王 禎 管 健

（南開大學(xué)周恩來政府管理學(xué)院社會心理學(xué)系，天津 300071）

1 引 言

刻板印象威脅效應(yīng)（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(dān)心自己會因該刻板印象而被消極評價或?qū)ΥM(jìn)而在心理和行為上受損的一種現(xiàn)象（Spencer et al.，2016）。自Steele 和Aronson（1995）提出該效應(yīng)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(lǐng)域上，從最初的學(xué)業(yè)測試，拓展到了空間能力（Lin et al.，2021）、體育運(yùn)動（Mousavi et al.，2021）和群際關(guān)系（Febriani& Sanitioso，2021）等方面；在研究方法上，從最初的行為實(shí)驗(yàn)，上升到了神經(jīng)生理學(xué)實(shí)驗(yàn)（Derks et al.，2008）等方面。雖然刻板印象威脅效應(yīng)在不同學(xué)科、不同領(lǐng)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(yīng)（Spencer et al.，1999），但近年來也有越來越多的研究者對該效應(yīng)的可重復(fù)性提出了質(zhì)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(shù)學(xué)成績的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅的主效應(yīng)及其與性別的交互效應(yīng)均不顯著，也就是說無證據(jù)表明存在性別刻板印象威脅效應(yīng)。一系列元分析研究也發(fā)現(xiàn)相比于種族刻板印象威脅和年齡刻板印象威脅等其他領(lǐng)域，性別刻板印象威脅效應(yīng)存在較大的異質(zhì)性（表1）。這就意味著性別刻板印象威脅效應(yīng)在以往研究中可能被夸大，甚至存在可重復(fù)性問題。

表1 性別刻板印象威脅的元分析

然而，當(dāng)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(lǐng)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(guān)領(lǐng)域的探索和進(jìn)步。基于此，本研究擬對性別刻板印象威脅效應(yīng)的可重復(fù)性問題的具體表現(xiàn)、可能原因和未來方向進(jìn)行綜述。一方面希望通過本次論述能引起相關(guān)領(lǐng)域研究者對性別刻板印象威脅效應(yīng)的可重復(fù)性問題的關(guān)注，啟發(fā)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(yīng)能充分解釋男女在多個領(lǐng)域上存在性別差異”的思維桎梏。

2 性別刻板印象威脅效應(yīng)的可重復(fù)性問題的表現(xiàn)

2.1 無性別刻板印象威脅效應(yīng)

性別刻板印象威脅效應(yīng)的可重復(fù)性問題的常見表現(xiàn)是研究者在實(shí)驗(yàn)中對性別刻板印象威脅進(jìn)行操作后，發(fā)現(xiàn)無證據(jù)表明存在性別刻板印象威脅效應(yīng)，甚至是有證據(jù)表明無性別刻板印象威脅效應(yīng)［有關(guān)無證據(jù)表明有效應(yīng)（absence of evidence）與有證據(jù)表明無效應(yīng)（evidence of absence）這兩者的區(qū)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(fù)性問題現(xiàn)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(dá)（Picho & Schmader，2018）和中國（Wang et al.，2022）等國家的研究中得以顯見。根據(jù)研究對象的不同，無性別刻板印象威脅效應(yīng)可分為無理科性別刻板印象威脅效應(yīng)和無語言性別刻板印象威脅效應(yīng)。

無理科性別刻板印象威脅效應(yīng)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(wù)上的表現(xiàn)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(jī)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(shù)學(xué)測試。結(jié)果顯示，無證據(jù)表明刻板印象威脅操作會導(dǎo)致女孩的數(shù)學(xué)表現(xiàn)下降；進(jìn)一步貝葉斯因子分析顯示，有極強(qiáng)證據(jù)支持無性別刻板印象威脅效應(yīng)的零假設(shè)。此外，還有一些研究者通過化學(xué)和生物等其他理科測試為實(shí)驗(yàn)任務(wù)，結(jié)果也發(fā)現(xiàn)無證據(jù)表明存在性別刻板印象威脅效應(yīng)（Sunny et al.，2017；Taasoobshirazi et al.，2019）。而無語言性別刻板印象威脅效應(yīng)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(wù)上的表現(xiàn)受損（Hausmann et al.，2009）。比如Wulandari 和Hendrawan（2021）在研究中將被試隨機(jī)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(jié)果顯示，無論任務(wù)難度和性別刻板印象威脅的啟動方式如何，男性的表現(xiàn)都不受性別刻板印象威脅的影響。也就是說，無證據(jù)表明存在性別刻板印象威脅效應(yīng)。貝葉斯因子分析支持了零假設(shè)，即有證據(jù)表明無性別刻板印象威脅效應(yīng)（Chaffee et al.，2020）。

2.2 反性別刻板印象威脅效應(yīng)

性別刻板印象威脅的可重復(fù)性問題的另一種不常見表現(xiàn)是研究者在實(shí)驗(yàn)中對性別刻板印象威脅進(jìn)行操作后，出現(xiàn)了與該效應(yīng)相反的一種性別刻板印象威脅效應(yīng)，也即刻板印象阻抗效應(yīng)（stereotype reactance）。根據(jù)Brehm（1966）提出的心理阻抗理論（psychological reactance theory），當(dāng)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(chǔ)上，Kray 等人（2001）提出了刻板印象阻抗的概念，即當(dāng)個體受到刻板印象威脅后會認(rèn)為自己的表現(xiàn)受限，進(jìn)而表現(xiàn)出與刻板印象威脅效應(yīng)相反的行為傾向，即表現(xiàn)上升（為了與無刻板印象威脅效應(yīng)相對應(yīng)，后文將刻板印象阻抗效應(yīng)稱為反刻板印象威脅效應(yīng)）。根據(jù)研究對象的不同，反性別刻板印象威脅效應(yīng)可分為女性反性別刻板印象威脅效應(yīng)和男性反性別刻板印象威脅效應(yīng)。

當(dāng)前研究者已在諸多有利于男性的性別刻板印象領(lǐng)域中發(fā)現(xiàn)了女性反性別刻板印象威脅效應(yīng)。比如（1） 學(xué)業(yè)測試上，Pavawalla 等人（2013）發(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅組中女性的數(shù)學(xué)表現(xiàn)反而比控制組中女性的數(shù)學(xué)表現(xiàn)更好。（2）談判能力上，Kray等人（2001）發(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅組中女性的談判表現(xiàn)顯著提高，甚至高于男性。（3）領(lǐng)導(dǎo)能力上，Hoyt 和Blascovich（2007）發(fā)現(xiàn)，性別刻板印象威脅組中具有高自我效能的女性報(bào)告其在領(lǐng)導(dǎo)任務(wù)上具有更高水平的表現(xiàn)。（4）運(yùn)動能力上，Deshayes 等人（2019）發(fā)現(xiàn)女性在面對消極性別刻板印象時的運(yùn)動成績竟有顯著提高，該現(xiàn)象在后續(xù)其他疲勞運(yùn)動任務(wù)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(yīng)，男性反性別刻板印象威脅效應(yīng)的研究鮮少，且主要集中在言語流暢性任務(wù)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(jié)果發(fā)現(xiàn)，性別刻板印象威脅組中男性和女性的任務(wù)表現(xiàn)顯著高于控制組，這表明男性出現(xiàn)了反性別刻板印象威脅效應(yīng)，該現(xiàn)象在后續(xù)Hausmann（2014）的研究中得以證明。

3 性別刻板印象威脅效應(yīng)的可重復(fù)性問題的原因

3.1 調(diào)節(jié)變量存在爭議

不同研究中性別刻板印象威脅操作后的結(jié)果不一，表明可能存在調(diào)節(jié)效應(yīng)（Nguyen&Ryan，2008）。因此，調(diào)節(jié)變量可能是影響性別刻板印象是否存在威脅效應(yīng)的關(guān)鍵，尤其體現(xiàn)在刻板印象意識、領(lǐng)域認(rèn)同和任務(wù)難度這三個變量上（Steele，1997）。一些研究者認(rèn)為當(dāng)個體存在刻板印象意識、具有高領(lǐng)域認(rèn)同且實(shí)驗(yàn)任務(wù)具有挑戰(zhàn)性時才能引發(fā)刻板印象威脅效應(yīng)（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(rèn)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(xiàn)性別刻板印象威脅操作后應(yīng)有的消極效應(yīng)；Chaffee 等人（2020）在研究中即使只選取了中到高領(lǐng)域認(rèn)同的被試，也未能發(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅效應(yīng)；Wulandari 和Hendrawan（2021）雖然設(shè)置了簡單、中等和困難這三種不同難度的實(shí)驗(yàn)任務(wù)，卻均未發(fā)現(xiàn)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(rèn)同等其他調(diào)節(jié)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(dāng)前研究者尚未完全理清對性別刻板印象威脅效應(yīng)起關(guān)鍵作用的調(diào)節(jié)變量，才導(dǎo)致其存在可重復(fù)性問題。

3.2 被試年齡選取不一

相比于早期以大學(xué)生為被試發(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅效應(yīng)的研究（Spencer et al.，1999），近年來該效應(yīng)的可重復(fù)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(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅對女孩數(shù)學(xué)成績的影響。這就意味著可能是因?yàn)楸辉嚨哪挲g選取不一，相比于大學(xué)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(xiàn)出該效應(yīng)。對于性別刻板印象威脅的產(chǎn)生條件，不同年齡段兒童的發(fā)展情況存在差異。比如有研究認(rèn)為性別刻板印象意識作為性別刻板印象威脅產(chǎn)生的先決條件（Galdi et al.，2014），在兒童9 到10 歲時才可能發(fā)展到與成人相似，但這時仍具有明顯的性別內(nèi)群體偏好（Passolunghi et al.，2014）。因此，這時的兒童可能仍不會表現(xiàn)出性別刻板印象威脅效應(yīng)。未來可以就不同年齡段的被試進(jìn)行大樣本重復(fù)研究，以驗(yàn)證性別刻板印象威脅效應(yīng)的可重復(fù)性問題是否真與被試的年齡選取有關(guān)。

3.3 相關(guān)知識得以傳播

一項(xiàng)正在進(jìn)行的橫斷歷史元分析認(rèn)為近年來性別刻板印象威脅效應(yīng)難以重復(fù)可能存在兩種原因：一種是支持性別刻板印象威脅效應(yīng)的證據(jù)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(fā)生了變化，使得對其重復(fù)變得尤為困難（Lewis&Michalak，2019）。比如隨著心理學(xué)在各高校的普及，刻板印象等相關(guān)知識可能得以傳播，而干預(yù)性別刻板印象威脅對女性產(chǎn)生消極影響的最簡單方式則是向女性傳播有關(guān)刻板印象的相關(guān)知識（Johns et al.，2005）。因此，這可能導(dǎo)致近年來研究者越來越難以重復(fù)出性別刻板印象威脅效應(yīng)。此外，隨著刻板印象知識的傳播和社會規(guī)范的不斷進(jìn)步，當(dāng)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(dǎo)致當(dāng)前研究難以發(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅效應(yīng)。未來研究可以招募較少與較多知曉刻板印象相關(guān)知識的個體為被試，通過對比研究，進(jìn)一步驗(yàn)證刻板印象相關(guān)知識的傳播是否是引發(fā)性別刻板印象威脅效應(yīng)存在可重復(fù)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(dǎo)致性別刻板印象威脅效應(yīng)難以重復(fù)。（1）發(fā)表偏倚（publication bias），指零結(jié)果的研究通常不會被寫出來發(fā)表或被接收發(fā)表（Begg，1994）。近年來，多處證據(jù)表明性別刻板印象威脅領(lǐng)域可能存在發(fā)表偏倚的現(xiàn)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(fā)表出來的，這可能受發(fā)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(jié)果顯示，修正后的預(yù)估性別刻板印象威脅效應(yīng)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(jìn)行重復(fù)元分析時發(fā)現(xiàn)，運(yùn)用四種統(tǒng)計(jì)方法對可能存在的發(fā)表偏倚進(jìn)行調(diào)整后得到了不同的刻板印象威脅估計(jì)效應(yīng)量（Ryan&Nguyen，2017；Zigerell，2017）。這些研究一方面揭示了有關(guān)性別刻板印象威脅效應(yīng)的大量證據(jù)可能建立在某些不穩(wěn)定的基礎(chǔ)上，因此當(dāng)研究者對該因素進(jìn)行“統(tǒng)計(jì)調(diào)整（statistically adjust）”后威脅效應(yīng)才出現(xiàn)；另一方面也表明以往有關(guān)性別刻板印象威脅的研究可能存在發(fā)表偏倚。（2）有研究指出當(dāng)前部分性別刻板印象威脅的研究以數(shù)學(xué)測試為協(xié)變量，但這種協(xié)變量分析方法與其假設(shè)（協(xié)變量需獨(dú)立于實(shí)驗(yàn)效應(yīng)）相反（Agnoli et al.，2021；Picho-Kiroga et al.，2021；Wicherts，2005）。Flore 等人（2018）為避免協(xié)變量的使用，通過多水平統(tǒng)計(jì)分析（a multilevel statistical analysis）處理數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無性別刻板印象威脅效應(yīng)。這是否意味著統(tǒng)計(jì)方法的選擇也可能是導(dǎo)致該效應(yīng)有無的原因？未來心理統(tǒng)計(jì)領(lǐng)域的研究者可以就這一點(diǎn)進(jìn)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(shè)定。研究指出可重復(fù)性問題可能是因?yàn)槔碚撆c其實(shí)證檢驗(yàn)之間的邏輯關(guān)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(shè)計(jì)（如樣本選擇、分析方法）與刻板印象威脅理論的關(guān)鍵原則保持一致，這可能導(dǎo)致刻板印象威脅理論在實(shí)證研究中被誤定，進(jìn)而使后續(xù)重復(fù)研究出現(xiàn)較大的異質(zhì)性（Picho-Kiroga et al.，2021）。這提醒研究者在進(jìn)行性別刻板印象威脅的實(shí)證研究時應(yīng)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(yīng)用于多個領(lǐng)域（Lewis&Sekaquaptewa，2016）；而質(zhì)疑者卻通過各種實(shí)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）?；诖耍狙芯繌男詣e刻板印象威脅的視角出發(fā)，對該領(lǐng)域近年來存在的可重復(fù)性問題進(jìn)行了詳實(shí)的綜述。面對理論與實(shí)證之間的鴻溝，一方面未來研究可重點(diǎn)關(guān)注以下幾個方面，或有助于打開性別刻板印象威脅效應(yīng)研究的新局面；另一方面也希望借助性別刻板印象威脅領(lǐng)域的可重復(fù)性問題，引發(fā)未來研究者對民族和年齡等其他刻板印象威脅領(lǐng)域的可重復(fù)問題的關(guān)注，共同助力刻板印象威脅理論的“更新迭代”。

4.1 細(xì)化調(diào)節(jié)變量

對調(diào)節(jié)變量的爭議可能是導(dǎo)致性別刻板印象威脅效應(yīng)產(chǎn)生可重復(fù)性問題的重要因素，因此未來研究者可細(xì)化調(diào)節(jié)變量。以往眾多研究對調(diào)節(jié)變量的劃分過于粗糙，這可能導(dǎo)致研究者在實(shí)驗(yàn)中不經(jīng)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(shù)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(jìn)一步細(xì)化性別刻板印象威脅的啟動方式，比如參照Likert 6點(diǎn)計(jì)分方式（1=非常微妙啟動，6=非常明顯啟動）。據(jù)此邏輯，未來研究還可以對刻板印象意識、領(lǐng)域認(rèn)同和任務(wù)難度等其他調(diào)節(jié)變量進(jìn)一步細(xì)化，以“譜系”的方式考察其對性別刻板印象威脅的調(diào)節(jié)作用，助力研究者更為精準(zhǔn)地掌握該效應(yīng)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(yīng)的調(diào)節(jié)變量。比如Agnoli 等人（2021）未能發(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅效應(yīng)，可能是因?yàn)槠鋵?shí)驗(yàn)是在教室中完成。相比陌生的實(shí)驗(yàn)室環(huán)境，被試對教室環(huán)境更為熟悉；教室與學(xué)科之間的聯(lián)結(jié)也可能更易讓被試在進(jìn)行測試任務(wù)時成功提取出相關(guān)的學(xué)科知識，進(jìn)而導(dǎo)致性別刻板印象威脅失效。因此，實(shí)驗(yàn)環(huán)境可能是影響性別刻板印象威脅效應(yīng)的重要調(diào)節(jié)變量。

4.2 開展重復(fù)研究

隨著性別刻板印象威脅的實(shí)驗(yàn)研究頻頻出現(xiàn)零結(jié)果，研究者認(rèn)為重復(fù)研究可作為考察性別刻板印象威脅效應(yīng)是否具有可信度的最佳手段（Flore et al.，2018；Pennington et al.，2019）。鑒于當(dāng)前與之相關(guān)的重復(fù)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(qū)的研究者對此進(jìn)行重復(fù)研究。具體需要注意以下幾點(diǎn)：（1）考慮到可重復(fù)性問題可能是受重復(fù)研究時所使用的研究方法或重復(fù)目標(biāo)的不同所致（Anderson & Maxwell，2016；Gilbert et al.，2016），因此未來研究者在進(jìn)行性別刻板印象威脅的重復(fù)研究時，首先要保證自己的研究同被重復(fù)對象具有同樣的目標(biāo)方法。（2）在以往有關(guān)性別刻板印象威脅的研究中，小樣本研究往往呈現(xiàn)更大的性別刻板印象威脅效應(yīng)，而大樣本研究卻多表現(xiàn)出較小的效應(yīng)（Flore & Wicherts，2015），這提醒未來研究者應(yīng)盡可能將重復(fù)研究建立在大樣本的基礎(chǔ)上以保證研究的準(zhǔn)確性。（3）盡可能克服上述令性別刻板印象威脅效應(yīng)難以重復(fù)的因素，如樣本的選擇上應(yīng)具有刻板印象意識、認(rèn)同刻板印象領(lǐng)域和其所屬的社會群體；任務(wù)的選擇上應(yīng)為中到高的難度；以及統(tǒng)計(jì)功效設(shè)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(yīng)產(chǎn)生的某些必要條件可能已發(fā)生變化，多數(shù)高校對刻板印象相關(guān)知識的普及可能令該效應(yīng)難以重復(fù)。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(dá)到研究的篩選標(biāo)準(zhǔn)；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(tǒng)計(jì)技術(shù)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(jìn)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(yīng)是否存在動態(tài)變化的情況。（4）規(guī)范重復(fù)研究的相關(guān)程序，比如采用預(yù)注冊以避免一些方法學(xué)的問題；采用先驗(yàn)功效分析以避免低功效研究增加結(jié)果的假陽性比例（Button & Munafò，2017）；重視發(fā)表偏倚，防止為追求顯著性而催生p 值操作等學(xué)術(shù)不端行為（胡傳鵬等，2016）。（5）還有一點(diǎn)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(yīng)存在較大的異質(zhì)性，但相關(guān)結(jié)論卻大相徑庭。這可能與元分析研究的文獻(xiàn)納入標(biāo)準(zhǔn)、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(yīng)盡可能根據(jù)國際標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行規(guī)范報(bào)告（劉宇等，2021）?？偠灾?，未來在進(jìn)行重復(fù)研究時要盡可能通過種種措施保證實(shí)驗(yàn)的科學(xué)性和嚴(yán)謹(jǐn)性。

4.3 選擇統(tǒng)計(jì)方法

同其他領(lǐng)域的心理學(xué)研究類似，性別刻板印象威脅的研究主要采用傳統(tǒng)的零假設(shè)顯著性檢驗(yàn)（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(shè)（H0）和接受備擇假設(shè)（H1）的統(tǒng)計(jì)方法（胡傳鵬等，2018）。這種方法的統(tǒng)計(jì)原理雖然相對簡單，但以p 值是否小于0.05 作為統(tǒng)計(jì)顯著性的二分思維方式可能會導(dǎo)致發(fā)表偏倚，同時隨著抽樣的不斷變化，p 值也會出現(xiàn)不穩(wěn)定的情況（胡傳鵬等，2016）。更為重要的是，NHST 難以評估零效應(yīng)（許岳培等，2022）。比如對于以往未能發(fā)現(xiàn)性別刻板印象威脅效應(yīng)的研究（Agnoli et al.，2021；Ganley et al.，2013；Picho & Schmader，2018），究竟是由于統(tǒng)計(jì)效力較低等原因?qū)е挛茨軝z測到該效應(yīng)，還是根據(jù)現(xiàn)有數(shù)據(jù)結(jié)果已然能表明該效應(yīng)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(tǒng)計(jì)方法來考察性別刻板印象威脅效應(yīng)。比如貝葉斯因子，該方法在假設(shè)檢驗(yàn)中表示當(dāng)前數(shù)據(jù)對零假設(shè)與備擇假設(shè)支持的強(qiáng)度之間的比率。相比于NHST，貝葉斯因子雖然統(tǒng)計(jì)原理較為復(fù)雜，但能量化地反映當(dāng)前數(shù)據(jù)對各個假設(shè)支持的程度（胡傳鵬等，2018）。因此，能較好地彌補(bǔ)NHST不能評估零效應(yīng)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(yīng)的零假設(shè)提供了強(qiáng)有力的證據(jù)（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(yīng)評估，還可以考慮等價檢驗(yàn)和貝葉斯估計(jì)等統(tǒng)計(jì)方法（許岳培等，2022）。未來研究甚至還可以嘗試將不同統(tǒng)計(jì)方法結(jié)合起來考察性別刻板印象威脅效應(yīng)，為該效應(yīng)的有無、強(qiáng)弱提供更有力的證據(jù)（Inglis&O’Hagan，2022）。

4.4 聚焦文化差異

當(dāng)前有關(guān)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(guān)研究鮮少。這可能導(dǎo)致該領(lǐng)域的研究出現(xiàn)WEIRD 現(xiàn)象，即大部分研究源自西方的（western）、受教育的（educated）、工業(yè)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(jìn)行探討，將文化差異作為一個影響該效應(yīng)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(rèn)知、情感、意識和行為的塑造具有重要影響。因此，當(dāng)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?！睆?qiáng)調(diào)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(huán)中相互轉(zhuǎn)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(zhuǎn)化為強(qiáng)大，壞事能轉(zhuǎn)化為好事（Ji et al.，2001）。比如新近研究發(fā)現(xiàn)中國人比西方人在面對諸如COVID-19等苦難時，能建構(gòu)更多的積極成分（Ji et al.，2021）。據(jù)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(zhuǎn)化為“非威脅”，進(jìn)而在測試任務(wù)上表現(xiàn)出無性別刻板印象威脅效應(yīng)，甚至是反性別刻板印象威脅效應(yīng)。鑒于當(dāng)前鮮有研究從實(shí)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(diǎn)納入探討范圍。

4.5 探索其他變量

性別刻板印象威脅效應(yīng)的提出，最初是為了解釋男女在數(shù)學(xué)領(lǐng)域上存在差異的原因（Spencer et al.，1999），后來被用于眾多領(lǐng)域上存在男女差異的主要影響因素。但眾多領(lǐng)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(guān)注到其他變量的影響。比如男女在動機(jī)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(shù)學(xué)上的性別差異為例，已有部分研究表明數(shù)學(xué)焦慮、數(shù)學(xué)興趣和空間能力等因素都與數(shù)學(xué)表現(xiàn)及其相關(guān)的職業(yè)選擇有關(guān)（Ceci&Williams，2010）。因此，未來研究應(yīng)努力探索其他可能影響男女在眾多領(lǐng)域上出現(xiàn)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(yù)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(yīng)的探討；相反，仍要繼續(xù)對其進(jìn)行深入考察，尤其是心理機(jī)制方面的研究。因?yàn)樾詣e刻板印象威脅效應(yīng)本是一個尤為復(fù)雜的心理現(xiàn)象，由于當(dāng)前研究者、教育者和大眾對其理解都過于簡化，才導(dǎo)致對性別刻板印象威脅效應(yīng)的理解出現(xiàn)偏差。