性好」之性別刻板印象威脅對女生的影響
一、性別刻板印象
性別刻板印象（gender stereotypes）是泛指一般人對男性女性的各種印象及信念。
它的好處是簡化了我們接收到關於性別的複雜訊息，但同時也將許多特質、行為、社會
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角色貼上性別的標籤：男生適合藍色、女生適合粉紅色；男生頑皮好動、女生乖巧聽話；
男生數理能力好、女生語文天份高；男生較適合擔任領導者、女生則適合教養輔育的工 作；「男主外女主內」的性別角色分工更是華人文化中根深蒂固的觀念。這些性別特質 和性別角色的分化與文化、經濟、政治環境有關，經由社會化的過程，形成男女角色行 為刻板化的印象（楊國樞，1981），並透過父母（Comstock & Scharrer, 2006）、教師（DeZolt
& Hull, 2001）、同儕（Leaper & Friedman, 2007）、傳播媒體（Maccoby, 2007）的強化而 愈加定型。Williams 與 Best（1990）綜合了三十個國家的研究結果後，認為性別刻板印 象具有跨文化的一致性。
「男生數學比女生好」就是一個中外皆然的性別刻板印象。許多人相信數學、物理、
化學、工程、科學是適合男性發展的學科領域或生涯職業，較不適合女性（Oswald &
Harvey, 2003）。而實際上，女性的確比男性少選修數學相關的課程（Eccles, 1984, 1994），
或投入數學相關領域的職業（Betz & Hackett, 1981）。根據國內教育部統計處的統計資料
（2008），2007 至 2008 年大專院校以上就讀生命科學、自然科學、數學、電算科學、工 程、建築及都市規劃等理工學門的女生只佔 19.5%。美國 2000 年的統計資料也發現大 學數學、物理、電腦等科系的畢業生中女生只佔35%（Foundation, 2000）。在數學成績 方面，國內大學入學考試中心 95 學年度學科能力測驗數學考科試題分析也發現，全部 20 題考題中只有一題男女答對率相近，其他 19 題的答對率全部都是男生優於女生。美 國高中升大學的學業性向測驗（Scholastic Aptitude Test；SAT）與美國研究生入學考試
（Graduated Record Examination；GRE）的歷年成績，女生皆顯著低於男生，在 SAT 測 驗女生平均少了男生近39 分，而 GRE 則平均少了 88 分（Gallagher, Bridgeman, & Cahalan, 2000）。有人以男女先天生理構造上的不同來解釋男女的性別差異（Cahill, 2005；薩克 斯，Sax, 2006），不過有更多學者認為這是兩性後天社會化的過程各異，在學習上受到 不同的待遇，而造成男女有別的學科偏好以及表現差異。
二、性別刻板印象威脅
除了從生理和社會層面來解釋男女在數學成績上的差異，Steele 與 Aronson 於 1995
6
年提出的刻板印象威脅效果（stereotype threat effect）為這個已被心理學家注意多年的現 象提供了嶄新的解讀方式。他們認為：當一般人對某個團體普遍抱持某種負面刻板印 象，而此團體成員又身處在可能應驗這種負面刻板印象的情境中時，他們就可能會因為 擔心自己的行為會驗證此刻板印象，或是被別人用此負面刻板印象加以評斷，而產生被 威脅的感覺或壓力，這種威脅感即為「刻板印象威脅」（Steele & Aronson, 1995）。當這 個團體是指某一性別，則若該性別的人處在容易激發負面性別刻板印象的情境中，便會 因此產生「性別刻板印象威脅」。
Spencer、Steele 及 Quinn（1999）針對一般人普遍認為「男性數理能力優於女性」
的性別刻板印象進行了一系列的研究，他們首先以SAT 學業性向測驗成績篩選了數學能 力優異且旗鼓相當的一流大學男女生接受低難度和高難度的數學測驗，結果發現在低難 度測驗中男女表現沒有顯著差異，但是在高難度的測驗中女生表現比男生差。在第二個 實驗中，他們找來同樣條件的男女大學生接受高難度之數學測驗，並施予「告知男女在 此測驗表現有差異」或「告知男女在此測驗表現沒有差異」兩種不同的指導語。結果發 現被告知男女有差異的女生成績遠低於男生，但是被告知男女沒有差異的女生的成績則 跟男生一樣好。在第三個實驗中，他們給同樣數學能力之受試者難度稍低於前兩次高難 度之測驗，並比較「不告知任何訊息」與「告知男女在此測驗表現沒有差異」後的表現，
結果發現在不告知任何訊息的情境下，女生表現還是比男生差，而被告知男女沒有差異 的女生則表現得跟男生一樣好。以上實驗顯示，當數學測驗達到某種難度時，不但以指 導語明白提醒「女性數學比男性差」，甚至只是讓女生身處有男生的情境中，都會使女 生感受到性別刻板印象威脅並影響其表現。除了性別以外，刻板印象威脅也在其他團體 得到驗證。Steele 和 Aronson（1995）以 Standford University 之非裔學生為受試者，發現 激發「黑人能力較差」之負面種族刻板印象後，其智能測驗會比沒有被激發刻板印象的 非裔學生差。Levy（1996）發現被激發「老年人會忘東忘西」負面刻板印象的老年人，
其記憶表現會比沒有被激發者差。Steele 的團隊甚至發現，即使是最不可能感受到自己 的智能表現不如別人之優秀白人男性大學生，還是會因為「亞裔學生學業表現比白人學
7
生好」之論述，激發其暫時性的刻板印象威脅感，而在數學測驗上表現得比未激發的控 制組差（Aronson, Lustina, Good, Keough, Steele, & Brown, 1999）。刻板印象威脅的影響 力可見一斑。
三、引發刻板印象威脅的條件和機制
Steele（1997）指出刻板印象威脅的五項特點包括：1. 並非只有某些烙印團體
（stigmatized groups）（也就是有特定低評價團體），才會經驗到刻板印象威脅；任何團 體的成員，都可能因為處在激發該團體負面刻板印象的情境下，而感受到刻板印象威 脅。2. 不一定要與非刻板印象團體（nonstereotype people）同處，才會激發刻板印象威 脅；只要個人將自己的行為連結到其所屬之團體的負面刻板印象，即使只有單獨一人也 可能感受到威脅。3. 各個團體經驗到刻板印象威脅之方式和程度各異，因為每個團體所 受的刻板印象的內容和引發條件皆不同。4. 一個人即使不相信或不認同外界賦予的負面 刻板印象，還是會因為處在激發負面刻板印象的情境下而受影響。5. 一個人固然可以試 圖克服刻板印象威脅的干擾，卻無法在所有情境下完全倖免，畢竟廣大的環境體制還是 不斷在強化或提醒這些負面刻板印象的存在。
Keller（2002）關心除了先天因素以外，女性數理能力比男性差的原因何在，因而 進一步整理出在測驗情境引發性別刻板印象威脅的三項條件：1. 當測驗具有高困難度，
讓一個人需要將能力盡量發揮到極限時；2. 當個體知覺到其能力將被仔細地檢驗時；3.
當負面刻板印象所預測的行為正可由測驗得到証實時。在符合以上三項條件的情境下，
即可能誘發刻板印象威脅，對個體行為表現產生負面影響。所以當一個女生在進行高難 度的數學學習或測驗時，如果知覺到此行為會受到評價，並連結到「女生數學比男生差」
的性別刻板印象，便很容易感受到壓力和威脅，甚而降低學習效果及表現。而「男生在 場」或強調「女生數學比男生差」都是極容易促發性別刻板印象的因子，無怪乎女生在 有男生在場的情境下學習效果低於單一性別環境。
目前對於刻板印象威脅造成烙印團體表現變差的內在機制，大略有三種主要的解釋
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取向。Aronson、Fried 與 Good（2002）整理出的其中兩種取向為：1. 刻板印象威脅使 烙印團體內之個體的焦慮顯著升高，進而使其表現降低。2. 烙印團體內的個體因刻板印 象威脅產生認同解離（disidentification），也就是將自身所屬團體擁有之負面刻板印象視 為對自己不重要的領域，因而較不追求該領域的成就，而使表現變差。Schmader 與 Johns
（2003）則提出第三種解釋，亦即接收到刻板印象威脅之個體的工作記憶容量（working memory capacity）會下降，進而影響到個體的表現。不過目前為止對於以上何種機制較 能解釋刻板印象威脅的產生尚無定論。
四、如何消除刻板印象威脅
在過去研究刻板印象威脅的文獻中，有不少研究欲找出減少刻板印象威脅的方法。
除了 Spencer 等人（1999）以「告知男女在此數學測驗表現沒有差異」的方式來消除威 脅以外，亦有研究發現，給予「數學能力好之女性角色模範」（Marx & Roman, 2002）
能使女生知道有女性在數學相關領域中表現優異，而增進其數學測驗的表現。Aronson 等人（2002）則對非裔美國大學生分別加強「能力不是固定不變、而是可以增進的特質」
和「智力不是單一面向、而是多元的特質」的信念，結果發現被增強「能力可增進」信 念的非裔美國大學生之學業成績較被增強「智力多元」信念和沒有被增強信念的組別 高。Good、Aronson 與 Inzlicht（2003）則發現「能力可增進」的訊息同樣可以增進七年 級女生的數學表現，而且另外發現教導七年級學生以「非退化式（nonpejorative）外在 歸因」面對學業和環境適應的問題，也能增進女生的數學成績。Shih、Pittinsky 及 Ambady
（1999）則提出「正向刻板印象」的促進效果，當亞裔女性受試者所擁有的其他類型正 向刻板印象（如：美國亞裔學生數學能力較好）被暗示性地促發，那麼她們的數學測驗 表現不但不會變差，還會比沒有被激發正向刻板印象的控制組來得好。但是Cheryan 與 Bodenhausen（2000）發現，若是以明顯的方式（salient）提醒正向刻板印象，反而會出 現反效果，使受試者過分期許自己有好表現而無法專心，反而使表現變差。而 Johns、
Schmader 與 Martens（2005）則直接告訴大學生「女生在數學測驗上可能受性別刻板印 象威脅的干擾」，結果大學女生的表現遠優於被單純告知「進行數學測驗」的女生，而
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且與男生得分不相上下。
以上研究顯示，的確某些介入方式可有效避免刻板印象威脅的影響。如：告知男女 在此數學測驗表現沒有差異（Spencer et al., 1999）、提供受試者數學能力好之女性角色 模範（Marx & Roman, 2002）、增強「能力是可以增進的」之信念（Aronson et al., 2002）、
教導「非退化式外在歸因」（Good et al., 2003）、或是直接講解何謂性別刻板印象威脅
（Johns et al., 2005）。但是也有一些方法可能會達到反效果（Cheryan & Bodenhausen, 2000）。而在可有效緩和刻板印象威脅造成表現變差的方法中，大部分較為間接、未針 對刻板印象概念本身直接介入並消除威脅。近年來已有愈來愈多的證據顯示，大部份男 性和女性的數學能力差異非常小，主要還是因為社會、文化的影響而造成較多男生選擇 數理領域為志業，並形成較多男生對數學有興趣的循環（Halpern, Benbow, Geary, Gur, Hyde, & Gernsbache, 2007）。因此，本研究試圖以此「社會文化造成數理能力之性別差 異」（Halpern et al, 2007）的角度為本，設計可消除刻板印象的訊息，並檢驗這樣的訊息 是否亦可收降低性別刻板印象威脅之效。
本研究所設計的消除性別刻板印象威脅的方法，是先以「男女生數理表現的確有差 異」明白向受試者指出性別刻板印象的合理來源；接著則仿照 Spencer 等人（1999）的 作法，告知男女數學表現（國中基測男女平均成績）在近年來已沒有差異；再根據Halpern 等人（2007）將男女數理表現的差異解釋為「男女各有特色的腦功能與學習環境因素互 動後所顯現的社會文化現象」，並以「男女生的數理能力其實各有優勢」傳達男女生內 在能力相近、但有區別的訊息。若能以此直接澄清性別刻板印象之來龍去脈的輔導介入 模式，有效降低性別刻板印象威脅對女生數理相關科目學習的影響，不啻為教育現場的 老師們遇到懷疑自己數理能力和興趣的女生時，可加以運用的輔導方法。
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第三節 性別特質與性別刻板印象威脅
一、性別刻板印象威脅效果的個別差異
性別刻板印象威脅雖對女生影響甚劇，但並非處在相同情境下的女生都有同樣的宿 命。Brown 和 Pinel（2003）便認為個體感受到的刻板印象威脅程度會因人而異。Pinel
（1999）發現同一烙印團體內的成員，在刻板印象威脅情境中對於其身份所受到的認同 損害（spoiled identity）有不同程度的認知。Aronson 等人（1999）發現只有對數學具高 度認同感的白人男性大學生，才會因「亞裔學生學業表現比白人學生好」之訊息激發刻 板印象威脅，亦即較在乎施測者對其表現的評價之受試者，在威脅情境中數學測驗之表 現受影響較大。Schmader（2002）則發現自認身為女性這件事對她來說重要的程度愈高 的女生，愈容易在數學測驗中感受到刻板印象威脅，使得表現變差。總之，過去研究發 現烙印知覺（stigma consciousness）（Pinel, 1999）、對領域的認同度（domain identification）
（Aronson et al., 1999）、以及對所屬團體的認同度（group identification）（Schmader, 2002），都會影響個體知覺到的威脅程度。
二、性別特質與性別刻板印象威脅
七○年代前的心理學家視男女性別特質為單一向度的兩個極端，男性化的人欠缺女 性化特質，女性化的人則欠缺男性化特質。這種看法是基於過去男女有別的性別角色而 形成，傳統「男主外女主內」的性別角色分工需要不同的人格屬性配合，遂產生男女不 同的社會化方式，形成男性化（masculine）與女性化（feminine）的性格差異（李美枝、
鍾秋玉，1996）。隨著近代社會結構與經濟型態急速轉化，男女角色分化的意識型態也 逐漸改變，男性化與女性化特質可能出現在同一個人身上，遂有學者提出「兩性化」
（androgyny）人格特質的觀念（Bem, 1974; Bem & Lewis, 1975; Bem, Martyna, & Watson, 1976）。
Bem（1974）以其所編製的性別特質量表（Bem Sex Role Inventory; BSRI），測量個
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體的男性化特質及女性化特質。也就是競爭的、有雄心的、主動的、穩健的…等工具性
（instrumental）特質，以及善感的、矜持的、溫柔的、親切的…等情感性（expressive）
特質。其後並依照受試者的男性化(工具性)特質與女性化（情感性）特質的高低分數，
而 將 他 們 交 叉 分 成 四 組 ， 包 括 男 性 化 、 女 性 化 、 兩 性 化 （androgyny ） 及 未 分 化
（undifferentiated）四種性別特質類型。其中兩性化類型是指兼具豐富的男性化與女性 化行為特質。依據 Bem 的理論，性別特質與性別角色的概念不再劃上等號，而是每一 個人都可以同時擁有男性化和女性化的特質。而兩性化者因為能視情況需要採取或剛或 柔的多元因應方式，所以具有最佳的社會適應性（Bem, 1977）。
李美枝（1981）收集可能與男性及女性化特質有關的中文形容詞而編定中文版之性 別特質量表，發現其內容雖然與 BSRI 的細節不盡相同，但意涵非常相近（李美枝、鍾 秋玉，1996）。而Peng（2006）近年以 Bem（1974）的 BSRI 性別特質量表於臺灣施測，
發現此量表仍具有良好的內部一致性。李美枝（1981）據其所設計之量表針對不同性別 特質類型的大學生之成就動機進行研究，她發現不論男女，男性化和兩性化特質類型的 大學生皆有較高的精熟成就動機和競爭性；而男性化和兩性化特質類型者的共同點，就 是他們皆具有較高的男性化特質。國外研究也發現男性化特質比女性化特質與心理適應 有較高的關聯度（Bassoff & Glass, 1982; O'Heron & Orlofsky, 1990）。因此，本研究也據 此預測，男性化特質可能成為女生面臨「有男生在場」、「被告知女生數學比男生差」等 性別刻板印象威脅情境時的保護因子，她們在與數理能力相關的邏輯分析作業上比低男 性特質者較不會受性別刻板印象訊息的干擾。
如果上述假設成立，對女生之數理科目的學習將具有重大意義。李美枝與鍾秋玉
（1996）引用李美枝與謝光華於 1988 年以李美枝（1981）編製的量表測量臺灣都會區 男女大學生與大陸大城市男女大學生的性別特質的研究結果。她們發現，在將近 40 年 的文化區隔之下，兩地大學生不分男女之女性化特質皆沒有差異，但臺灣男女生的陽剛 特質皆低於大陸男女生；李美枝與鍾秋玉認為此結果似乎意味男性化特質較易受環境變 動的影響，女性化特質則較穩定不變。如果男性化特質是可以經由社會文化刺激的積累
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而產生改變，具有高男性化特質的女生又較不容易受性別刻板印象威脅的影響，那麼以 適宜的方法增進女生的男性化特質，或許將對女生數理學習有所幫助。
第四節 性別刻板印象威脅效果的發展性差異
不 同 發 展 階 段 的 女 生 受 性 別 刻 板 印 象 威 脅 的 差 異 也 是 本 研 究 關 心 的 重 點 。 Ambady、Shih、Kim 與 Pittinsky（2001）對不同年齡的美國亞裔學齡兒童激發「男生數 學比女生好」的刻板印象後，發現同樣的訊息操弄對不同發展階段的女孩有不同的影 響：被告知「男生數學優於女生」時，幼稚園到2 年級的女生之數學測驗表現比控制組 差；而3 到 5 年級的女生則不但沒受到威脅，反而表現得比控制組好；但是 6 到 8 年級 的女生又會受威脅的影響而表現得比控制組差。作者認為，3 到 5 年級的女生之所以會 出現完全與預期相反的結果，有可能是因為這個年齡的孩童正處在最為「沙文主義」的 年齡，也就是認為自己所屬性別較另一性別優異的年紀（Kaminski & Sheridan, 1984;
Powlishta, 1995），才會出現相反於其他年齡層的結果。
從Erikson（1950, 1968, 1982）的心理社會發展八大階段來看，3 到 5 年級之發展要 務為勤奮進取相對於自卑（industry versus inferiority），也可能是因為這個年齡的孩童十 分看重自己是否有能力達到學業上的要求，所以對學業相關的挑戰特別有企圖心，而不 易受到性別刻板印象的影響。然而到了生理心理皆快速轉變的青少年階段，個體的發展 要務為自我認定相對於認同混淆（self-identity versus identity diffusion），亦即要從波動和 衝突不斷的自我意識當中建立個人的自我認定，否則可能會落入認同混淆的危機當中。
此時社會環境對青少年男女之性別角色的期待和性別分化又日益增強（Basow, 2006），
甚至形成「性別白熱化」（gender intensification）的現象（Hill & Lynch, 1983; Lynch, 1991），衝擊著青少年對自身性別角色的認同，也可能因而造成對各種性別刻板印象特 別敏感。Hyde、Fennema、Ryan、Frost 及 Hopp（1990）發現 11 到 14 歲的男女生皆對 數學抱持顯著之刻板印象，認為數學是男生較為擅長的科目，而且這個趨勢到了中學更
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為鮮明。再加上中學階段不斷受到各種分數評鑑的龐大升學壓力，使得學科成績表現對 中學生而言格外重要，可能更會造成高中女生對「女生數學比男生差」的性別刻板印象 威脅缺乏抵抗力，而影響女生的數理相關科目表現。但是到了青少年晚期，也就是越過 升學考試檢定的門檻的大學階段，青少年的發展要務從自我認同轉變為友愛親密相對於 孤立（intimacy versus isolation）。當他們將重心轉換成與他人建立親密的人際關係，生 活又不再像中學時期那般受到成績左右，考試、測驗對他們逐漸有不同於以往的意義；
再加上身心各方面的發展更為成熟，因此雖然大學生仍會受到性別刻板印象威脅的影響
（Spencer et al, 1999），但受影響程度應沒有高中生嚴重。綜言之，由於高中生之發展階 段正受到「性別白熱化」現象衝擊其自身的性別角色認同、再加上在升學壓力下對於學 科成績表現的重視，可能使高中女生受到性別刻板印象的威脅比大學生更顯著。若此假 設成立，便突顯出性別刻板印象對中學階段女生造成影響之現象應受到重視；而找出能 夠有效提升青少年女生數理相關科目學習效果之介入方法，也就別具教育現場輔導應用 的意義。
第五節 研究目的與假設
綜上所述，本研究除了欲以 Spencer 等人（1999）的研究派典，複製「男生在場」
以及「男生數學比女生好」的訊息會對大學女生之邏輯分析信心及表現造成負面影響的 結果外，並探討高中女生受到性別刻板印象威脅之影響，是否比大學女生更為顯著；也 探討她們對於性別刻板印象威脅的敏感度，是否因男性化特質高低及有、無男生在場的 情境而有不同。此外，本研究並試圖以「男女生的數學表現差異近年已抹平（Spencer et al., 1999）、男女生數理表現差異非天生因素（Halpern et al., 2007），且數理能力各有優 勢」之「去刻板印象威脅訊息」，檢視女性是否會因此而較不受影響，保持其對邏輯分 析能力的信心及表現，以做為可能的輔導方案的建議。
本研究參考Spencer 等人（1999）的實驗設計，以及 Aroson 等人（1999）以閱讀特
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定文章來激發刻板印象之方法，將有、無男生在場的大學女生或男女合班學校及女校之 高中女生分別以不同內容的閱讀測驗分為性別威脅訊息組、無訊息組、去威脅訊息組三 種施測情境，比較她們在其後之邏輯分析測驗的表現及信心指數的差異。本研究採用「邏 輯分析測驗」而非「數學測驗」，是因為過去研究派典使用之GRE 數學測驗對於國內的 大學生及高中生而言難度偏低，恐無法形成威脅。邏輯分析測驗則是國內學生較不熟 悉、難度較高的測驗，而且邏輯分析能力更是數學、物理等傳統上被視為男生較為擅長 的科目背後的共同基本能力，因而此成績能夠較為廣泛地代表數理相關科目之表現。
根據 Spencer 等人（1999）發現男生在場及性別刻板印象訊息會影響女生在高難度 數學作業上的表現，本研究預測，有男生在場和男女合班之女生之邏輯分析測驗表現及 信心會低於沒有男生在場和女校的女生。本研究亦預測「有男生在場」情境以及「威脅 訊息」操弄會有加成效果，亦即有男生在場的大學女生（或男女合校的高中女生）可能 對「威脅訊息」的內容比沒有男生在場的大學女生（或女校的高中女生）更敏感，而降 低其信心及表現，並認為測驗難度較高。
此外，個體感受到的威脅程度會因人而異（Brown & Pinel, 2003）。過去研究顯示具 高男性化特質者在競爭情境中有較佳的表現（李美枝，1981），本研究將以李美枝（1981）
編製的中文版「性別特質量表」區分受試者之男性化特質高低程度，並預測男性化特質 為一保護因子，男性化特質程度較高的女生，接受性別角色刻板印象威脅—特別是在有 男生在場之情境下—較不會影響其邏輯分析測驗表現，其信心也較不受到影響。在「男 性化特質」高低以及「威脅訊息」操弄的交互作用上，本研究預測具有高男性化特質的 女生之邏輯分析測驗表現、信心、和對測驗難度的評估較不容易受到威脅訊息的影響，
而低男性化特質的女生則更容易察覺到「威脅訊息」的內容而受影響。
另外，在「男性化特質」高低以及「有／無男生在場」情境的交互作用上，本研究 預測，具有高男性化特質的女生之測驗表現、信心、和難度評估較不容易受情境差異的 影響，而低男性化特質的女生則較容易受「有男生在場」的情境影響，使得表現和信心 皆比沒有男生在場情境的女生低、難度評估則比沒有男生在場情境之女生高。
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根據Ambady 等人（2001）發現同樣的訊息操弄對不同發展階段的女孩有不同的影 響，本研究預期，正面臨「自我認同」之發展要務、建立自身性別認同的高中女生，再 加上中學階段各種分數評鑑的龐大升學壓力，可能使她們受到性別刻板印象威脅的影響 效果較大學生更為顯著。
最後，本研究設計之「去威脅訊息」則預測無論是對於處在有、無男生情境、或是 男性化特質高低程度不同的女生，都有正向激勵的效果，使處於有男生情境或具低男性 化特質之受試者若被隨機編在「去威脅組」中則會相較於「無訊息組」有較高的信心和 表現，且對難度的評估較低。
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第二章 實驗一：大學施測
本研究先進行大學組施測。施測分為初試和複試兩階段，初試目的為測量受試者數 理能力之基準；複試則施予有／無男生在場之情境、與訊息操弄，也區分受試者之男性 化特質高低程度，並測量其數理測驗表現、難度評估及信心指數。實驗一亦在複試程序 最後測量了與學習動機相關之智力本質問卷及努力本質問卷，提供其他研究做為參考，
但並未列入本研究之正式分析（附錄一）。此外，為了排除實驗結果可能是各組受試者 特性不同而造成差異之疑慮，本研究並邀請了有意願參與再測的受試者（38 位）接受再 測，形成受試者內設計，並將其結果驅勢與受試者間設計相互對照，由於參與再測的人 數過少，因此其分析結果僅做為參考之用，詳見附錄二及附錄三。
第一節 方法
一、受試者
共有台北市某國立大學修習普通心理學課程女生 251 人和男生 50 人，共 301 人參 與本實驗之初試。由於過去研究發現（Keller, 2002；Keller & Dauenheimer, 2003）即使 受試者對測量領域的認同度不高，仍會受到刻板印象威脅之影響，因此本研究未如 Aronson 等人（1999）以「數學認同程度」進行受試者篩選。在刪除未參與複試、漏答 題目及未通過操弄確認題之受試者後，尚有287 人，但本研究只以女生受試者共 241 人 為分析對象。收集男性受試者資料的目的，一方面是為了形成有男生在場的情境，另一 方面是將男生在測驗上的表現當作參照基準（見附錄四），結果發現初試的邏輯分析成 績、信心指數、難度評估都沒有性別差異，複試中除了邏輯分析成績的性別差異接近顯 著（p = .07），男生的成績略高於女生之外，其他變項間都沒有發現性別差異。在有效 的女生樣本中，有116 位參加「有男生在場情境」、另125 位參加「沒有男生在場情境」。
其中屬有男生在場情境的女生被隨機分派到性別威脅訊息組有 38 人、無訊息組有 39
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人、及去威脅訊息組有39 人；沒有男生在場組被分派到性別威脅訊息組有 42 人、無訊 息組有42 人、及去威脅訊息組有 41 人。有男生在場組的平均年齡為 19.7 歲（全距 18-23，
SD = 1.38），沒有男生在場組的平均年齡為 20.0 歲（全距 18-22，SD = 0.96），兩種情境 受試者的年齡沒有差異。
二、施測程序
本實驗是以團體施測的方式進行，團體大小為 3 到 19 人，施測者皆為女性。受試 者被告知的測驗目的是為了制訂「大學生基本語文及推理程度常模」，因此需檢定各個 年齡階層、社經地位之國人的國語文能力，以便篩檢出適宜的題目做為正式施測工具。
完整測驗包括初試25 分鐘及複試 50 分鐘，中間間隔一星期，受試者同意全程參與後才 開始進行。
初試內容包含簡短版邏輯分析測驗及測驗評估兩部分，第一部分的邏輯分析測驗做 答限時20 分鐘，時間到後填寫測驗評估，即完成初試。初試指導語詳見附錄五。
複試第一部份為閱讀測驗，受試者被隨機分到「性別威脅訊息組」、「無訊息組」、
或「去威脅訊息組」三種不同版本，作答時間限定為十分鐘。第二部份為邏輯分析測驗，
限時三十分鐘；接著受試者填答性別特質問卷及智力和努力本質問卷，最後填答個人測 驗評估，第三部分沒有填答時間的限制。複試指導語詳見附錄六。
三、測量工具
初試—邏輯分析測驗。本研究採用類似舊版之美國研究所入學測驗 GRE 中之邏輯 分析題組來測量受試者在推理作業上的表現。一共有三大題，每大題包含五小題，共15 題，先經由 3 位台大心理系學生作答、修訂編製而成。測驗時間限定為 20 分鐘，並採 用 Spencer 等人（1999）的計分方式，答對一題得一分，未做答不算分，答錯一題倒扣 0.2 分，將 15 題得分加總，即為初試成績，此成績用以確認大學生受試者之邏輯分析能 力之基準線。詳見附錄七。
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初試—測驗評估。受試者對於邏輯分析測驗之難度、預測答對題數、及其預估表現 以九點量尺進行評估，主要是為了與複試有一致的施測程序，結果並未加入其後之統計 分析。詳見附錄八。
複試—閱讀測驗。本研究參考 Spencer 等人（1999）的實驗架構，以不同的閱讀測 驗內容分為「性別威脅訊息組」、「無訊息組」、及「去威脅訊息組」三種版本。每種版 本都要受試者讀兩篇文章，並回答每篇文章後面的4 題單選題，以及一題簡述文章大義 的簡答題，用以檢核文章操弄的效度（manipulation check）。各版本閱讀測驗的第一篇 文章內容相同，完全不涉及性別刻板印象（主題為海豚智力）。性別威脅訊息組（以下 簡稱威脅組）的第二篇文章是傳達「女生數學能力較男生差」的訊息。無訊息組的第二 篇文章內容也不涉及性別刻板印象。而去威脅訊息組（以下簡稱去威脅組）則在第二篇 文章中明確指出過去男女生的數學表現的確有差異（Spencer et al., 1999），但「男女數 學表現差異非肇因於男性之數學能力普遍較高」（Halpern et al., 2007）而是「男女生數 理能力各有不同的優勢」。受試者若在簡述文章大意的檢核題描述不清或不符合文意、
選擇題也未答對，則資料予以刪除。三種閱讀測驗版本全文請見附錄九。
複試—邏輯分析測驗。與初試之邏輯分析測驗相彷，同樣採用類似舊版之美國研究 所入學測驗 GRE 中之邏輯分析題組來測量受試者在推理作業上的表現，但題目與初試 不同。一共有五大題，每大題包含五小題，共25 題，經由 12 位台大心理系學生作答、
修訂編製而成。測驗時間限定為三十分鐘，每題一分，未做答不算分，答錯倒扣0.2 分，
將25 題得分加總，即為邏輯分析測驗成績。詳見附錄十。
複試—個人特質量表。本研究採用李美枝（1981）編定之「中文版性別特質量表」
區分受試者之男性化特質及女性化特質高低程度。為去除受試者受量表名稱影響而產生 做答偏誤，因此改用「個人特質量表」之名義施測。整份量表一共有 60 題，題目皆為 形容詞，包含男性化特質形容詞、女性化特質形容詞、以及中性特質形容詞各 20 題。
受試者按照各個形容詞與自己的符合程度，於 7 點量尺上圈選。將 20 題男性化特質題 及 20 題女性化特質題的得分分別求得總分，再依據李美枝（1981）的計算方式，以本
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研究全部大學男女受試者（共287 人）之男性化特質和女性化特質總分之中位數區分高 低組，受試者之總分數剛好位居全體總分中位數時，若「小於中位數的總人數」多於「大 於中位數的總人數」，代表居中位數者在整體受試者中偏向高分群，則將位居中位數者 分入高分群，反之亦然（此分組法亦為 Bem（1981）所使用的方法）。依照上述方式分 組後，有男生在場組共有高男性化特質者58 人、低男性化特質者 58 人，沒有男生在場 組共有高男性化特質者65 人、低男性化特質者 60 人。以本實驗有效樣本所計算出之男 性化特質（M = 87.01，SD = 12.82，range = 55-120，skewness = -0.41）、女性化特質（M
= 90.71，SD = 11.44，range = 57-120，skewness = -0.01）、以及中性特質（M = 91.65，SD
= 8.01，range = 67-115，skewness = 0.43）各分量表的內部一致性皆在可接受的範圍內
（Cronbach αs = 0.77, 0.71, 0.70）。詳見附錄十一。
表2-1
個人特質／性別特質量表內容。
女性化特質 男性化特質 中性特質
題號 題目內容 題號 題目內容 題號 題目內容
1. 溫暖的 2. 靠自己的 3. 老實的
5. 愛美的 4. 有領導才能的 6. 鎮靜的
7. 伶俐的 10. 有主見的 9. 任性的
8. 文雅的 11. 膽大的 12. 負責的
14. 矝持的 13. 深沉的 15. 知趣的
16. 動人的 17. 競爭的 18. 健忘的
21. 愛小孩的 19. 善謀的 23. 成熟的 22. 討人喜歡的 20. 嚴肅的 24. 樂觀的
25. 天真的 26. 獨立的 29. 沒條理的
27. 善感的 28. 冒險的 32. 熱情的
30. 端莊的 33. 主動的 35. 聰明的
31. 純情的 34. 幹練的 38. 偏心的
37. 整潔的 36. 自力更生的 41. 挑剔的
39. 細心的 40. 穩健的 43. 親熱的
44. 慈善的 42. 豪放的 45. 誠實的
46. 親切的 49. 剛強的 48. 空談的
47. 溫柔的 50. 好支配的 51. 愛國的 52. 富同情心的 53. 個人主義的 54. 多疑的 55. 輕聲細語的 56. 有雄心的 57. 誠懇的 60. 純潔的 59. 行動像領袖的 58. 風趣的
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複試—測驗評估。為了避免讓受試者察覺其對於所做測驗的評估是本研究的真正目 的，因此這部份的問卷在初試及複試時都是以「基本資料」為標題。受試者對於閱讀測 驗之難度、預測答對題數，邏輯分析測驗之難度、預測答對題數，還有整體表現等五題 以九點量尺進行評估。前兩題針對閱讀測驗之回答不予分析。由於邏輯分析測驗預測答 對題數和整體表現評估之相關高達.72（p < .001），也都反應了受試者對自己表現的信心 程度，故將這兩項分數轉為 Z 分數後相加，成為「信心指數」，以進行後續分析。詳見 附錄十二。
第二節 結果
以下首先呈現樣本資料的描述性統計；其次以變異數分析（Analysis of Variance, ANOVA）檢定各組受試者基本數理能力是否相同；再以初試成績為共變數，進行三階 共變數分析，檢驗複試中的邏輯分析測驗成績的組間差異；接著進行三階多變量共變數 分析（Multivariate Analysis of Covariance, MANCOVA）和接續的單一依變項共變數分析
（Analysis of Covariance, ANCOVA）以複試中的邏輯分析測驗成績為共變數，探討「有 無男生在場」、「訊息操弄」、以及「男性化特質高低」三個獨變項對「難度評估」和「信 心指數」等依變項之影響。
一、樣本資料的描述性統計
本研究樣本以有／無男生在場、訊息操弄、及男性化特質高低分組，各組人數如表 2-2。由於男性化特質高低分組是施測完畢後以全體受試者之中位數區分，無法事先平 均分配至各訊息操弄的組別中，所以各組人數不等。
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表2-2
實驗一大學女生有／無男生在場、訊息操弄及男性化特質分組人數統計表。
有男生在場 沒有男生在場 有／無男生在場合併 高 男 性 化 特 質 組
威脅組 13 (22.4%) 18 (27.7%) 31 (25.2%)
無訊息組 28 (48.3%) 20 (30.8%) 48 (39.0%)
去威脅組 17 (29.3%) 27 (41.5%) 44 (35.8%)
合計 58 65 123
低 男 性 化 特 質 組
威脅組 25 (43.1%) 22 (40.0%) 47 (39.8%)
無訊息組 11 (19.0%) 24 (36.7%) 35 (29.7%)
去威脅組 22 (37.9%) 14 (23.3%) 36 (30.5%)
合計 58 60 118
高低男性化特質合
威脅組 38 (32.8%) 40 (32.0%) 78 (32.4%)
無訊息組 39 (33.6%) 44 (35.2%) 83 (34.4%)
去威脅組 39 (33.6%) 41 (32.8%) 80 (33.2%)
合計 116 125 241
二、受試者數理能力基準線
首先以初試邏輯分析測驗成績為依變項，以「有無男生在場」、「訊息操弄」、以及
「男性化特質高低」三個獨變項分別進行變異數分析，結果發現都沒有顯著差異（F(1,239)
= 0.46，ns.；F(2,238) = 1.09，ns.；F(1,239) = 0.83，ns.），顯示各組受試者基本數理能力 沒有差異。初試與複試成績的相關高達.46（p < .001，見表 2-3），因此後續分析複試成 績時，皆將初試成績做為共變數加以排除。表2-4 為各組複試邏輯分析測驗成績排除共 變數之後的平均數與標準差估計值。
複試時的邏輯測驗難度評估、信心指數與成績有顯著相關（r = -.31，p < .001；r
= .67，p < .001），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，勢必會受到受試者自己感覺測驗表現如何的影響，所以以下對於難度評估和信心指 數的分析，皆以複試邏輯分析測驗成績為共變項，以了解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2-4）。
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表2-3
實驗一所有變項之相關總表。
初試 邏輯分析表現
複試 邏輯分析表現
複試 測驗難度評估
複試
信心指數 男性化特質
初試：
邏輯分析表現 --
複試：
邏輯分析表現 .46*** --
測驗難度評估 -.05 -.31*** --
信心指數 .32*** .67*** -.41*** --
男性化特質 -.09 -.07 -.08 .16** --
* p < .05. ** p < .01. *** p < .001.
表2-4
實驗一大學樣本所有依變項平均數與標準差估計值。
有男生在場 沒有男生在場 有／無男生在場合併
邏輯分析
成績 難度評估 信心指數 邏輯分析
成績 難度評估 信心指數 邏輯分析
成績 信心指數 難度評估
高男性化特質組
16.19 5.50 .22 15.41 6.73 .20 15.80 6.11 .21 威脅組 (1.11) (0.35) (0.37) (0.95) (0.29) (0.32) (0.73) (0.23) (0.24)
14.45 6.64 .14 16.45 6.41 .37 15.45 6.52 .25 無訊息組 (0.76) (0.24) (0.26) (0.90) (0.28) (0.30) (0.59) (0.18) (0.20) 15.76 6.19 .12 15.97 6.42 .34 15.87 6.31 .23 去威脅組 (0.98) (0.30) (0.33) (0.78) (0.24) (0.26) (0.62) (0.19) (0.21) 15.47 6.11 .16 15.94 6.52 .30 15.71 6.31 .23 合計 (0.56) (0.17) (0.19) (0.51) (0.16) (0.17) (0.38) (0.12) (0.13)
低男性化特質組
17.67 6.38 .12 15.60 6.87 -.84 16.63 6.62 -.36 威脅組 (0.80) (0.25) (0.27) (0.82) (0.26) (0.27) (0.57) (0.18) (0.19) 15.49 6.27 .59 16.57 5.88 -.09 16.03 6.07 .25 無訊息組 (1.21) (0.38) (0.40) (0.86) (0.27) (0.29) (0.74) (0.23) (0.25) 15.38 6.85 -.19 16.61 6.98 -.87 15.99 6.92 -.53 去威脅組 (0.86) (0.27) (0.29) (1.07) (0.33) (0.36) (0.69) (0.21) (0.23) 16.18 6.50 .17 16.26 6.57 -.60 16.22 6.54 -.21 合計 (0.56) (0.18) (0.19) (0.53) (0.17) (0.18) (0.39) (0.12) (0.13)
高／低男性化特質合併
16.93 5.94 .17 15.50 6.80 -.32 16.22 6.37 -.07 威脅組 (0.69) (0.21) (0.23) (0.63) (0.20) (0.21) (0.46) (0.14) (0.16)
14.97 6.45 .36 16.51 6.14 .14 15.74 6.30 .25 無訊息組 (0.71) (0.22) (0.24) (0.62) (0.19) (0.21) (0.47) (0.15) (0.16) 15.57 6.52 -.03 16.29 6.70 -.26 15.93 6.61 -.15 去威脅組 (0.65) (0.20) (0.22) (0.66) (0.21) (0.22) (0.46) (0.14) (0.15) 15.82 6.30 .17 16.10 6.55 -.15 15.96 6.43 .01 合計 (0.39) (0.12) (0.13) (0.37) (0.11) (0.12) (0.27) (0.08) (0.09)
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三、實驗操弄效果檢定
在邏輯分析測驗成績方面，以初試成績為共變數，並以情境（有男生／沒有男生）、
訊息操弄（威脅組、無訊息組、去威脅組）和男性化特質（高／低）為獨變項進行三 階共變數分析（ANOVA），所有主要效果、二階和三階的交互作用都沒有達到顯著（表 2-5），受試者在測驗的實際表現並沒有受到男生在場與否、性別訊息、或是受試者本 身男性化特質高低的影響而有變化，不符合研究假設的預期，也與國外研究的結果不 同。
表2-5
實驗一邏輯分析測驗成績、難度評估、與信心指數在情境、訊息操弄、男性化特質三階 共變數分析。
主要效果 二階交互作用 三階交互作用
情境 訊息操弄 男性化特質 情境×訊息 情境×
男性化特質
男性化特質×
訊息 情境×訊息×訊息特質
F (1 , 228) F (2 , 228) F (1 , 228) F (2 , 228) F (1 , 228) F (2 , 228) F (2 , 228) 邏輯分析
測驗成績 n.s. n.s. n.s. n.s. n.s. n.s. n.s.
n.s. n.s. n.s. 4.01* n.s. 4.02* n.s.
難度評估 威脅訊息：
有男生在場＜沒有男生在場 沒有男生在場：
威脅組＞無訊息組
去威脅訊息：
高男性化特質＜低男性化特質 低男性化特質：
去威脅組＞無訊息組
n.s. n.s. 6.06* n.s. 6.48* n.s. n.s.
信心指數
高男性化特質＞低男性化特質
低男性化特質：
有男生在場＞沒有男生在場 沒有男生在場：
高男性化特質＞低男性化特質
* p < .05.
難度評估和信心指數方面則是以複試成績為共變數進行三階多變量共變數分析
（MANCOVA），結果發現訊息操弄、有／無男生情境及男性化特質高低的三階交互作 用未達顯著（F(4, 454) = 0.20，ns.）。有／無男生情境和男性化特質高低有顯著的交互 作用（F(2, 227) = 4.74，p < .01），訊息操弄和男性化特質高低之間也達臨界顯著（F(4, 454) = 2.27，p = .06），訊息操弄和有／無男生情境之交互作用則未達顯著（F(4, 454) = 2.00，ns.）。主要效果只有男性化特質達顯著（F(2, 227) = 3.26，p < .05），訊息操弄及
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有／無男生情境則否（F(4, 454) = 1.33，ns.；F(2, 227) = 2.04，ns.）。再進行單一依變 項共變數分析（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著，也就是兩個依變項受影響的方式不盡相同，因此分別 加以說明。
在難度評估方面，情境、訊息操弄和男性化特質主要效果皆不顯著（F(1, 228) = 2.10，ns.；F(2, 228) = 1.30，ns.；F(1, 228) = 1.76，ns.）。有／無男生在場情境及訊息 操弄的二階交互作用達顯著（F(2, 228) = 4.01，p < .05）（表 2-5），進一步分析單純主 要效果後發現，在威脅組中，有男生在場的受試者難度評估較沒有男生在場者低（M = 5.94，SD = 0.21 vs. M = 6.80，SD = 0.19；p < .05）（圖 2-1）。另外，在沒有男生在場的 情境中，威脅組較無訊息組認為測驗難度高（M = 6.80，SD = 0.19 vs. M = 6.14，SD = 0.19；p < .05）（圖 2-2）。上述結果顯示「性別威脅訊息」對大學女生有造成影響，不 過是出現在「沒有男生的情境」，而非如預期出現在「有男生的情境」。
難度評估在男性化特質高低及訊息操弄的二階交互作用亦達顯著（F(2, 228) = 4.02，p < .05）（表 2-5），單純主要效果分析發現，在去威脅組中，高男性化特質者比 低男性化特質者認為測驗難度較低（M = 6.31，SD = 0.19 vs. M = 6.92，SD = 0.21；p
= .06）（圖2-3）。另外，高男性化特質者在各訊息操弄組別的難度評估沒有顯著差異，
圖2-1 實驗一「難度評估」在有／無男生情境與 訊息操弄之交互作用：有／無男生情境之 顯著差異。
圖2-2 實驗一「難度評估」在有／無男生情境與 訊息操弄之交互作用：訊息操弄之顯著差 異。
