交叉分类群体的理科性别刻板印象

王祯

摘 要 为探讨以性别与专业构成的交叉分类群体的理科性别刻板印象，研究采用了内隐联想测验和自我报告两种方式，分别从内隐和外显两个加工层面对其予以考察。结果发现，内隐层面上四类交叉分类群体都存在理科性别刻板印象，但外显层面上只有理科男性、文科男性和文科女性存在该刻板印象，而理科女性不存在。该结果表明理科性别刻板印象非常顽固，即使像理科女性和文科男性这样与传统理科性别刻板印象相违背的群体也不能避免。

关键词 交叉分类群体;理科性别刻板印象;理科女性;文科男性

分类号 B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.04.006

1 引言

理科领域中存在的男女性别差异一直深受社会各界人士的关注（Stoet & Geary， 2018）。这种差异主要体现在学业和职业两方面：就学业层面而言，Stoet和Geary（2013）對75个国家和地区150万名学生近10年的PISA（Program for International Student Assessment）数据进行了分析，结果发现男生的理科成绩比女性更占优势。而这种学业上的性别差异会进一步影响到个体未来的职业选择，使众多女性对与理科有关的职业望而生畏（Xu， 2015， 2017）。比如相比于男性，女性在理科领域获得终身教授职位的比例不到20%（Williams et al.， 2017）。研究表明，除了男女本身所固有的生物因素存在差异外，社会因素也会对其造成影响（Guizzo， Moè， Cadinu， & Bertolli， 2019）。比如理科性别刻板印象（gender-science stereotype）是导致男女在理科领域比例失衡的重要因素（Bian， Leslie， & Cimpian， 2017; Ellemers， 2018）。

理科性别刻板印象，即人们普遍所持有的，对理科与某一性别（男性）的刻板印象联系（Liu， Hu， Jiannong， & Adey， 2010）。以往有许多研究对理科性别刻板印象予以了探讨（Cvencek， Meltzoff， & Greenwald， 2011; Nosek et al.， 2009; Nowicki & Lopata， 2017），但多聚焦于单一类别维度构成的简单分类群体（simple categorized groups）（如根据性别维度，将群体分为男性和女性），鲜有对两个或两个以上类别维度结合构成的交叉分类群体（cross categorized groups）的理科性别刻板印象进行探讨（如根据性别和专业维度，将群体划分为理科男性、理科女性、文科男性和文科女性）。而在社会化过程中，个体被赋予了众多社会身份（Kang & Bodenhausen， 2015; Nicolas et al.， 2017）。因此，若仅从某单一类别的视角出发，探讨该群体的理科性别刻板印象，可能会降低此类研究的生态效度。为此，本研究拟考察交叉分类群体的理科性别刻板印象。

1.1 交叉分类群体

交叉分类是根据两个或两个以上类别维度来划分群体的过程（Song & Zuo， 2016），交叉分类群体是其直接结果（黎情， 佐斌， 胡聚平， 2009）。研究发现， 交叉分类能降低对污名群体的刻板印象（严磊， 佐斌， 张艳红， 吴漾; 杨林川， 2018; Kang， Chasteen， Cadieux， Cary， & Syeda， 2014; Schug， Alt， & Klauer， 2015）。比如Remedios， Chasteen， Rule和Plaks（2011）在探究他人对种族与性取向构成的交叉分类群体的刻板印象时发现，人们虽然普遍存有“黑人具有侵犯性和威胁性”的种族刻板印象，但这种刻板印象却因普遍存有的性取向刻板印象（男同具有女子气和软弱性）而削弱，表现为认为黑人男同比黑人直男更具亲和力。

值得注意的是，以往交叉分类的研究多以自然类别维度的结合为主（宋静静，佐斌，温芳芳，谭潇，赵苗苗，2017），如种族与年龄的交叉（Kang et al.， 2014; Nicolas， de la Fuente， & Fiske， 2017），年龄与性别的交叉（王凯，王沛，2012），以及种族与性取向的交叉（Pedulla， 2014）等，而对自然与社会类别维度的交叉探究相对较少，如年龄与财富的交叉（Song & Zuo， 2016），性别与职业的交叉（Prati， Crisp， & Rubini， 2015）等。更为重要的是，以往这类研究多聚焦于感知交叉分类群体时，感知者对其中污名群体的刻板印象是否存在降低或消除，却忽略了探究交叉分类群体本身对自己所处群体是否也存在刻板印象。因此，亟需探讨交叉分类群体本身所持的刻板印象。

1.2 理科性别刻板印象

理科性别刻板印象是导致理科领域中性别差异悬殊的重要原因之一，这种刻板印象十分普遍。比如有研究对内隐联系测验（Implicit Association Test， IAT）数据库里来自世界各地34个国家，超过500000份数据进行了分析，结果显示超过70%的男性和女性都更倾向于将男性与数学，女性与文学联系在一起（Nosek et al.， 2009）。根据传统的理科性别刻板印象，女性应从事文科领域，男性应从事理科领域。然而，无论是在学业上还是在职场上，仍有部分男性选择文科（如莫言），女性选择理科（如屠呦呦），并且他们在该领域的表现尤为出色。这便与传统的理科性别刻板印象相违背。既然如此，理科女性和文科男性这两类交叉分类群体是否就不存在理科性别刻板印象呢？亦或是说这两类交叉分类群体相比于理科男性和文科女性，所持理科性别刻板印象的程度较低。如若真存在此现象，这可能说明某些社会身份能对刻板印象起缓冲作用，这无疑能为未来研究干预理科性别刻板印象对女性的消极影响提供借鉴。

然而，以往对此问题进行探讨的研究甚少，更多集中在简单分类群体上（蔡华俭，周颖，史青海，2001;马芳，梁宁建，2006，2008），这可能会降低研究的生态效度（黎情等，2009）。虽然Smeding（2012）以理科男女和文科男女为被试，考察了他们是否存在内隐数学性别刻板印象，结果发现只有文科女性和理科男性持有该刻板印象，而文科男性和理科女性并没有。但该研究采用被试间设计，其样本量仅56人，也就是说每种交叉分类群体的样本不足15人，这可能会降低研究的信度。更为重要的是，该研究只从内隐层面探究了交叉分类群体的理科性别刻板印象，却忽略了外显测量的重要性。而刻板印象本就存在两个加工过程，一个是自动化的、无意识的和内隐性的;另一个是受控制的、有意识的和外显性的（Cvencek et al.， 2011）。因此，交叉分类群体的理科性别刻板印象的研究还有待进一步完善。

综上所述，无论是从交叉分类群体的视角出发，还是从理科性别刻板印象的视角出发，探讨以性别与专业构成的交叉分类群体的理科性别刻板印象都显得尤为重要。因此，本研究拟通过IAT和自我报告两种方式来测量性别与专业构成的交叉分类群体的理科性别刻板印象。根据Nosek等人（2009）和Smeding（2012）的研究结果，本研究作出如下假设：

H1：理科男性和文科女性都就有内隐和外显理科性别刻板印象;

H2：理科女性和文科男性不存在内隐和外显理科性别刻板印象。

2 研究方法

2.1 被试

随机选取某大学本科生120名（理科男性35人，理科女性24人，文科女性34人，文科男性27人）参与实验。所有被试之前都从未参与过任何与本研究相关的心理学实验，整个实验征得了其同意。

由于以往研究（蔡华俭等，2001;马芳等，2006; 2008）在取样上只关注了被试本科阶段的文理专业性质，却忽略了我国文理分科从高中便存在的实际，这可能导致参与实验的被试其本科所学的专业性质与高中的文理方向不一致，进而影响到实验结果的准确性。因此，本研究要求所有被试本科所学专业性质应与高中的文理方向一致，据此共剔除9名被试。其中，7名被试（2名男性和5名女性）大学为文科专业而高中是理科生，2名男性被试大学为理科专业而高中是文科生。最终得到111名被试（M年龄=19.66，SD年龄=1.17）进入正式实验，其中理科男性33人，理科女性24人，文科女性29人，文科男性25人。

2.2 实验设计

2（性别：男性，女性）×2（专业：理科，文科）的被试间设计。自变量为性别和专业，因变量为内隐联系测验的D值和自我报告分数。

2.3 实验材料

2.3.1 理科性别刻板印象的内隐测量

理科性别刻板印象的内隐测量改编于Greenwald，McGhee和Schwartz（1998）的IAT。结合2018年全国高考试卷和新华字典，选取概念词30个（理科和文科词汇各15个），属性词30个（男性和女性词汇各15个）。然后，随机挑选30名被试（文科生和理科生各15名;M年龄=21.17，SD年龄=2.49）对概念词的文理专业程度和属性词的男女性别程度进行前测，选出文科程度、理科程度、男性程度和女性程度最高的词汇各10个。t检验显示，文科词汇（M=1.62，SD=0.29）与理科词汇（M=4.24，SD=0.53）在文理专业程度上存在显著差异，t（29）=-20.36，p<0.001，d=3.72;女性词汇（M=1.64，SD=0.42）与男性词汇（M=4.39，SD=0.41）在男女性别程度上存在显著差异，t（29）=-18.15，p<0.001，d=3.32。

2.3.2 理科性别刻板印象的外显测量

理科性别刻板印象的外显测量改编于Schmader，Johns和Barquissau（2004）的自我报告问卷。该问卷由3个题项构成，采用7点计分来测量被试对各个题项的认可度（1=非常不同意，7=非常同意）。其中第1、2个题项为正向计分题，第3个题项为反向计分题，最终取三个题项的平均分。该问卷信度良好（Cronbach's α=0.88）。

2.4 实验程序

采用团体施测（2～4人一组，前后左右间隔）。被试来到实验室后，主试先花3分钟时间给被试讲述整个实验流程。接着，考虑到如果先让被试完成外显测试再进行内隐测试，可能会激活其理科性别刻板印象，进而对内隐测试造成影响。因此，每位被试均为先完成内隐测试，再完成外显测试。待外显测试完成后，实验结束。主试感谢被试，并向其阐述本实验的研究目的，以及送上精美礼物一份。

2.5 数据处理

2.5.1 内隐理科性别刻板印象的数据处理

具体数据处理参考Greenwald，Nosek和Banaji（2003）提出的IAT计分方法：（1）只分析第三、四、六、七部分的数据;（2）删除反应时超过10000ms的数据;（3）若一个被试小于300ms的反应时占10%以上，则剔除该被试;（4）分别计算第三和第六两个部分的总体标准差ST1，第四和第七两个部分的总体标准差 ST2;（5）计算每個部分中正确反应的平均反应时;（6）对于错误反应的反应时，用每个部分正确反应的平均反应时加上600ms来予以代替;（7）在错误反应的数据被替换后，再次计算每个部分新的平均反应时;（8）分别计算第六部分与第三部分的平均反应时之差 M1，第七与第四部分的平均反应时之差 M2;（9）用平均数之差除以标准差，即用M1除以ST1得D1，用M2除以ST2得D2;（10）将D1与D2平均，得到D值。D值的最低分值为-2，最高分值为+2。其中，0分以下代表被试存在相反的内隐理科性别刻板印象;0分代表无内隐理科性别刻板印象，0分以上表示存在内隐理科性别刻板印象。分数越高，个体的内隐理科性别刻板印象越强。

2.5.2 外显理科性别刻板印象的数据处理

根据Schmader等人（2004）对外显数学性别刻板印象的测量，本研究平均分值范围最低为1分，最高为7分。其中，4分以下代表被试存在相反的外显理科性别刻板印象，4分代表无外显理科性别刻板印象，4分以上表示存在外显理科性别刻板印象。分数越高，个体的外显理科性别刻板印象越强。

3 实验结果

根据蔡华俭等人（2001）的研究，首先采用t检验来探讨被试是否存在理科性别刻板印象。如果所有被试都存在理科性别刻板印象，再利用两因素方差分析来探讨性别和专业是否具有主效应，以及性别与专业是否存在交互作用。否则，根据Smeding（2012）的研究，如果通过t检验发现并不是所有被试都具有理科性别刻板印象，则不用再利用两因素方差分析进一步检验。而是将存在理科性别刻板印象的被试单独进行单因素方差分析（ANOVA），来判断这类被试所持理科性别刻板印象的差异情况。

3.1 内隐理科性别刻板印象

对于内隐理科性别刻板印象的数据，本研究拟先用单样本t检验，将被试的各数据（D值）与0进行比较;再根据结果进行两因素方差分析或ANOVA。

单样本t检验显示总体上被试（M=0.59，SD=0.43）存在内隐理科性别刻板印象，t（110）=14.58，p<0.001，d=1.37。对简单分类群体进行分析，单样本t检验显示男性（M=0.46，SD=0.48）存在内隐理科性别刻板印象，t（57）=7.32，p<0.001，d=0.96;女性（M=0.73，SD=0.31）也存在该刻板印象，t（52）=17.42，p<0.001，d=2.35。理科生（M=0.66，SD=0.35）也存在该刻板印象，t（56）=14.30，p<0.001，d=1.89;文科生（M=0.52，SD=0.49）也存在该刻板印象，t（53）=7.78，p<0.001，d=1.06。

对性别与专业构成的交叉分类群体进行分析，单样本t检验显示理科男性（M=0.61，SD=0.39）存在内隐理科性别刻板印象，t（32）=8.99，p<0.001，d=1.56;理科女性（M=0.73，SD=0.27）也存在该刻板印象，t（23）=12.97，p<0.001，d=2.70;文科男性（M=0.26，SD=0.52）也存在该刻板印象，t（24）=2.52，p=0.019，d=0.50;文科女性（M=0.74，SD=0.34）也存在该刻板印象，t（28）=11.86，p<0.001，d=2.18。不同样本类型的内隐理科性别刻板印象t检验结果见表1。

由于所有被试都存在内隐理科性别刻板印象，因此采用两因素方差分析进行进一步分析。结果显示，性别的主效应显著，女性所持内隐理科性别刻板印象（M=0.73，SD=0.31）显著高于男性（M=0.46，SD=0.48），F（1， 107）=15.64，p<0.001，偏η2=0.13;專业的主效应显著，理科生所持内隐理科性别刻板印象（M=0.66，SD=0.35）显著高于文科生（M=0.52，SD=0.49），F（1， 107）=5.12，p<0.05，偏η2=0.05;性别与专业的交互作用显著，F（1， 107）=5.77，p<0.05，偏η2=0.05。进一步简单效应分析显示，文科女性所持内隐理科性别刻板印象（M=0.74，SD=0.07）显著高于文科男性（M=0.26，SD=0.08），p<0.001;理科男性所持内隐理科性别刻板印象（M=0.61，SD=0.07）显著高于文科男性（M=0.26，SD=0.08），p<0.01;而理科男性（M=0.61，SD=0.07）与理科女性（M=0.73，SD=0.08）所持内隐理科性别刻板印象无显著差异，p=0.27;而理科女性（M=0.73，SD=0.08）与文科女性（M=0.74，SD=0.07）所持内隐理科性别刻板印象无显著差异，p=0.92（见图1）。

3.2 外显理科性别刻板印象

对于外显理科性别刻板印象的数据，本研究拟先用单样本t检验，将被试的各数据（外显报告值）与中值4进行比较。再根据结果进行两因素方差分析或ANOVA。

单样本t检验发现总体上被试（M=4.57，SD=1.13）存在外显理科性别刻板印象，t（110）=5.33，p<0.001，d=0.50。对简单分类群体进行分析，单样本t检验发现男性（M=4.75，SD=1.07）存在外显理科性别刻板印象，t（57）=5.34，p<0.001，d=0.70;女性（M=4.37，SD=1.16）也存在该刻板印象，t（52）=2.33，p<0.05，d=0.32。理科生（M=4.41，SD=1.20）也存在该刻板印象，t（56）=2.58，p<0.05，d=0.34;文科生（M=4.74，SD=1.03）也存在该刻板印象，t（53）=5.28，p<0.001，d=0.72。

对性别与专业构成的交叉分类群体进行分析， 单样本t检验发现理科男性 （M=4.54， SD=1.24） 存有外显理科性别刻板印象， t（32）=2.49， p<0.05， d=0.44; 文科男性 （M=5.04， SD=0.74） 也存在该刻板印象， t（24）=7.00， p<0.001， d=1.41; 文科女性 （M=4.48， SD=1.18） 也存在该刻板印象， t（28）=2.21， p<0.05， d=0.41; 而理科女性 （M=4.24， SD=1.15） 不存在该刻板印象， t（23）=1.01， p=0.32。 不同样本类型的外显理科性别刻板印象t检验见表2。

由于理科女性不存在外显理科性别刻板印象，因此不必采用两因素方差分析进行进一步分析。而直接采用独立样本t检验分别探究性别和专业是否存在差异，结果显示男性所持外显理科性别刻板印象（M=4.75，SD=1.07）与女性（M=4.37，SD=1.16）无显著差别，t（109）=1.80，p=0.17;理科生所持外显理科性别刻板印象（M=4.41，SD=1.20）与文科生（M=4.73，SD=1.03）无显著差别，t（109）=-1.55，p=0.21。采用ANOVA对理科男性（M=4.54，SD=1.24）、文科男性（M=5.04，SD=0.74）和文科女性（M=4.48，SD=1.18）这三类交叉分类群体的外显理科性别刻板印象是否具有差异进行分析。结果显示这是三类交叉分类群体在外显理科性别刻板印象上无显著差异，F（2， 81）=1.52，p=0.23。

3.3 内隐与外显理科性别刻板印象的相关性

总体上，内隐理科性别刻板印象与外显理科性别刻板印象无显著相关，r=-0.03，p=0.76。

4 讨论

本研究采用内隐测量和外显测量相结合的方法，考察了性别与专业构成的交叉分类群体的理科性别刻板印象。结果显示，无论是整个群体，还是以性别或专业类别维度构成的简单分类群体，都存在内隐和外显理科性别刻板印象。这与以往相关研究结果一致（蔡华俭等，2001）。研究表明，无论个体性别或专业如何，都会受到来自其父母、教师和同伴对其所持性别刻板印象信念的影响（Smeding， 2012），而这种信念会影响个体对自我在理科领域所持能力的感知及对该领域的兴趣（Casad， Hale， & Wachs， 2015; Rty & Krkkinen， 2011）。比如Cvencek，Meltzoff和Kapur（2014）在研究中指出，新加坡儿童在小学3年级时便存在数学性别刻板印象，而该刻板印象的主要来源可能包括家庭成员和网络媒体等。总之，理科性别刻板印象是普遍存在的（Nosek et al.， 2009）。

进一步分析发现，外显层面上，男性与女性、理科与文科专业个体所持理科性别刻板印象无显著差异;内隐层面上，理科生的理科性别刻板印象显著高于文科生，这与蔡华俭等人（2001）的研究结果一致。此外，本研究发现，在内隐层面上，女性的理科性别刻板印象显著高于男性，这虽与马芳等人（2008）的研究结果一致，却与蔡华俭等人（2001）和马芳等人（2006）的研究结果不一致，他們发现内隐理科性别刻板印象不存在显著的性别差异。这可能是因为实验过程的不一致或IAT方法的不确定性导致（马芳等，2008），但是否真是如此仍需未来研究进一步考察。比如研究发现，相比于本研究中使用的经典的IAT测试，单类内隐联系测验（Single Attribute Implicit Association Test， SA-IAT）能将单个概念词（理科）与两个属性词（男性和女性）进行比较（Bluemke & Friese， 2008; Guizzo et al.， 2019），这能利于将男女在理科性别刻板印象上是否存在程度差异进行比较。

在内隐层面上，本研究发现性别与专业构成的四类交叉分类群体都存在理科性别刻板印象（H1得到验证，H2未得到验证），且文科男性所持刻板印象的强度显著低于文科女性、理科男性和理科女性，这与Smeding（2012）的研究结果不一致。如前所述，这可能是因为被试的选取标准不同。由于文理分科本身就会对个体的理科性别刻板印象的程度产生影响（蔡华俭等，2001），本研究为尽可能保证实验的严谨性，所选被试不但对其本科阶段的文理专业有要求，而且对其高中的文理属性也有要求，这一点是Smeding（2012）的研究未曾涉及的。此外，本研究简单分类群体的结果显示，男性的内隐理科性别刻板印象程度显著低于女性，文科生的内隐理科性别刻板印象程度显著低于理科。因此，当文科生与男性交叉构成文科男性后，其理科性别刻板自然可能低于文科女性、理科男性和理科女性。

在外显层面上，本研究发现只有理科男性、文科男性和文科女性存在理科性别刻板印象（H1得到验证，H2得到部分验证），且三者之间无显著差异。虽然蔡华俭等人（2001）没有单独探讨交叉分类群体的理科性别刻板印象，但该研究在对外显刻板印象进行分析时，确实也发现性别与专业的交互作用不显著，这就意味着本研究结果与其一致。本研究的理科女性不存在外显理科性别刻板印象，这可能是因为理科女性虽持有内隐理科性别刻板印象，但其作为反传统理科性别刻板印象群体，为符合大众对理科领域中女性具有较强理科能力的期望，故意掩饰自己的外显理科性别刻板印象，即受社会期望效应的影响（Hofmann， Gawronski， Gschwendner， & Schmitt， 2005）。此外，无论是本研究还是其他研究均发现，内隐和外显层面的理科性别刻板印象存在低相关（Cvencek et al.， 2011）或无相关（蔡华俭等，2001;Greenwald et al.， 1998），这表明二者是相互分离的，而理科女性的内隐和外显理科性别刻板印象不一致，可能正体现这一点。

值得注意的是，文科男性作为反传统理科性别刻板印象群体，却没有表现出内隐和外显理科性别刻板印象的分离。究其原因，可能是因为理科性别印象更多涉及的是“女性 ≠ 理科”这样的认知（Cvencek， Kapur， & Meltzoff， 2015; Song， Zuo， Wen， & Yan， 2017），而“男性 ≠ 文科”的认知则更多地体现在阅读性别刻板印象（gender-reading stereotype）（Nowicki & Lopata， 2017; Pansu et al.， 2016）。因此，未来研究可以继续探讨专业与性别构成的交叉分类群体的阅读性别刻板印象。此外，相比于Smeding（2012）的研究结果（文科男性和理科女性不存在内隐数学性别刻板印象），本研究发现这两类与传统理科性别刻板印象相反的交叉群体都存在理科性别刻板印象，还有可能是因为相比于西方国家，我国的理科性别刻板印象程度更深。受“女主内男主外”“女子无才便是德”和“重男轻女”等几千年累积而来的中华传统思想的影响（蔡华俭等，2001），我国国民所持理科性别刻板印象相比于西方国民更为根深蒂固，即使有理科和文科这样的专业调节，其效果也可能不明显。

既然理科女性和文科男性这两类反传统理科性别刻板印象的交叉分类群体存在理科性别刻板，但他们中又确实不乏优秀人才，是否因为他们只是存在该刻板印象，但并未受这种刻板印象的威胁？如若这两类交叉分类群体能抵抗理科性别刻板印象的不良影响，就可能为消极刻板印象的干预提供途径。因此，探究理科性别刻板印象对专业与性别构成的交叉分类群体的影响是未来研究的重点。

5 結论

（1）理科男性、理科女性、文科男性和文科女性都存在内隐理科性别刻板印象，且文科男性所持内隐理科性别刻板印象显著低于理科男性、理科女性和文科女性。

（2）理科男性、文科女性和文科男性都存在外显理科性别刻板印象，且三者的外显理科性别刻板印象无显著差异;而理科女性不存在外显理科性别刻板印象。

（3）内隐理科性别刻板印象与外显理科性别刻板印象无显著相关。

参考文献

蔡华俭， 周颖， 史青海 （2001）. 内隐联想测验（IAT）及其在性别刻板印象研究中的应用. 社会心理研究， 11（4）， 6-11.

黎情， 佐斌， 胡聚平 （2009）. 群体交叉分类效应的代数模型及其潜在加工过程. 心理科学进展， 17（4）， 863-869.

马芳， 梁宁建 （2006）. 内隐数学-性别刻板印象的 SEB 研究. 心理科学， 29（5）， 1116-1118.

马芳， 梁宁建 （2008）. 数学性别刻板印象的内隐联想测验研究. 心理科学， 31（1）， 35-39.

宋静静， 佐斌， 温芳芳， 谭潇， 赵苗苗 （2017）. 交叉分类对刻板印象的影响： 穷富与年龄维度交叉为例. 心理学探新， 37（2）， 155-160.

王凯， 王沛 （2012）. 印象形成中交叉刻板印象的加工机制. 心理科学， 35（6）， 1343-1348.

严磊， 佐斌， 张艳红， 吴漾， 杨林川 （2018）. 交叉分类及其对刻板印象的影响. 心理科学进展， 26（7）， 1272-1283.

Bian， L.， Leslie， S. J.， & Cimpian， A. （2017）. Gender stereotypes about intellectual ability emerge early and influence children's interests. Science， 355（6323）， 389-391.

Bluemke， M.， & Friese， M. （2008）. Reliability and validity of the Single-Target IAT （ST-IAT）： Assessing automatic affect towards multiple attitude objects. European Journal of Social Psychology， 38（6）， 977-997.

Casad， B. J.， Hale， P.， & Wachs， F. L. （2015）. Parent-child math anxiety and math-gender stereotypes predict adolescents' math education outcomes. Frontiers in Psychology， 6（1）， 1597-1597.

Cvencek， D.， Kapur， M.， & Meltzoff， A. N. （2015）. Math achievement， stereotypes， and math self-concepts among elementary-school students in Singapore. Learning and Instruction， 39（1）， 1-10.

Cvencek， D.， Meltzoff， A. N.， & Greenwald， A. G. （2011）. Math-gender stereotypes in elementary school children. Child Development， 82（3）， 766-779.

Cvencek， D.， Meltzoff， A. N.， & Kapur， M. （2014）. Cognitive consistency and math-gender stereotypes in Singaporean children. Journal of Experimental Child Psychology， 117（1）， 73-91.

Ellemers， N. （2018）. Gender stereotypes. Annual Review of Psychology， 69（1）， 275-298.

Greenwald， A. G.， McGhee， D. E.， & Schwartz， J. L. （1998）. Measuring individual differences in implicit cognition： The implicit association test. Journal of Personality and Social Psychology， 74（6）， 1464-1480.

Greenwald， A. G.， Nosek， B. A.， & Banaji， M. R. （2003）. Understanding and using the implicit association test： An improved scoring algorithm. Journal of Personality and Social Psychology， 85（2）， 197-216.

Guizzo， F.， Moè， A.， Cadinu， M.， & Bertolli， C. （2019）. The role of implicit gender spatial stereotyping in mental rotation performance. Acta Psychologica， 194（1）， 63-68.

Hofmann， W.， Gawronski， B.， Gschwendner， T.， Le， H.， & Schmitt， M. （2005）. A meta-analysis on the correlation between the Implicit Association Test and explicit self-report measures. Personality and Social Psychology Bulletin， 31（10）， 1369-1385.

Kang， S. K.， & Bodenhausen， G. V. （2015）. Multiple identities in social perception and interaction： Challenges and opportunities. Annual Review of Psychology， 66（1）， 547-574.

Kang， S. K.， Chasteen， A. L.， Cadieux， J.， Cary， L. A.， & Syeda， M. （2014）. Comparing young and older adults' perceptions of conflicting stereotypes and multiply-categorizable individuals. Psychology and Aging， 29（3）， 469-481.

Liu， M.， Hu， W.， Jiannong， S.， & Adey， P. （2010）. Gender stereotyping and affective attitudes towards science in Chinese secondary school students. International Journal of Science Education， 32（3）， 379-395.

Nicolas， G.， de la Fuente， M.， & Fiske， S. T. （2017）. Mind the overlap in multiple categorization： A review of crossed categorization， intersectionality， and multiracial perception. Group Processes & Intergroup Relations， 20（5）， 621-631.

Nosek， B. A.， Smyth， F. L.， Sriram， N.， Lindner， N. M.， Devos， T.， Ayala， A.， ... & Kesebir， S. （2009）. National differences in gender-science stereotypes predict national sex differences in science and math achievement. Proceedings of the National Academy of Sciences， 106（26）， 10593-10597.

Nowicki， E. A.， & Lopata， J. （2017）. Children's implicit and explicit gender stereotypes about mathematics and reading ability. Social Psychology of Education， 20（2）， 329-345.

Pansu， P.， Régner， I.， Max， S.， Colé， P.， Nezlek， J. B.， & Huguet， P. （2016）. A burden for the boys： Evidence of stereotype threat in boys' reading performance. Journal of Experimental Social Psychology， 65（1）， 26-30.

Pedulla， D. S. （2014）. The positive consequences of negative stereotypes： Race， sexual orientation， and the job application process. Social Psychology Quarterly， 77（1）， 75-94.

Prati， F.， Crisp， R. J.， & Rubini， M. （2015）. Counter-stereotypes reduce emotional intergroup bias by eliciting surprise in the face of unexpected category combinations. Journal of Experimental Social Psychology， 61（1）， 31-43.

Rty， H.， & Krkkinen， R. （2011）. Are parents' academic gender stereotypes and changes in them related to their perceptions of their child's mathematical competence？ Educational Studies， 37（3）， 371-374.

Remedios， J. D.， Chasteen， A. L.， Rule， N. O.， & Plaks， J. E. （2011）. Impressions at the intersection of ambiguous and obvious social categories： Does gay+ Black = likable？ Journal of Experimental Social Psychology， 47（6）， 1312-1315.

Schmader， T.， Johns， M.， & Barquissau， M. （2004）. The costs of accepting gender differences： The role of stereotype endorsement in women's experience in the math domain. Sex Roles， 50（11-12）， 835-850.

Schug， J.， Alt， N. P.， & Klauer， K. C. （2015）. Gendered race prototypes： Evidence for the non-prototypicality of Asian men and Black women. Journal of Experimental Social Psychology， 56（1）， 121-125.

Smeding， A. （2012）. Women in science， technology， engineering， and mathematics （STEM）： An investigation of their implicit gender stereotypes and stereotypes' connectedness to math performance. Sex Roles， 67（11-12）， 617-629.

Song， J.， & Zuo， B. （2016）. Functional Significance of Conflicting Age and Wealth Cross-Categorization： The Dominant Role of Categories That Violate Stereotypical Expectations. Frontiers in Psychology， 7（1）， 1624.

Song， J.， Zuo， B.， Wen， F.， & Yan， L. （2017）. Math-gender stereotypes and career intentions： An application of expectancy-value theory. British Journal of Guidance & Counselling， 45（3）， 328-340.

Stoet， G.， & Geary， D. C. （2013）. Sex differences in mathematics and reading achievement are inversely related： Within-and across-nation assessment of 10 years of PISA data. Plos One， 8（3）， e57988.

Stoet， G.， & Geary， D. C. （2018）. The gender-equality paradox in science， technology， engineering， and mathematics education. Psychological Science， 29（4）， 581-593.

Williams， W. M.， Mahajan， A.， Thoemmes， F.， Barnett， S. M.， Vermeylen， F.， Cash， B. M.， & Ceci， S. J. （2017）. Does gender of administrator matter？ National study explores US university administrators' attitudes about retaining women professors in STEM. Frontiers in Psychology， 8， 700.

Xu， Y. J. （2015）. Focusing on women in STEM： A longitudinal examination of gender-based earning gap of college graduates. The Journal of Higher Education， 86（4）， 489-523.

Xu， Y. J. （2017）. Attrition of women in STEM： Examining job/major congruence in the career choices of college graduates. Journal of Career Development， 44（1）， 3-19.