大學(xué)生性別刻板印象和運動偏好的關(guān)系模式研究
——以深圳市大學(xué)生為例

周月媛，黎潔霞

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大學(xué)生性別刻板印象和運動偏好的關(guān)系模式研究
——以深圳市大學(xué)生為例

周月媛1，黎潔霞2

1.深圳信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院公共教學(xué)部，廣東 深圳518100;2.香港教育學(xué)院，中國 香港 999077

摘要：通過選取深圳市905名體育成績優(yōu)秀，具有良好體育基礎(chǔ)的全日制大學(xué)生進行調(diào)查，分析大學(xué)生性別刻板印象和運動偏好的關(guān)系模式，研究結(jié)果表明運動偏好在一定程度上存在性別刻板印象，并將運動分為女性、男性或性別中立的運動項目客觀地識別出來，對提出提高大學(xué)生運動參與具著現(xiàn)實意義。

關(guān)鍵詞：大學(xué)生；性別刻板印象；運動偏好；主成分

前言

性別身份是一個人對于自我作為男性和有男子氣概或者作為女性和有女性氣質(zhì)的概念，建立于身體特征、父母回應(yīng)、心理和社會壓力要素，它是性別角色的一種內(nèi)在體驗(Matteo, 1986; Koivula, 1995, 1999; Coakley, 2003)。刻板印象(Stereotype)是社會性別意識形態(tài)的產(chǎn)物，是個人對于某一事物固定的、僵化的看法。性別刻板印象( Gender stereotypes)是人們對男女角色的假想特征僵化、簡化的信念和假定，在每個社會文化中，人們對男女兩性的性別角色及其行為都有較為固定的看法。關(guān)于體育運動，以性別刻板印象為基礎(chǔ)的對抗運動(Oglesby & Hill, 1993)被看作是侵略性以及支配型的男性專屬的體育活動，常常被視作不適宜女性參與者的活動(Plaisted, 1995)。傳統(tǒng)觀念仍在繼續(xù)強化這樣的說法：強壯、力量、有野心和勇于挑戰(zhàn)的態(tài)度是受歡迎的男性特點；優(yōu)美、平衡、被動行為和小心謹慎的態(tài)度是受歡迎的女性特點。也因此，女性很可能被引導(dǎo)遠離力量、權(quán)利和野心的體育和鍛煉。研究表明，打上性別烙印的傳統(tǒng)文化刻板印象已經(jīng)融入人們的生活和思想，大多數(shù)人也并不會加以拒絕。

當我們處理性別身份時，是以對性別屬性、差異和角色過于簡單化概括為基礎(chǔ)，使人們傾向于帶有傳統(tǒng)成見。運動偏好是個人對于各類活動的興趣偏向，是個人在運動中表達其愿望、行動的價值和結(jié)構(gòu)與其他運動對比的選擇。關(guān)于性別刻板印象對運動偏好的影響程度，使我們能夠?qū)⑦\動項目識別分類為以女性、以男性為主導(dǎo)和性別中立三類 (Bosnar and ?ugaj, 2009)。本研究旨在探索分析我國大學(xué)生性別刻板印象和運動偏好的關(guān)系模式，并將運動分為女性、男性或性別中立的運動項目客觀地識別出來，對提出提高大學(xué)生運動參與有著現(xiàn)實意義。

1研究方法

1.1研究對象

選擇深圳大學(xué)、深圳職業(yè)技術(shù)學(xué)院、深圳信息職業(yè)技術(shù)學(xué)院三所高校抽取905名體育成績優(yōu)秀，具有良好體育基礎(chǔ)的全日制大學(xué)生，其中347名男生，557名女生，學(xué)生平均年齡為20歲， 99.1%的學(xué)生年齡介于18歲至26歲之間。120名男生和407名女生來自三所高校的計算機和管理系，其余227名男生和151名女生來自深圳大學(xué)體育系。

1.2材料

編制52個運動項目清單的問卷，包括：雜技，有氧健身操，飛行術(shù)，登山/攀巖，箭術(shù)，田徑，賽車，羽毛球，棒球，籃球，健美，草地滾木球，拳擊，自行車，舞蹈，跳水，馬術(shù)，擊劍，曲棍球，足球，手球，冰球，柔道，空手道，皮劃艇/獨木舟, 登山，定向越野，跳傘，保齡球，藝術(shù)體操，滑旱冰，賽艇，橄欖球，潛水，射擊，滑冰，滑雪，滑雪橇，槍刺捕魚，運動釣魚，競技體操，游泳，花樣游泳，乒乓球，跆拳道，網(wǎng)球，排球，水球，滑水，舉重，帆板，摔跤。

每一項運動都用5級量表進行評價：1： 從未參與；2：若無其他活動，才會參加；3：在合適的條件下有時會參加；4：想?yún)⒓樱?：有機會就參加。

1.3數(shù)據(jù)處理

對原始數(shù)據(jù)進行標準化，進行主成分分析。將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換成按照相關(guān)矩陣的相應(yīng)特征值的比重進行52個標準化的主成分排序，并對前兩個主成分的共性進行計算。以每個成分的部分以鑒別的方式對其進行共性分解。第二成分的共性部分使我們能夠分解其差異處，這就是第二特征值以及被鑒定的每一個偏好變量所占的百分比。

在52個主成分中，就性別方面進行辨別分析。對典型辨別系數(shù)及成分和辨別函數(shù)相關(guān)系數(shù)進行計算，建立原始變量的辨別函數(shù)結(jié)構(gòu)。對于基于性別第二主成分的辨別分析進行重復(fù)分析，并將其結(jié)果與前一步驟結(jié)果進行對比。

2研究結(jié)果

2.1原始數(shù)據(jù)標準化和主成分分析

按照相關(guān)矩陣的相應(yīng)特征值比重進行主成分排序顯示(表1)，前11個成分的變異數(shù)大于1.0，因此展現(xiàn)正面的可靠度，運動偏好相關(guān)性為61.8%。第一主成分占22.4%,第二主成分占據(jù)9.4%，也就是說兩者共占52個變量31.87%。有趣之處在于第二主成分占據(jù)前11個成分15.24%。至于前8個特征值的總和，最接近格特曼量表的圖象方差矩陣軌跡16.99%。大學(xué)生的樣本是在體育偏好受到更復(fù)雜的因素影響情況下被高度選取。這選取方式對偏好變量之間的相關(guān)系數(shù)的影響反映在主成分變異分布上。但是第二主成分有其重要而有趣的角色。

表1　高于相關(guān)矩陣特征值平均值的前9項方差百分比以及累積方差百分比

(抽取法：主成分分析法，只呈現(xiàn)52個特征值中高于平均值的前11項)

2.2典型辨別、主成分和辨別函數(shù)相關(guān)系數(shù)的計算

對關(guān)于性別的運動偏好的1至52 主成分的典型辨別分析表明(表5)，整體中典型辨別重要的高相關(guān)系數(shù)為1-52 = 0.740 (21-52 = 0.548)。在所有52個成分矩陣中，對標準化辨別相關(guān)系數(shù)的矢量和辨別函數(shù)的結(jié)構(gòu)檢驗(表4)展現(xiàn)了一個有趣的現(xiàn)象。唯一一個很高的辨別相關(guān)系數(shù)0.987和對應(yīng)第二主成分的相關(guān)系數(shù)為0.86，表明第二主成分傾向于與實體性別信息關(guān)聯(lián)(表7)。

當單獨對第二主成分的辨別分析過程重復(fù)時(表5)，其相關(guān)系數(shù)為 2 = 0.638 (22 = 0.408)。在這樣的情況下，僅第二主成分就提供了可用于為關(guān)于性別辨別分析為74.45%。21-52 和22 (i.e. 0.140)之間的其他區(qū)別，是從其他主成分中搜集而來相對于在52項運動偏好矩陣中可用于辨別的信息數(shù)量26.55%。

這樣，第二主成分是歸因于性別刻板印象的運動偏好成分相關(guān)的單一綜合性別測量。兩極辨別函數(shù)平均值(表6)展示了女性的正數(shù)值和男性的負數(shù)值。所有成分辨別函數(shù)((1-52))的平均值范圍大于第二主成分辨別函數(shù)范圍((2nd))，這將會影響性別組中研究對象原始分類的復(fù)制。

運動項目HC1HC2h2(1,2)h2(1)h2(2)2%運動項目HC1HC2h2(1,2)h2(1)h2(2)2%舞蹈0.060.720.520.000.5210.53跆拳道0.450.030.200.200.000.00藝術(shù)體操0.070.710.510.000.5010.12皮劃艇/獨木舟0.680.030.470.460.000.00滑冰0.150.660.460.020.448.91滑冰0.450.020.210.200.000.00滑旱冰0.240.590.400.060.357.09田徑0.370.010.140.140.000.00花樣游泳0.220.560.370.050.316.28草地滾木球0.470.010.220.220.000.00有氧健身操0.120.550.320.010.306.07飛行術(shù)0.55-0.010.300.300.000.00馬術(shù)0.390.450.350.150.204.05排球0.37-0.030.140.140.000.00競技體操0.380.340.260.140.122.43柔道0.50-0.080.260.250.010.20雜技0.470.340.340.220.122.43賽艇0.66-0.100.450.440.010.20滑雪橇0.450.340.310.200.122.43網(wǎng)球0.42-0.130.190.180.020.40擊劍0.420.230.230.180.051.01賽車0.43-0.130.200.180.020.40自行車0.420.220.230.180.051.01乒乓球0.45-0.140.220.200.020.40跳水0.550.220.350.300.051.01槍刺捕魚0.60-0.140.380.360.020.40羽毛球0.270.210.120.070.040.81曲棍球0.60-0.140.370.360.020.40潛水0.560.170.340.310.030.61棒球0.58-0.160.360.340.030.61游泳0.340.160.140.120.030.61運動釣魚0.51-0.210.300.260.040.81登山0.540.160.320.290.030.61拳擊0.51-0.260.330.260.071.42滑水0.580.140.360.340.020.40健美0.36-0.300.220.130.091.82箭術(shù)0.590.130.360.350.020.40冰球0.57-0.330.430.320.112.23定向越野0.590.130.360.350.020.40水球0.57-0.330.430.320.112.23保齡球0.440.110.210.190.010.20摔跤0.56-0.350.430.310.122.43射擊0.560.100.330.310.010.20手球0.36-0.370.270.130.142.83跳傘0.530.100.290.280.010.20舉重0.37-0.380.280.140.142.83攀巖0.620.090.400.380.010.20籃球0.40-0.390.310.160.153.04帆板0.640.090.420.410.010.20橄欖球0.59-0.410.510.350.173.44空手道0.510.060.260.260.000.00足球0.37-0.530.420.140.285.67

表3　計算機系和管理系按性別分組的第一標準化主成分(hpc1)和第二標準化主成分(hpc2)的平均值

表4　與性別相關(guān)的運動偏好1-52主成分辨別分析結(jié)果

表5　與性別相關(guān)的運動偏好的第二主成分辨別分析結(jié)果

表6　所有成分辨別分析函數(shù)(Φ(1-52))以及第二成分辨別函數(shù)(Φ(2nd))平均值

表7　52個成分矩陣中的標準辨別相關(guān)系數(shù) (WC)和辨別函數(shù)結(jié)構(gòu)(FC)

基于52個主成分辨別分析的分類結(jié)果(表8)以及單一的第二主成分辨別分析分類結(jié)果(表9)被認為是成功的。初始分類的復(fù)制由87.7%正確原始分組案例減少至81.1%，相差了6.6%。

表8　基于52個主成分辨別分析的分類結(jié)果

注：87.7%正確原始分組案例

表9　基于第二主成分的辨別分析的分類結(jié)果

注：81.1%正確原始分組案例

運動偏好為成分的性別刻板綜合性的測量(表10和表2)使我們認識到以大學(xué)生為樣本的女性有著大正數(shù)值的17個運動項目。相反，12個運動項目的相關(guān)系數(shù)為大負數(shù)值，被看作以大學(xué)生為樣本的男性運動。還有，23個以大學(xué)生為樣本的中性運動項目的相關(guān)系數(shù)在接近0值波動。辨別函數(shù)結(jié)構(gòu)的相關(guān)系數(shù)之間的排位的斯皮爾曼等級相關(guān)系數(shù)為0.96(表10)。

3研究討論

3.1性別刻板印象是影響運動偏好的因素

本研究的結(jié)果顯現(xiàn)出與早期研究(Koivula, 2001 and Bosnar and ?ugaj, 2009)以運動性別分類的趨勢相似。運動偏好的主成分矩陣辨別分析說明性別刻板印象主要由第二主成分代表為其綜合測量。性別在其他成分中，第二主成分位置和其4.879的變異量證明了其相對重要性及9.4%相關(guān)性。說明了性別刻板印象是影響運動偏好的因素之一。

3.2隨著個人教育和成熟程度的增加，運動偏好受性別刻板印象影響程度減弱

對運動偏好的性別刻板印象成分的綜合測量使我們認識到，在辨別函數(shù)結(jié)構(gòu)中運動的相關(guān)系數(shù)有高正數(shù)值，中正數(shù)值和低正數(shù)值。這個在以大學(xué)生為樣本的影響要低于以中學(xué)畢業(yè)生為樣本(Prot, Bosnar, Piot and Piot, 2011)和以小學(xué)生為樣本的影響(Prot, Pak and Prot,2011)。這暗示了隨著個人教育和成熟程度的增加，運動偏好和運動偏好中性別刻板印象影響逐漸減弱。

3.3以女性為主導(dǎo)，男性為主導(dǎo)及性別中立的運動分類

舞蹈，藝術(shù)體操，滑冰，滑旱冰，花樣游泳，有氧健身運動，馬術(shù)，競技體操，雜技，滑雪橇，擊劍，自行車，跳水，羽毛球，潛水，游泳和登山等運動項目呈現(xiàn)較大的正數(shù)值，被認為是大學(xué)生樣本中的女性運動項目。相反，12項運動相關(guān)系數(shù)為大負數(shù)值：棒球，運動釣魚，拳擊，健美，冰球，水球，摔跤，手球，舉重，籃球，橄欖球和足球被看作是該大學(xué)生樣本中的男性運動項目。以大學(xué)生為樣本的23項相關(guān)系數(shù)在0值波動：滑水，箭術(shù)，定向越野，保齡球，射擊，跳傘，攀巖，帆板，空手道，跆拳道，皮劃艇/獨木舟，滑雪，田徑，草地滾木球，飛行術(shù)，排球，柔道，賽艇，賽車，網(wǎng)球，乒乓球，跳傘和曲棍球?qū)儆谛詣e中立的運動項目。

表10　52個成分辨別函數(shù)(F(1-52))在運動偏好矩陣中的結(jié)構(gòu)、排位(RF(1-52))以及第二成分辨別函數(shù)(F(2nd))在運動偏好矩陣中的結(jié)構(gòu)和排位(RF(2nd))

4研究結(jié)論

經(jīng)過以上的討論與分析我們可以得出以下結(jié)論：

1.運動偏好在一定程度上存在性別刻板印象。

2.本研究在數(shù)據(jù)分析過程中的合適選擇數(shù)據(jù)再次表明運動偏好的第二主成分是綜合的兩極維度，從而將運動分為女性、男性或性別中立的運動。

3.順序和方差級別測量結(jié)果可見，除了影響對運動態(tài)度和偏好的其他因素，性別刻板印象成分的影響重要性得到驗證。以大學(xué)生為樣本的關(guān)于運動偏好受性別刻板印象的影響力被評估為較大。

4.以本研究的樣本為基礎(chǔ)，可以認為運動中的性別刻板印象存在于大學(xué)生中，以大學(xué)生為樣本的影響力要低于以中學(xué)畢業(yè)生或者童年晚期或者少年早期的小學(xué)生為樣本的影響力。

5.在我國運動文化中的性別刻板印象和運動偏好的關(guān)系模式與在其他國家的運動文化類似。

根據(jù)本研究結(jié)果，男性、女性和性格中心的運動項目被客觀地識別，對提出提高大學(xué)生運動參與，而且可能對在廣泛的社會背景下性別平等問題的不斷改善有著現(xiàn)實意義。

參考文獻：

[1]Prot, F., Pak, Y.C. and Prot, S. (2011). The role of gender stereotypes in sport interests for taekwondo and other sports of urban elementary school pupils. Proceedings of the 3rd International Symposium for Taekwondo Studies, April 29-30, 2011. Gyeongju, Korea: 129-139.

[2]Coakley, J. (2003). Sport in society: Issues and controversies. New York: McGraw-Hill.

[4]Guttman, L., (1953). Image theory for the structure of quantitative variates, Psychometrika 18, 277-296.

[5]Koivula, N. (1995). Ratings of Gender Appropriateness of Sports Participation: Effects of Gender-Based Schematic Processing. Sex Roles, 33, 543-557.

[6]Koivula, N. (1999). Sport Participation: Differences in Motivation and Actual Participation Due to Gender Typing. Journal of Sport Behavior, 22, 360-380.

[7]Koivula, N. (2001). Perceived Characteristics of Sports Categorized as Gender-Neutral, Feminine and Masculine. Journal of Sport Behavior, 24 (4), 377-393.

[8]Matteo, S.(1986).The effects of sex and gender-schematic processing on sport participation. Sex Roles, 15, 417-432.

[9]Oglesby, C., Hill, K. (1993). Gender and sport. In: Singer, R.N., Murphey, M., Tennant, L.K. (Eds.) Handbook of research on sport psychology. New York: Macmillan Publishing Company. 718-728.

[10]Plaisted, V. (1995). Gender and sport. In T. Morris & J. Summers (Eds.), Sport psychology: Theory, applications and issues (pp. 538-574). Brisbane, Australia: John Wiley & Sons.

[11]Prot F., Bosnar K., Pi?ot S, and Pi?ot R. (2011). The second principal component of sports interest as synthetic measure of gender based stereotypes Abstract book proceedings of 8th European Association for Sociology of Sport Conference 2011 “People in motion - bridging the local and global” - Umea 19th - 21th of May 2011, Sweeden.

[12]Cunningham, G. B., Sagas, M. (2008). Gender and sex diversity in sport organizations: Introduction to a special issue. Sex roles 58, (1-2), 3-9.

第一作者簡介：周月媛(1982-)，女，廣東陽春人，講師，研究生，研究方向：學(xué)校體育。

中圖分類號：

文獻標識碼：A

文章編號：1005-0256(2016)07-0096-4

doi:10.19379/j.cnki.issn.1005-0256.2016.07.040

Pattern Research on Relational Schema Between Gender Stereotypes and Sports Preference among College Students——Take College Students in Shenzhen as an Example

Zhou Yueyuan1，Li Jiexia2

Abstract:Based on a survey among 905 full-time college students in Shenzhen, all of whom have good grades as well as good foundation in physical education, this paper analyzes the patterns of the relation between gender stereotypes and sports preference among college students. The results show that gender stereotypes, to some extent, do exist in sports preference. Furthermore, the research objectively identifies female, male and neutral sports, which achieves practical significance in the improvement of sports participation among college students.

Key words:college students, gender stereotypes, sports preference, principal components

Public Education Department of Shenzhen Institute of Information Technology, Shenzhen 518100, Guangdong, China.