1. 引言
波伏娃在《第二性》中写道：“男人的幸运——在成年时和小时候——就在于别人迫使他踏上最艰苦也最可靠的道路。女人的不幸就在于她受到几乎不可抗拒的诱惑包围，一切都促使她走上容易走的斜坡，人们非但不鼓励她奋斗，反而对她说，她只要听之任之滑下去，就会达到极乐的天堂；当她发觉受到海市蜃楼的欺骗时，为时已晚；她的力量在这种冒险中已经消耗殆尽。”
1.1. 矛盾性别偏见理论(Ambivalent Sexism Theory, AST)
性别偏见(Sexism)是基于性别差异的先入为主的不公正态度。Glick和Fiske (1996)发现，对女性的客观贬低和主观好感往往是相随相伴的，男性对女性同时存在消极和积极的认知评价与情绪情感体验。据此他们提出了矛盾性别偏见理论(ambivalent sexism theory, AST)，指出为维持父权和生殖繁衍两方面需求，性别偏见不仅包含对反传统角色规范的女性的厌恶贬损，也包含对符合传统的女性的肯定和赞扬：这种矛盾态度的一体两面可区分为敌意性别偏见(hostile sexism, HS)和善意性别偏见(benevolent sexism, BS)两种类型(Glick & Fiske, 1996)，见图1。
它们在同一个体身上是同时存在和相互补充的意识观念，分别指向对传统性别角色规范违反的“坏女人”和遵从的“好女人”，以共同维持父权社会结构(Glick et al., 1997; Sibley & Wilson, 2004; Glick & Fiske, 2001)。敌对的性别偏见可能会引起女性的好胜心与争斗心，从而不会导致糟糕的表现。善意性别偏见是指一类主观情感上爱护女性但是将她们限制在传统性别角色定位上的态度。根据Glick和Fiske (1996)开发的矛盾性别偏见量表(ambivalent sexism inventory, ASI)，善意性别偏见的心理结构包含以下三个维度，见图2。持有者倾向于将女性视为需要保护、具备优良品德和寄托浪漫情感的妻子、母亲和恋爱对象等美好而柔弱的刻板形象，并对符合这些角色规范的女性给予积极评价(Glick et al., 1997; 2000)，其本质是通过奖励符合男性需求的女性来巩固性别不平等(Glick & Fiske, 2001)。
相比敌意性别偏见，善意性别偏见因表面上的主观好意和帮助保护行为难以被识别为歧视，更容易
Figure 1. Ambivalent sexism in dimensions
图1. 矛盾性别偏见维度
Figure 2. Benevolent sexism in dimensions
图2. 善意性别偏见维度
为女性接受(Barreto & Ellemers, 2005)。Radke，Hornsey, Sibley, Barlow (2018)比较了男女被试在女权行动和保护女性两种行动上的支持意愿, 验证了善意性别偏见的“好处”仅限于那些不威胁男性权力的女性及言行。在不同的层面上，敌意和善意的性别偏见形成了一个互补的系统。Glick和Fiske (2001年)指出，善意性别偏见可能是证明性别不平等的重要理由。
总体而言，善意性别偏见表面的关爱态度和爱护行为像是甜蜜的诱饵，如果女性被蒙蔽接受它，就会在享受依赖男性的甜蜜同时，付出让渡权利的代价。待到女性发现生涯发展的空间越来越狭窄，权利越来越受限时，她已经丧失了夺回它们的能力。从这个意义上说，善意性别偏见具有诱惑而危险的杀伤力，比起“天鹅绒手套里的铁拳”，更像是“蜜糖裹砒霜”(张珊珊，谢晋宇，吴敏，2019)。由此我们提出假设1，男性所持有矛盾性别偏见、敌意性别偏见和敌意性别偏见高于女性，而所持有善意性别偏见低于女性。
1.2. 群际帮助关系(Intergroup Helping Relations)
群际帮助是指施助者作为某个群体的成员对外群体成员的帮助行为(Wright & Richard, 2010)。群际帮助发生在群体之间，施助者和受助者是两个不同群体中的成员，并且他们的群体成员的身份在很大程度上影响了他们的帮助行为(张兰鸽，王磊，张应兰，寇彧，2015)。
Nadler在2002年首次提出了群际帮助关系作为权力关系的模型(Intergroup Helping Relations Power Relations Model)。该模型认为，群体会通过帮助来建立或挑战现有统治和优势地位(Nadler, 2002)。该模型涉及到帮助的性质，即它是自主定向的(Autonomy oriented)还是依赖定向的(Dependency oriented)。
自主定向帮助是为帮助对象提供解决问题的工具，其目的都是通过给予帮助对象适当的工具而使他们独立自主地解决问题，即“授人以渔”的过程。它为接受者提供独立应对所需的工具，同时保持接收者的独立、自我价值和能力感。
依赖定向帮助则是为帮助对象提供即时、直接的帮助，也就是直接替他解决问题，即“授人以鱼”的过程，最终会导致帮助对象对提供帮助者的长期依赖。它不能赋予接受者权力，而是解决接受者的直接需求，使接受者处于从属地位。
从这个角度来看，依赖定向帮助可以作为一种维护当前权力关系以及社会支配的机制(Nadler, 2002)，优势群体会通过提供依赖定向的帮助来达到控制劣势群体的目的，劣势群体如果接受了这种帮助，就代表其自愿的接受了二者间的不平等地位(Nadler, 2002; Nadler & Halabi, 2006)。
前人研究发现，优势群体成员的社会支配倾向越高, 就越愿意向外群体成员提供依赖定向的帮助(Halabi, Dovidio, & Nadler, 2008)。除此以外，研究者还发现，当受助者相对施助者来说属于外群体，且受助者的成就或地位已经威胁到了施助者的内群体认同时，施助者为了缓解自己内群体认同受到的威胁，会提供一种防御性的帮助，即不考虑受助者真正的需求，而先发制人地向其提供依赖定向帮助。其潜在的含义是，施助者认为受助者是无能的，而自己则优越于他。故而依赖定向的帮助虽然看似与歧视、偏见、贬损完全不同，但实际上与它们拥有相同的动机，即维护积极而独特的内群体形象(Nadler, Harpaz-Gorodeisky, & Bendavid, 2009)。
男性和女性群体是基于性别划分的最常见的群体，并且存在着明显的等级关系。先前的研究发现，人们更倾向于向女性提供更多的帮助(Eagly & Crowley, 1986)，并指出这种帮助行为潜在上复制了性别角色(Lee, 2002)。在基于性别划分的群际帮助中，施助者与受助者的性别、能力及其关系，以及帮助事件、周围情境等都会影响帮助的类型与结果。
1.3. 心理权利(Psychological Entitlement)
心理权利是指个体有关付出与所得两者关系的一种内在信念(Grubbs et al., 2013)。心理权利是自恋的一个核心方面，它包括自我应该得到好东西、社会地位和赞美的感觉，以及自我优越、高度聪明和有吸引力的信念(刘光建，2018)。
从社会心理学的视角来看，权利通常与感知到的正当性相关联，重点强调的是社会的公正性和公平性。心理权利高的人会对自己的工作要求更多的报酬，作为顾客会有更多的抱怨，对不公平和不公正会产生更多的负面的反应(Grubbs et al., 2013 )。
男性对善意性别偏见的认可反映了通过放弃关系领域的权力、供养和保护其伴侣来为女性做出牺牲(Grubbs, Exline, & Twenge, 2014)。善意性别偏见可能预示着心理权利较高的男性通过将女性概念化为软弱和低人一等的形象来体验力量和权力的感觉，使其保持一个积极的男性自我形象(Hammond et al., 2015; 2017)。
善意性别偏见提供了一些好处来掩盖它对妇女的限制和伤害，大多数时候会被女性视为骑士精神和亲密关系(Hammond et al., 2014)，而非“性别偏见”。这也就意味着如果性别关系的现状被破坏，女性将会失去一些东西和特权(Grubbs, Exline, & Twenge, 2014)。心理权利的个体差异也影响了对社会态度的反应，因为对尊重和获取资源的驱动力促进了善意性别偏见的内化。善意性别偏见与女性的心理权利是一致的，因为它的态度直接强调女性(人际)优于男性，并规定女性应该受到男性的保护和珍惜(Grubbs, Exline, & Twenge, 2014)。
1.4. 心理权利在善意性别偏见与群际帮助关系中的作用
基于对帮助行为类型和善意性别偏见关系的研究，Shnabel等(2016)发现认为善意性别偏见也塑造了帮助男女关系的本质，使传统角色得以延续而不是挑战。人们根据自己的行为发展自己的态度，这种以依赖为导向的帮助关系可能会增加男性和女性对善意性别偏见的认可。且后续研究表明，BS水平越高，男性被试更倾向对女性提供依赖性帮助而不是协助她们自主解决，女性被试更期望寻求依赖性帮助而非自主解决(Shnabel, Baranan, Kende, Bareket, & Lazar, 2016)。拓展这一研究，曹欣蕾和曹韵秋(2018)发现，男性的善意性别偏见预测了其对女性提供依赖定向帮助的倾向，并且男性感知到女性的能力和符合传统性别角色的程度在其中起到了调节作用。鉴于依赖性帮助会促进群体内不平等(Chernyak-Hai & Waismel-Manor, 2019)，善意性别偏见下的性别帮助行为虽然表面有利，但本质上起到的是强化传统性别角色规范的作用(张珊珊，谢晋宇，吴敏，2019)。
从本质上来说，心理权利较高的妇女最终可能更倾向于赞同助长性别不平等的态度。研究表明，心理权利较高的个体往往以牺牲长期满意度为代价，专注于短期收益(Campbell et al., 2004)。Grubbs等(2014)研究表明，在美国成年人样本中，心理权利是善意性别偏见的预测因素。该研究解释到，善意性别偏见表明女性是特殊的，应该得到特殊待遇和特权。一个拥有高心理权利的女性会认为自己是特殊的，应该得到特殊待遇和特权，会认可善意性别偏见。心理权利较高的女性所要求的特殊待遇和服务可能会造成更大的性别不平等和父权制问题永久化，可能会妨碍实现性别平等(Grubbs, Exline, & Twenge, 2014)。研究分析表明，女性的心理权利比男性的心理权利更强烈地体现出与善意性别偏见的相关。
根据前人研究和理论基础，我们提出假设2，男性比女性更倾向于向女性提供依赖定向帮助，个体的善意性别偏见可以预测其向女性提供依赖定向帮助的倾向，且心理权利在其中起中介作用。同时，心理权利可以正向预测善意性别偏见认可度，且性别可以起到调节作用。
2. 研究
本研究主要采用问卷法探究不同性别群体的心理权利感，对于性别偏见的认可度，在向不同性别提供依赖定向帮助时的差异，以及变量之间的相关及预测关系。
2.1. 被试
在南京特殊教育师范学院大一与大三学生中发放问卷，共回收有效问卷306份，有效问卷回收率为76.5%。其中男性154份，女性150份，年龄在17~23岁。
2.2. 研究材料
本研究共包括三份问卷，分别包括简版的矛盾性别偏见量表，帮助意愿问卷，心理权利量表。问卷详情见附录。
2.3. 研究程序
本研究印发纸质问卷，发放后告知被试作答基本要求并保证将不会泄露被试隐私信息，然后由被试自行阅读问卷指导语，依次填写帮助意愿问卷，矛盾性别量表和心理权利量表。主试在被试作答完成后回收问卷，并发放小礼物。
3. 数据分析
本研究主要采用SPSS23.0软件，使用独立样本t检验、配对样本t检验、相关分析、回归分析等统计方法进行数据分析。
4. 数据结果
4.1. 矛盾性别偏见的差异检验
从被试性别来看，分别对被试的善意性别偏见认可度，敌意性别偏见认可度和矛盾的性别偏见认可度进行独立样本t检验结果见表1与表2。
男女在所持有的善意性别偏见上存在显著差异，男性比女性更倾向于持有善意性别偏见，M男 = 3.1690，SD男 = 0.77862，M女 = 2.7051，SD女 = 0.72380，p = 0.000 < 0.05，Conhen’s d = 0.617，统计量检验显著(p小于0.05，拒绝原假设H0)，并且是中效果量。此时说明统计结论可信度尚可(相对较高)，基本上可以认同此结论。
而在敌意性别偏见上，男性比女性更倾向于持有敌意性别偏见，M男 = 3.6544，SD男 = 0.74300，M女 = 2.9979，SD女 = 0.66206，p = 0.00 < 0.01，Conhen’s d = 0.894，此数值为大效应量，说明统计结论可信度高，应该可以认同男性与女性在敌意性别偏见认可度上存在显著差异这一结论。
Table 1. Descriptive statistics of sexism
表1. 性别偏见的描述性统计
在总体对于矛盾的性别偏见态度上，男性较于女性存在更高的认可度，M男 = 3.4110，SD男 = 0.62432，M女 = 2.8509，SD女 = 0.57635，p = 0.000 < 0.05，Conhen’s d = 0.932，为大效应量，说明统计结论可信度较高，可以认同男性与女性在矛盾的性别偏见认可度上存在显著差异这一结论。
Table 2. Independent-samples T test of sexism
表2. 性别偏见的独立样本t检验
对整体被试的善意性别偏见和敌意性别偏见进行配对t检验结果见表3，人们对于善意性别偏见的认可度高于敌意性别偏见。M善 = 2.9386，S善 = 0. 78579，M敌 = 3.3283，S敌 = 0. 77590，p = 0.000 < 0.05，Conhen’s d = 0.49883，为小效果量，此时说明统计结论可信度较低，还需进一步的研究资料佐证此结论，研究结果推广时要慎重。综上，研究数据部分支持了假设H1，即男性所持有善意性别偏见，敌意性别偏见，矛盾性别偏见均高于女性，个体持有善意性别偏见高于敌意性别偏见。
Table 3. Pared-samples T test of sexism
表3. 性别偏见的配对样本t检验
4.2. 帮助意愿的差异检验
从被试性别来看，对被试向女性提供的依赖定向帮助进行独立样本t检验结果见表4与表5。男女在向女性提供依赖定向帮助时存在显著差异，男性向女性提供依赖定向帮助的倾向高于女性。
M男 = 6.1743，SD男 = 15.02618，M女 = 1.5727，SD女 = 5.59453，p = 0.000，Conhen’s d = 0. 404，此时小效果量说明统计结论的可靠性较低研究结果推广时要慎重。还需要进一步的研究资料佐证此结论。综上，研究数据部分支持了假设H2，即男性比女性更倾向于向女性提供依赖定向帮助。
Table 4. Descriptive statistics of helping willingness
表4. 帮助意愿的描述性统计
Table 5. Independent-samples T test of helping willingness
表5. 帮助意愿的独立样本t检验
4.3. 相关分析
相关分析数据见表6，善意性别偏见与依赖定向帮助无显著相关，与心理权利和正相关；心理权利与依赖定向帮助呈负相关。
注：*p < 0.05，**p < 0.01，***p< 0.001。
4.4. 回归分析
本研究在做多元回归分析之前对变量间的多重共线性问题进行了检验。多重共线性指的是解释变量之间存在严重的线性相关，会对回归方程的效果造成影响。本研究采用最常用的方差膨胀因子(VIF)作为检验多重共线性的指标。如果最大的VIF大于10，则说明多重共线性问题较为严重。通过计算各自变量回归模型中的VIF，我们发现本研究中各自变量的方差膨胀因子都小于2 (排除矛盾性别偏见)，即各自变量之间不存在严重的多重共线性问题。
4.4.1. 性别在心理权利与善意性别偏见中的调节作用
根据温忠麟等(2005)总结的显变量的调节效应分析方法，自变量为连续变量，调节变量为类别变量时对其进行分组回归检验，结果发现，回归系数的差异显著，即调节效应显著，部分支持了假设H2，即心理权利可以正向预测善意性别偏见认可度，且性别在心理权利与善意性别偏见中起到了调节作用。
结果见表7和图3，男性心理权利对善意性别偏见的预测系数为0.148，女性心理权利对善意性别偏见的预测系数0.185，说明比起男性，女性的善意性别偏见认可度受到其心理权利的影响更大。
Table 7. The moderating role of gender in psychological entitlement and benevolent sexism
表7. 性别在心理权利与善意性别偏见中的调节作用
Figure 3. The moderating role of gender in psychological entitlement and benevolent sexism
图3. 性别在心理权利与善意性别偏见中的调节作用
4.4.2. 心理权利在善意性别偏见与依赖定向帮助中的遮掩作用
温忠麟等(2005)指出，中介效应的大前提是自变量与因变量相关显著，否则不会考虑中介变量。但即使自变量与因变量相关系数是零，仍然可能有间接效应。温忠麟和叶宝娟(2014)指出，如果间接效应和直接效应符号相反，总效应就出现了被遮掩的情况，其绝对值比预料的要低，此时称为“遮掩效应”。
本研究中由于善意性别偏见与依赖定向帮助不存在显著相关，故进行遮掩效应验证解释。首先采用Hayes教授开发的PROCESS宏程序检验心理权利在自变量善意性别偏见、因变量依赖定向帮助之间是否起到间接作用，结果见表8。由于中介路径显著，区间[−0.1091, −0.0034]不包括零点，故间接效应显著。故可对其进行间接效应验证，回归模型见表9和图4。
Table 8. The indirect effect of the independent variable on the variable
表8. 自变量对因变量的间接作用
Table 9. Regression analysis of a model of the mediating role of psychological entitlement (standardized)
表9. 心理权利中介作用模型的回归分析(标准化)
注：模型1，即善意性别偏见预测依赖帮助；模型2，即善意性别偏见预测心理权力；模型3，即善意性别偏见和心理权力共同预测依赖帮助。
温忠麟和叶宝娟(2014)认为，比较ab和c’的符号，如果同号，属于部分中介效应，报告中介效应占总效应的比例ab/c。如果异号，属于遮掩效应，报告间接效应与直接效应的比例的绝对值|ab/c|。由数据结果可以看到，本结果中ab与c’异号，且c小于c’，故可以认为心理权利在善意性别偏见与依赖定向帮助关系中起到遮掩效应。
5. 讨论
5.1. 男性性别偏见高于女性
研究结果部分验证了假设H1。即男性所持有善意性别偏见，敌意性别偏见，矛盾性别偏见均高于女性，个体持有善意性别偏见高于敌意性别偏见。
相关研究发现，女性自身的善意性别偏见水平受到文化背景、教育水平、年龄和个性特质等多因素影响。早期研究发现，总体上男性的HS和BS水平都高于女性，但在性别平等程度较低的地区，往往女性比男性持有更高水平的BS (Glick et al., 2000)。此外，女性自身对于善意性别偏见缺乏有效识别(Barreto & Ellemers, 2005; Moya et al., 2007)。善意性别偏见难以被女性识别为偏见(Barreto & Ellemers, 2005; Moya et al., 2007)，这可能是因为社会认知偏差, 善意性别偏见不符合人们认知中性别偏见的心理原型(Barreto & Ellemers, 2005)，认为BS的情感属性偏向于主观善意。但是随着时代的进步，社会平等意识水平在提高，这种认知也在逐渐发生改变 (Rollero & Fedi, 2014)。
大学生群体内部的善意性别偏见认可度远高于敌意性别偏见认可度，且目前大学生女性群体内部所持有的善意性别偏见低于男性群体。也就是说，目前大学生社会系统中所存在的对女性生存发展存在的BS限制更多的环绕在女性的外部，相对而言，女性内部消极的自我认知已经在逐渐减弱，女大学生群体内部对于传统性别角色规范的认同也相对较低。我们可以乐观展望，随着女性认知思维的发展，社会平等意识的提高，由于善意性别偏见对于女性社会角色和发展空间的限制，已经逐渐在女性内部自我瓦解。
5.2. 男性更倾向于向女性提供依赖定向帮助关系
研究结果部分验证了假设H2，即男性比女性更倾向于向女性提供依赖定向帮助。此结果与曹欣蕾(2018)的研究存在一致，根据Nadler (2002)提出的帮助关系作为加强群际间不平等的微妙方式，其中依赖定向的帮助维持和加强了帮助者和接受者之间的层级关系，所以男性向女性提供了更多的依赖定向帮助可以看作是出于维护当前男性优势地位的潜在动机。制度正当化理论认为，人们具有一种维护现实世界秩序与规范的动机，表现为认同并接受社会的结构与制度。当女性内化了社会上现有的社会层级，便也会像社会上的优势群体即男性一样，通过向自己的同性群体提供更多依赖定向的帮助以维持当前性别的不平等现状。
5.3. 性别在心理权利与善意性别偏见中的调节作用
具有高心理权利的个体会更倾向于认可善意性别偏见，这与前人研究结果一致(Grubbs et al., 2014)，而性别在心理权利与善意性别偏见中起调节作用。比起男性，女性的善意性别偏见认可度受到其心理权利的影响更大。这与Grubbs et al. (2014)研究相符，根据其研究，心理权力在大学生女性和成年女性样本中均预示着善意性别偏见。
一个拥有高心理权利的女性会认为自己是特殊的，应该得到特殊待遇和特权，会认可善意性别偏见。从本质上来说，心理权利较高的女性最终可能更倾向于赞同助长性别不平等的态度。研究表明，心理权利较高的个体往往以牺牲长期满意度为代价，专注于短期收益(Campbell et al. 2004)。心理权利较高的女性所要求的特殊待遇和服务可能会造成更大的性别不平等和父权制问题永久化，可能会妨碍实现性别平等(Grubbs, Exline, & Twenge, 2014)。
5.4. 心理权利在善意性别偏见与依赖定向帮助中的遮掩作用
由于善意性别偏见与依赖定向帮助在本研究中相关性不显著，与前人研究(Shnabel, Baranan, Kende, Bareket, & Lazar, 2016；曹欣蕾，曹韵秋，2018)存在一定的差异，故进行遮掩效应解释。
遮掩效应与中介效应相反，即控制遮掩变量后自变量对因变量的作用力会变大。通过中介效应分析发现，善意性别偏见对依赖定向帮助的直接效应与间接效应符号相反，心理权利在善意性别偏见与依赖定向帮助间的间接效应表示为遮掩效应：善意性别偏见对依赖定向帮助直接效应为正向，即在不考虑中介变量的影响时，善意性别偏见认可度高的个体出现依赖定向帮助行为的可能性更大，这与曹欣蕾和曹韵秋(2018)的结果一致；而在引入中介变量后，效应变为负向，说明通过心理权利的调节作用，能够使善意性别偏见认可度高的个体减少出现依赖定向帮助行为的几率。这意味着，善意性别偏见认可度高的个体并非绝对会存在更高的依赖定向帮助行为几率。在面临复杂的外界环境时，更高的心理权利会使个体认为自己应该享有特权从而减少对他人提供帮助的几率。而在当前两性对立较为严重的情况下，被试作为接受新信息较多且自主意识较为强烈的大学生，拥有更高水平心理权利的个体对于帮助关系的建立维系存在一定的情绪，这可能也是减少提供依赖定向帮助的原因之一。
5.5. 研究不足
研究在以下几个方面存在不足，有待未来的研究进行思考和探讨：本研究中帮助的情境是日常生活中的情境，且问卷涉及情景与现实生活存在一定的脱离，让被试难以完全带入其中。未来研究可以对帮助情境进行一定的改善，并进行实际帮助情景进行模拟带入，通过观察实际的帮助行为来提高研究的生态效度。且研究中被试为大学生群体，取样较为集中，未能跨越年龄及教育背景进行探讨，且该群体对于帮助及异性的认知与成人群体可能存在差异，故研究结果存在一定的局限性。并且人们对在男女优势领域中遇到困难的男女会有不同帮助倾向(Chernyak-Hai, Halabi, & Nadler, 2017)，而在本研究所出现的帮助情境仅为男性优势领域，故未来研究可以对比在男女优势领域中男女帮助行为的差异。
6. 结论
1) 男性所持有善意性别偏见、敌意性别偏见、矛盾性别偏见均高于女性，个体持有善意性别偏见高于敌意性别偏见。
2) 男性比女性更倾向于向女性提供依赖定向帮助。
3) 善意性别偏见与依赖定向帮助无显著相关，与心理权利显著正相关；心理权利与依赖定向帮助显著负相关。
4) 性别在心理权力与善意性别偏见中有调节作用，心理权利在善意性别偏见与依赖定向帮助中存在遮掩作用。
致谢
感谢大学生创新创业项目的资金支持；感谢所有被试对本研究的参与；感谢学校提供的平台；感谢袁媛老师的支持与指导；感谢大创小组成员董心怡、范诗愉、刘政航；感谢Nurit Shnabel教授所提供的原版帮助意愿问卷。
基金项目
2022年国家级大学生创新创业项目(202012048007Z)；江苏省自然科学基金项目(BK20181029)；2020年江苏省“青蓝工程”优秀青年骨干教师。
附录
1. 矛盾性别偏见量表(Ambivalent Sexism Inventory, ASI)
Glick和Fiske编制了矛盾的性别偏见量表(Ambivalent Sexism Inventory, ASI)，用来测量敌意和善意的性别偏见。该量表为自陈式问卷，共有22个项目，包括敌意性别偏见(HS)和善意性别偏见(BS)两个分量表。其中，BS分量表包括三个维度：父权保护(Protective Paternalism)、性别互补(Complementary Gender Differentiation)和异性亲密(Heterosexual Intimacy)。对于造成性别偏见观念原因的解释主要包括社会条件和生物学特征两大类因素(陈志霞，陈剑峰，2007)，采用6点评分法(1 = 非常不赞同，2 = 有些不赞同，3 = 有点不赞同，4 = 有点赞同，5 = 有些赞同，6 = 非常赞同)。完整版的ASI由Glick和Fiske在1996年编制，中文版经过翻译和回译。
在本研究中，矛盾性别偏见量表的信度(Cronbach’s alpha)为0.803。其中，敌意性别偏见分量表的信度为0.753，善意性别偏见分量表的信度为0.705。由此可知，本研究中简版矛盾性别偏见量表信度较高，可以接受。
2. 帮助意愿问卷(Helping Intentions)
由Shnabel等在2016年编制的，包括9个在日常生活中会遇到的帮助情境(本研究在问卷中删掉一个不符合当下生活状态的情境，共8个)。被试被呈现一个男性或女性熟人在这些情境中遇到了困难，对于每一个情境，被试有可选的三种行动方案：
第一种是不干涉，让她独自解决困难(即不帮助)；
第二种是通过向她解释如何处理任务来向她提供能够独自应对困难的工具(即自主定向的帮助)；
第三种是向她提供即时的、直接的帮助，也就是直接替她完成这个任务(即依赖定向的帮助)。
在每个场景中，被试被要求假定他们拥有提供帮助所必要的技能和知识，并且他们需要指出采取每一种行动方案的可能性(以百分比的的形式)。如果三个数字加起来不到100，则该问卷无效。举例来说，被试会读到这样一个场景，“你的熟人在停车的时候遇到了困难”。然后他们被要求分别填写“我不会干涉”“我会向她解释如何使用方向盘和反光镜来进入停车位”以及“我会提出直接替她停车”的可能性。
在本研究中，被试在不同的场景对女性接受帮助者提供依赖定向帮助的一致性系数为0.831 (男性被试为0.83，女性被试为0.729)，信度较高，可以接受。
参照Shnabel等(2016)采用的方法，为了检验被试在完成问卷时是否集中了注意，一个额外的题目加入了问卷中，这道题目的形式与其他题目相似，它要求被试在每个选项前按照题目中给出的要求填入百分比数字(第一个选项前填50%。第二第三个各填25%)，所有填写不符合题目要求的被试的数据将被排除。当排除了无效被试后，同样参照Shnabel等(2016)的方法，计算每个被试的依赖定向帮助倾向的得分。得分采用了计算几率(odds)的方式，将依赖定向帮助的概率除以不提供帮助和提供自主定向帮助的概率之和，即：依赖定向帮助概率/(不提供帮助概率 + 自主定向帮助概率)，几率越高，表示被试更倾向于提供依赖定向的帮助。(PS：当被试依赖定向帮助选择概率 = 100%时，将被计算为100/0，本研究按照极大值进行计算。) Shnabel等(2016)对这种计算方式的解释是，相对于提供依赖定向的帮助来说，不提供帮助和提供自主定向的帮助都有助于求助对象去自主的解决问题，因而这个比值也就意味着被试相对于促进求助者自主解决问题来说，更愿意直接替其完成任务从而维持现状的意向。
3. 心理权利量表(PES)
Campbell等(2004)发表后，成为应用最广泛测量心理权利的工具。该量表共有9个项目，等级从1 (强烈反对)到7 (强烈同意)。示例项目包括“我觉得我有资格享受更多的一切”等。
本研究中心理权利量表的一致性系数为0.739，信度较高，可以接受。