結果

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た。第二回目の調査後，デブリーフィングを行った。

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的複雑性という個人差を扱っているため，重回帰分析を用いた。条件ごとの男 女の内訳は，ステレオタイプ抑制あり条件は男性 43 名，女性 31 名であり，ス テレオタイプ抑制なし条件は男性 40 名，女性 37 名であった。参加者の性，ス テレオタイプ抑制，認知的複雑性およびそれらの交互作用項を説明変数，ステ レオタイプ的判断を基準変数として重回帰分析を行った。基準変数であるステ レオタイプ的判断の得点は，以下のように算出した。まず，女性の数学能力に 対する判断を測定した3項目（「理論的考えができそう」，「図形問題に強そう」，

「数字に強そう」）について，得点が高いほどステレオタイプ的な判断を行って いることを示すように，逆転の処理を行った。次に，3 項目の平均値を算出し，

その値をステレオタイプ的判断の得点とした。探索的に「理論的考えができそ う」，「図形問題に強そう」，「数字に強そう」の 3 項目すべての組み合わせの平 均値を基準変数として以下の重回帰分析を行ったが，「理論的考えができそう」

と「数字に強そう」の平均値でしか有意な結果は得られなかった。そこで以降 では，基準変数であるステレオタイプ的判断の得点として，「理論的考えができ そう」と「数字に強そう」の平均値（M = 4.18, SD = 0.95）を用いた分析につい て示す。

以下の重回帰分析の結果で示されているように，「図形問題に強そう」項目を 除いた他の 2 項目（「理論的考えができそう」，「数字に強そう」）の平均値につ いて結果が得られたことから，女性の数学能力に関するステレオタイプは，図 形問題に関することではなく，数字や理論的考えに関することである可能性が 考えられる。

重回帰分析を行う準備として，参加者の性とステレオタイプ抑制に関する条 件をダミー変数化した（男性= 1, 女性 = 0；ステレオタイプ抑制あり条件= 1, ス テレオタイプ抑制なし条件 = 0）。さらに，それらと認知的複雑性の得点，ステ

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レオタイプ的判断の得点を平均値が0，分散が1のZ得点に換算して標準化した。

次に，参加者の性，ステレオタイプ抑制，認知的複雑性およびそれらのすべて の組み合わせの二次の交互作用項と三次の交互作用項を説明変数，ステレオタ イプ的判断を基準変数として重回帰分析を行った（Table 5.3.1）。その結果，モ デルが有意であり（R² = 0.10, F (7, 143) = 2.17, p < .05），参加者の性×ステレオタ イプ抑制×認知的複雑性の交互作用効果が有意であった（β = -0.22, t = -2.39, p

< .05）。交互作用効果が有意となったことから，Cohen & Cohen（1983）に基づ

く単純傾斜の検定を行った（Figure 5.3.1）。この検定では，説明変数の平均±1SD の値について分析を行う。つまり，認知的複雑性得点の平均＋1SD を認知的複 雑性高条件，認知的複雑性得点の平均－1SD を認知的複雑性低条件として分析 を行った。その結果，男性において，認知的複雑性低条件では，ステレオタイ プ抑制あり条件はステレオタイプ抑制なし条件よりも，ステレオタイプ的判断 の得点が高く（β = 0.52, t = 3.29, p < .01），認知的複雑性高条件では，ステレオタ イプ抑制の効果は見られなかった（β = -0.10, t = -0.64, n.s.）。さらに，男性にお いて，有意傾向ではあったがステレオタイプ抑制あり条件では，認知的複雑性 高条件は認知的複雑性低条件よりも，ステレオタイプ的判断の得点が低く（β =

β p

参加者の性 .06 .43

ステレオタイプ抑制 .05 .51

認知的複雑性 .04 .65

参加者の性×ステレオタイプ抑制×認知的複雑性 -.22 .02 F (7, 143) = 2.17, p < .05

「理論的考えができそう」と「数字に強そう」の平均値を基準変数とした 重回帰分析の結果

説明変数 R² = .10

Table 5.3.1

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-0.34, t = -1.89, p < .10），ステレオタイプ抑制なし条件では，認知的複雑性高条件

は認知的複雑性低条件よりも，ステレオタイプ的判断の得点が高いことが示さ れた（β = 0.28, t = 2.32, p < .05）。女性においては，有意な結果は得られなかった。