性别繁衍优势对性别偏爱的影响：来自眼动的证据(3)
2.2研究结果
2(男性繁衍优势：高vs.低)×2(图片性别：男vs.女)的两因素重复测量方差分析显示，男性繁衍优势的主效应不显著，F(1，38)=0.79，p>0.05；图片性别的主效应显著，F(1，38)=6.49，p<0.05，n2=0.15；被试对男孩图片的注视时间(M=3.84，SD=0.47)显著高于对女孩图片的注视时间(M=3.69，SD=0，38)。男性繁衍优势×图片性别的交互作用显著，F(1，38)=78.03，p<0.01，n2=0.27。进一步简单效应分析发现：当男性繁衍优势低时，被试注视男孩图片的时间(M=3.54，SD=0.29)显著低于注视女孩图片的时间(M=3.90，SD=0.35)，F(1，18)=23.84，p<0.01；当男性繁衍优势高时，被试注视男孩图片的时间(M一4.13，SD=0.43)显著多于注视女孩图片的时间(M=3.48，SD=0.30)，F(1，18)=66.47，p<0.01。
2.3分析与讨论
该实验发现当启动个体产生自身拥有较少生存资源(金钱)的认知时，男性繁衍优势低，被试表现出女孩偏爱；当启动个体产生自身拥有较多生存资源(金钱)的认知时，男性繁衍优势高，被试表现出男孩偏爱。对这一结果的解释，我们认为，当亲代自身拥有较多的生存资源时，会理所当然的认为自身的资源可以传递给自己的子代，因此表现出男孩偏爱。当男性拥有较少的生存资源时，某种极端的可能性是其无法争取到配偶或无法留下后代，此时男孩的繁衍价值为零。因此，当亲代认识到自身拥有较少生存资源时会表现出女孩偏爱，这是由于相对于男孩繁衍价值为零的极端风险，这种情况下亲代更愿意对女孩做出更多投资。简言之，不同的男性繁衍优势可能会导致亲代对男孩和女孩偏爱的反转。
综上，本实验探讨了男性繁衍优势对后代性别偏爱的影响，证实了最初的假设。但女性繁衍优势如何影响亲代对子代的性别偏好？不同的女性繁衍优势是否会导致对男孩和女孩偏爱的反转，即女性繁衍优势高时偏爱女孩，而女性繁衍优势低时偏爱男孩？实验二即探讨这一问题。
3实验二：女性繁衍优势对性别偏爱的影响
3.1方法
3.1.1被试
被试选取方法同实验一，共选取40名，其中接受女性繁衍优势高和低处理的被试各20名。年龄在26～35岁，男女各半。
3.1.2实验设计
采用启动实验范式考察在女性繁衍优势不同的启动条件下被试对子代的性别偏爱。实验采用2(女性繁衍优势：高vs.低)x2(图片性别：男vs.女)的混合设计。女性繁衍优势为组间变量，图片性别为组内变量。
3.1.3實验材料
(1)女性繁衍优势启动材料：
①女性繁衍优势高2010年的一项对中国主要城市的社会调查结果表明，现在城市中已婚的夫妻双方至少一方有过出轨行为的占53%；不管是已婚夫妻还是未婚男女(20岁以上)至少同时有两个性伴侣的占46%，且以上统计数据并无明显性别差异。具有亲子鉴定资格的医院统计结果表明，在申请做亲子鉴定的男性中，67%最终确定孩子并非自己亲生。另外，随着女性解放运动的兴起，女性有寻求婚外短期性关系意愿的比率也在不断增加，不同城市的统计结果在19%-44%之间。
②女性繁衍优势低2010年的一项对中国主要城市的社会调查结果表明，现在城市中已婚的夫妻双方至少一方有过出轨行为的占8%。不管是已婚夫妻还是未婚男女(20岁以上)至少同时有两个性伴侣的占6%，且以上统计数据并无明显性别差异。具有亲子鉴定资格的医院的统计结果表明，在申请做亲子鉴定的男性中，只有17%最终确定孩子并非自己亲生。另外，虽然女性解放运动不断兴起，但女性有寻求婚外短期性关系意愿的比率却并没有明显增加，不同城市的统计结果在4%-9%之间。
已有研究证明，婚外性行为(extra-maritalaffairs)、伴侣不忠(sexual infidelity)、父亲身份不符(paternal diserepancy)是重要的父亲身份不确定线索(Buss，1996)。因此，女性繁衍优势启动材料采用这三种线索，三种线索的发生概率较低时，父亲身份不确定性低，此时女性繁衍优势较低；而三种线索的发生概率较高时，父亲身份不确定性高，此时女性繁衍优势较高。预试验检验了实验材料的有效性，具体的做法：在分别阅读完两个不同的启动材料后，让在校大学生分别对当今社会中“婚外性行为”、“女性出轨”和“父亲身份不符”三种现象的普遍程度做出评定。结果显示：与接受“女性繁衍优势低”启动组相比，接受“女性繁衍优势高”启动的被试认为以上三种现象更为普遍。这一结果说明实验2中所使用的启动材料可有效诱导女性繁衍优势的差异。
(2)图片材料：同实验一。
3.1.4实验程序
要求被试坐在离计算机屏幕80 cm处的椅子上，下颌放在一个u型托上，保持头部不动，并进行头部和眼部校正。具体实验程序为：首先呈现启动材料(随机分配20名被试接受女性繁衍优势高的启动刺激，另外20名被试接受女性繁衍优势低的启动刺激)；随后呈现反应材料(同实验一)。
3.2结果
2(女性繁衍优势：高vs.低)×2(图片性别：男vs.女)的两因素重复测量方差分析显示，女性繁衍优势的主效应不显著，F(1，38)=1.64，p>0.05；图片性别的主效应显著，F(1，38)=81.26，p<0.01，n2=0.28；被试对女孩图片的注视时间(M=3.64，SD=0.31)显著长于对男孩图片的注视时间(M=3.31，SD=0.25)；女性繁衍优势×图片性别的交互作用显著，F(1，38)=18.99，p<0，01，n2=0.13，。当女性繁衍优势低时，被试注视男孩图片的时间(M=3.44，SD=0.25)显著少于注视女孩图片的时间(M=3.61，SD=0.25)，F(1，18)=13.43，p<0.01；当女性繁衍优势高时，被试注视男孩图片的时间(M=3.18，SD=0.18)显著少于注视女孩图片的时间(M=3.67，SD=0.36)，F(1，18)=82.33，p<0.01。即无论女性繁衍优势高或低，被试均表现出女孩偏爱。此外，以注视女孩图片的时间减去注视男孩图片的时间作为女孩偏爱程度的指标，结果发现，在女性繁衍优势高条件下女孩偏爱程度(M- M=0.48，SD=0.30)显著高于女性繁衍优势低条件下的女孩偏爱程度(M=M=0.17，SD=0.11)，t(38)=4.36，p<0.01。 (刘毅 焦江丽 闻素霞)
2(男性繁衍优势：高vs.低)×2(图片性别：男vs.女)的两因素重复测量方差分析显示，男性繁衍优势的主效应不显著，F(1，38)=0.79，p>0.05；图片性别的主效应显著，F(1，38)=6.49，p<0.05，n2=0.15；被试对男孩图片的注视时间(M=3.84，SD=0.47)显著高于对女孩图片的注视时间(M=3.69，SD=0，38)。男性繁衍优势×图片性别的交互作用显著，F(1，38)=78.03，p<0.01，n2=0.27。进一步简单效应分析发现：当男性繁衍优势低时，被试注视男孩图片的时间(M=3.54，SD=0.29)显著低于注视女孩图片的时间(M=3.90，SD=0.35)，F(1，18)=23.84，p<0.01；当男性繁衍优势高时，被试注视男孩图片的时间(M一4.13，SD=0.43)显著多于注视女孩图片的时间(M=3.48，SD=0.30)，F(1，18)=66.47，p<0.01。
2.3分析与讨论
该实验发现当启动个体产生自身拥有较少生存资源(金钱)的认知时，男性繁衍优势低，被试表现出女孩偏爱；当启动个体产生自身拥有较多生存资源(金钱)的认知时，男性繁衍优势高，被试表现出男孩偏爱。对这一结果的解释，我们认为，当亲代自身拥有较多的生存资源时，会理所当然的认为自身的资源可以传递给自己的子代，因此表现出男孩偏爱。当男性拥有较少的生存资源时，某种极端的可能性是其无法争取到配偶或无法留下后代，此时男孩的繁衍价值为零。因此，当亲代认识到自身拥有较少生存资源时会表现出女孩偏爱，这是由于相对于男孩繁衍价值为零的极端风险，这种情况下亲代更愿意对女孩做出更多投资。简言之，不同的男性繁衍优势可能会导致亲代对男孩和女孩偏爱的反转。
综上，本实验探讨了男性繁衍优势对后代性别偏爱的影响，证实了最初的假设。但女性繁衍优势如何影响亲代对子代的性别偏好？不同的女性繁衍优势是否会导致对男孩和女孩偏爱的反转，即女性繁衍优势高时偏爱女孩，而女性繁衍优势低时偏爱男孩？实验二即探讨这一问题。
3实验二：女性繁衍优势对性别偏爱的影响
3.1方法
3.1.1被试
被试选取方法同实验一，共选取40名，其中接受女性繁衍优势高和低处理的被试各20名。年龄在26～35岁，男女各半。
3.1.2实验设计
采用启动实验范式考察在女性繁衍优势不同的启动条件下被试对子代的性别偏爱。实验采用2(女性繁衍优势：高vs.低)x2(图片性别：男vs.女)的混合设计。女性繁衍优势为组间变量，图片性别为组内变量。
3.1.3實验材料
(1)女性繁衍优势启动材料：
①女性繁衍优势高2010年的一项对中国主要城市的社会调查结果表明，现在城市中已婚的夫妻双方至少一方有过出轨行为的占53%；不管是已婚夫妻还是未婚男女(20岁以上)至少同时有两个性伴侣的占46%，且以上统计数据并无明显性别差异。具有亲子鉴定资格的医院统计结果表明，在申请做亲子鉴定的男性中，67%最终确定孩子并非自己亲生。另外，随着女性解放运动的兴起，女性有寻求婚外短期性关系意愿的比率也在不断增加，不同城市的统计结果在19%-44%之间。
②女性繁衍优势低2010年的一项对中国主要城市的社会调查结果表明，现在城市中已婚的夫妻双方至少一方有过出轨行为的占8%。不管是已婚夫妻还是未婚男女(20岁以上)至少同时有两个性伴侣的占6%，且以上统计数据并无明显性别差异。具有亲子鉴定资格的医院的统计结果表明，在申请做亲子鉴定的男性中，只有17%最终确定孩子并非自己亲生。另外，虽然女性解放运动不断兴起，但女性有寻求婚外短期性关系意愿的比率却并没有明显增加，不同城市的统计结果在4%-9%之间。
已有研究证明，婚外性行为(extra-maritalaffairs)、伴侣不忠(sexual infidelity)、父亲身份不符(paternal diserepancy)是重要的父亲身份不确定线索(Buss，1996)。因此，女性繁衍优势启动材料采用这三种线索，三种线索的发生概率较低时，父亲身份不确定性低，此时女性繁衍优势较低；而三种线索的发生概率较高时，父亲身份不确定性高，此时女性繁衍优势较高。预试验检验了实验材料的有效性，具体的做法：在分别阅读完两个不同的启动材料后，让在校大学生分别对当今社会中“婚外性行为”、“女性出轨”和“父亲身份不符”三种现象的普遍程度做出评定。结果显示：与接受“女性繁衍优势低”启动组相比，接受“女性繁衍优势高”启动的被试认为以上三种现象更为普遍。这一结果说明实验2中所使用的启动材料可有效诱导女性繁衍优势的差异。
(2)图片材料：同实验一。
3.1.4实验程序
要求被试坐在离计算机屏幕80 cm处的椅子上，下颌放在一个u型托上，保持头部不动，并进行头部和眼部校正。具体实验程序为：首先呈现启动材料(随机分配20名被试接受女性繁衍优势高的启动刺激，另外20名被试接受女性繁衍优势低的启动刺激)；随后呈现反应材料(同实验一)。
3.2结果
2(女性繁衍优势：高vs.低)×2(图片性别：男vs.女)的两因素重复测量方差分析显示，女性繁衍优势的主效应不显著，F(1，38)=1.64，p>0.05；图片性别的主效应显著，F(1，38)=81.26，p<0.01，n2=0.28；被试对女孩图片的注视时间(M=3.64，SD=0.31)显著长于对男孩图片的注视时间(M=3.31，SD=0.25)；女性繁衍优势×图片性别的交互作用显著，F(1，38)=18.99，p<0，01，n2=0.13，。当女性繁衍优势低时，被试注视男孩图片的时间(M=3.44，SD=0.25)显著少于注视女孩图片的时间(M=3.61，SD=0.25)，F(1，18)=13.43，p<0.01；当女性繁衍优势高时，被试注视男孩图片的时间(M=3.18，SD=0.18)显著少于注视女孩图片的时间(M=3.67，SD=0.36)，F(1，18)=82.33，p<0.01。即无论女性繁衍优势高或低，被试均表现出女孩偏爱。此外，以注视女孩图片的时间减去注视男孩图片的时间作为女孩偏爱程度的指标，结果发现，在女性繁衍优势高条件下女孩偏爱程度(M- M=0.48，SD=0.30)显著高于女性繁衍优势低条件下的女孩偏爱程度(M=M=0.17，SD=0.11)，t(38)=4.36，p<0.01。 (刘毅 焦江丽 闻素霞)