教师的判断和互动可能会受到学生背景的影响，但研究表明，他们可能不愿意接受与这种偏见有关的证据。我们调查了教师对自己和他人偏见的看法，并探讨了一个简短的自我肯定操纵——往往会减少防御性反应——是否会增加他们对个人和机构偏见的承认。288名英国教师在阅读一篇关于教育中无意识偏见的略带威胁性的研究文章之前，完成了价值观肯定或控制任务。总体而言，教师表现出偏见盲点，因此他们更有可能将无意识偏见视为其他教师要解决的问题，而不是自己关心的问题。自我肯定的教师更有可能同意将他们的教学拍摄下来，以探索个人偏见是否存在/在哪里存在。然而，自我肯定并没有改变对这个问题的总体接受程度或对个人相关性的看法。探索性分析表明，教师对促进公平的教学实践的更多支持与对偏见的认识和对反偏见倡议的支持增加有关。研究结果表明，自我肯定可能为提高对偏见的认识提供了有限的空间，需要做更多的工作来挑战和改变学校偏见的叙述，从一个只涉及少数“坏苹果”的问题，到一个被所有教育工作者都接受的问题，需要意识到并负责。
教师的学术判断和互动可能会受到学生背景的扭曲，研究表明社会经济地位(Batruch et al.， 2017,2019,2023;Doyle等人，2023;Goudeau等人，2023;pitten Cate & Glock, 2018)，种族(Anderson-Clark et al.， 2008;伯吉斯与格里夫斯出版社，2013;坎贝尔,2015;Connolly等人，2019;格洛克,2016;Starck et al.， 2020)，性别(Glock, 2016;Lievore & Triventi, 2023)、移民身份(van den Bergh et al.， 2010)和身体吸引力(Longobardi et al.， 2022)都可能影响教师的看法。然而，与克服这些刻板印象和偏见的问题相比，教师——像许多人一样——可能会采取防御行动，对与他们的偏见有关的证据不屑一顾(Clark & Zygmunt, 2014;Solomona等人，2005)。当前的研究旨在通过探索教师如何处理有关偏见的潜在威胁信息来解决这个问题，并测试一个简短的自我肯定操作是否可以使教师为自己在这个问题上的角色承担更大的责任。
偏见是我们行为或思想中的倾向，通常是对我们对不同群体持有的刻板印象或倾向的自动反应(Starck et al.， 2020)。根据我们自己的经验，以及我们从他人、媒体和整个社会中学到的东西，它们反映了我们对人们的期望。偏见通常很普遍，可能是有用的心理捷径;然而，尽管老师的初衷是好的，这些无意识的和自动的偏见也可能给来自某些背景的学生带来巨大的代价。
教育中陈规定型观念和偏见的普遍程度可能因地理环境而异。例如，研究表明，种族偏见在美国很常见(Okonofua & Eberhardt, 2016;Starck et al.， 2020;Warikoo等人，2016)，而在欧洲大陆，对移民背景的偏见也是教育领域的一个问题(De Benedetto & De Paola, 2022;格洛克等人，2013;van den Bergh et al.， 2010)。尽管这些形式的偏见在英国也受到关注，但目前的研究是在英国进行的(Burgess & Greaves, 2013;坎贝尔,2015;Connolly等人，2019;Gillborn et al.， 2012)，教育成果的一些最大的不平等落在社会经济地位(Easterbrook et al.， 2022, 2023)。然而，与种族偏见相比，教师可能不太了解社会经济地位偏见(Doyle et al.， 2023)。因此，在我们的英国样本中，我们选择社会经济地位偏见作为与情境最相关的偏见形式来探索，但也有可能这些发现将推广到其他形式的教师偏见。
在英国，有资格获得免费校餐(FSM)的学生——通常被用作社会经济地位较低的代表(Taylor, 2018)——与没有获得免费校餐资格的学生相比，在普通中等教育证书(GCSEFootnote 1)英语和数学考试中获得高分的可能性只有一半多一点(教育部，2022a)。此外，2019年的数据表明，到中学毕业时，低收入和高收入背景的儿童之间的“成就差距”相当于大约18个月的学习时间(Hutchinson et al.， 2020)。早期迹象表明，由于Covid-19大流行，这种差异有所增加(Goudeau等人，2021年;Haelermans等人，2022;文艺复兴学习和教育政策研究所，2021)，从而为研究这一领域提供了明确的理由。造成这些不平等的因素有很多，包括——但绝不限于——获得资源和支持的机会不平等(Easterbrook等人，2023)，有利于中上层阶级价值观、语言和知识的学校制度(Bourdieu & Passeron, 1990;Croizet et al.， 2017;Goudeau & Croizet, 2017;J?ger & M?llegaard, 2017)和心理障碍，如刻板印象威胁，即个人担心他们在任务中的表现会证实对他们群体的负面刻板印象(Croizet & Claire, 1998;Hadden et al.， 2020;Steele et al.， 2002)。然而，越来越多的研究表明，教育系统内的偏见也可能导致这些不平等的结果。虽然许多偏见在制度层面上发挥作用(Murphy et al.， 2018)，但本研究的重点是教师个人对其偏见的理解和接受。
1.1.1 教师的偏见
对社会经济背景较低的学生产生负面影响的偏见可能在生命的早期就开始产生影响(Campbell, 2015;Goudeau et al.， 2023)。这是一个很大的问题，因为在年轻时获得负面声誉的学生不太可能在整个学校里摆脱它(Childs & McKay, 2001)。这些偏见随后似乎影响了教师的学术判断:在英国最近的一项研究中，教师们被要求对一份相同的作业进行评估，他们认为这篇作业的作者要么是社会经济背景较高的学生，要么是社会经济背景较低的学生。尽管阅读的是同一篇文章，但那些认为这篇文章是由社会经济地位较低的学生写的，老师会给他们一个明显更差的分数，把他们分配到一个能力较低的小组，并认为他们的整体水平低于社会经济地位较高的学生(Doyle et al.， 2023)。进一步的研究发现，即使在学生表现相同的情况下，教师也更有可能认为高经济地位的孩子比低经济地位的孩子更适合更高的学业水平，反之亦然(Batruch等人，2017,2019,2023)。
除了评分和跟踪，师生互动的质量和数量也因社会经济背景而异。Goudeau及其同事(2023)发现，学前教师不太可能呼吁社会经济地位较低的学生参与，即使他们这样做了，互动时间也较短。这表明，有时教育工作者可能对自己的偏见和来自不同群体的学生的不同需求都视而不见。此外，Dunne和Gazeley(2008)发现教师不愿意明确承认学生的社会阶层，但这仍然影响了他们对学生的学术判断。这就产生了一个类似于教育来自不同种族背景的儿童的“色盲”方法的问题，教育工作者有时可能会忽视学生的独特经历(例如，Apfelbaum等人，2008年，2012年)。
1.1.2 距离啊让自己远离偏见的越轨
Devine(1989)将偏见和刻板印象比作一种坏习惯，必须通过动力和努力来打破。具体来说，个人必须意识到自己的偏见，关注其后果，并知道如何最好地取代它们(Devine et al.， 2012)。因此，为了增加教师的工作动力，克服学习无意识偏见带来的不适，我们开始了当前的调查，试图提高教师对他们可能表现出的偏见的认识和接受程度。
不幸的是，人们往往表现出“偏见盲点”，即他们在别人身上看到偏见，而在自己身上看不到(Ehrlinger等人，2005;Pronin, 2008;Pronin et al.， 2002, 2004)。这种对偏见的免疫力类似于优于平均水平和自我增强效应，即个体在受欢迎程度(Zuckerman & Jost, 2001)和驾驶能力(Svenson, 1981)等方面对自己的评价比他人更有利。因此，当面对我们自己的偏见时，人们通常会很快否认或远离自己的偏见和偏见，而不是表达关注和表现出改变的动力(Howell & Ratliff, 2017;Knowles et al.， 2014;O 'Brien et al.， 2010)。Clark和Zygmunt(2014)证明了这种面对个人威胁的防御性“盾牌”，他们向教师展示了内隐联想测试结果，作为他们无意识的种族和肤色偏见的证据。教师对这种提高意识的“遭遇”(Gay, 1985)的书面反应进行了分析，并将其分为五个不同的组:漠视、怀疑、接受、不适和痛苦。大多数人的反应属于前两类，这表明大多数教师可能不愿意承认和解决他们的偏见。Solomona及其同事(2005)的进一步研究表明，在无意识的种族偏见领域，白人教师使用许多“应对机制”来避免意识形态不一致(意识形态和行为之间的不匹配)的不协调。这些措施包括重新集中讨论的焦点，轻视信息来源，转而关注白人所经历的感知困难。这种对自我和悲伤、愤怒、不适和内疚的个人感受的关注意味着，几乎没有空间来满足其他真正受到压迫的群体的需求(solomon et al.， 2005)。通过这种方式，试图在高度防御的个体中突出偏见可能会适得其反，除非他们能够以一种不具威胁性的方式处理信息。实现这种信息处理的一个潜在途径是通过使用自我肯定。
1.1.3 自我肯定
自我肯定理论(Cohen & Sherman, 2014;斯蒂尔(Steele, 1988)认为，防御反应的产生可能部分是因为我们被激励着保持一种自我完整的感觉，即我们的行为总体上是好的、道德的、适当的。当自我完整性受到威胁时——例如通过对我们的身份或道德的挑战——我们所谓的“心理免疫系统”迫使我们通过采取防御行动、利用个人资源或利用我们可用的肯定机会来恢复积极的自我形象(吉尔伯特等人，1998;斯蒂尔,1988)。这些肯定的机会往往以牺牲他人为代价，包括向下的社会比较、八卦和对外围群体的贬低(Sherman & Cohen, 2006)。然而，自我肯定——广义上定义为肯定一个人的道德意识和适应能力的行为(Cohen & Sherman, 2014)——也可以通过实验诱导，通过写作任务鼓励参与者反思他们最重要的价值观。这些价值观操纵被认为是一个人的价值观和立场的关键提醒，因此是诱导价值感的有力方式。典型的操纵旨在通过提醒个体他们具有自我完整性来淡化威胁的影响，从而拓宽一个人的视角，使威胁可以独立看待，并且对一个人的整体自我评估不那么重要(Cohen & Sherman, 2014;谢尔曼,2013)。
这种肯定在健康领域已被证明是有效的，各种研究表明，自我肯定作为一种减少因威胁信息而产生的防御的方法具有潜力。例如，Harris和Napper(2005)证明，在饮酒量最高的参与者(即风险最大的参与者)中，在阅读一篇将饮酒与乳腺癌联系起来的文章之前完成自我肯定会减少防御过程。肯定也被证明可以提高个人对威胁信息的接受度和感知相关性(Sherman et al.， 2000;Sparks et al.， 2010;Wenzel et al.， 2020)，减少威胁性信息的贬损(Armitage et al.， 2011;van Koningsbruggen & Das, 2009)，减少与威胁相关的心理不适(Steele & Liu, 1983)，并增加改变行为的意愿(Armitage et al.， 2011;Graham-Rowe et al.， 2019)。最后，自我肯定也有效地减轻了学生在某些教育环境中所经历的负面心理障碍的影响(Borman等人，2018,2022;Easterbrook et al.， 2021;Hadden et al.， 2020;Sherman等人，2021;Turetsky et al.， 2020;Wu et al.， 2021)，但它们也可能是减少教师对个人偏见的防御的有用工具。
事实上，让人们意识到自己可能(尽管是无意的)如何助长不平等，可能会威胁到道德自我，从而产生防御反应。在最近的一项研究中，参与者观看了一段关于虐待动物的视频，然后与一个所谓的参与者——实际上是一个电脑脚本——谈论他们的饮食选择。在这个交换过程中，一组因虐待动物而受到社会排斥(从而对自我构成威胁)，而另一组被社会接受(没有威胁条件)。受到威胁的参与者有机会重申被侵犯的价值观，他们比那些没有被重申的人更容易接受自己的错误，感到内疚，从道德上参与这个问题，并恢复自我价值(Wenzel et al.， 2020)。这表明，自我肯定也可能有助于减少教师在面对自己在教育不平等中所扮演的道德越轨行为时的防御。一旦防御盾牌被降低，预计教师将更有可能采取修复策略来减少他们的偏见。
目前的预注册研究(脚注2)试图回答两个关键问题。首先，我们想知道教师是否会表现出“偏见盲点”(Ehrlinger et al.， 2005;Pronin, 2008;Pronin et al.， 2002, 2004)，因此他们察觉到其他教师的偏见，但没有承认自己的偏见。其次，我们询问简短的自我肯定是否会让教师对偏见的前景感到不那么防御，从而更有可能承认他们的个人偏见。
1.2.1 "假设
我们预测，参与研究的教师更容易认为其他教师有偏见，而不是认为自己有偏见。此外，我们预先登记了以下关于自我肯定对参与者接受和解决个人偏见的意愿的影响的假设:
与对照组相比，自我肯定(治疗)组的参与者对信息的威胁感更小(e.g.， Harris and Napper, 2005)，因此:
1.
报告更高级别的消息接受情况。
2.
报告较低级别的消息减损。
3.
报告较低程度的心理不适。
4.
报告文章的内容与个人更相关。
5.
表现出更高水平的准备参加以偏见为重点的持续专业发展(CPD)活动，以克服偏见。
6.
更有可能同意与其他教育者讨论自己的偏见。
摘要
1 介绍
2 方法
3.结果
4 讨论
5 结论
笔记
参考文献
作者信息
道德声明
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自我肯定组(Mwords=36.73, SD=27.42)比对照组(Mwords=17.20, SD=14.87)， F(1,285)=57.17, p 0.2)。然而，自我肯定组的参与者明显年龄较大，F(1,284)=4.93, p=。027，并且报告在有更多学生有资格获得免费校餐的学校教学，F(1,270)=6.59, p=0.011。因此，与我们预先注册的分析计划相反，我们还控制了脚注4中列出的每个模型中的这些变量。
表1给出了所有结果变量的总体均值和治疗条件的均值。这些描述性统计揭示了两个关键的事情:首先，个人相关性和其他变量相关性的均值之间可能存在差异，其次，只有对CPD视频变量的支持才会在条件之间产生显着的均值差异。
表1主要结果变量的均值和标准差
根据我们预先注册的分析计划，我们使用r中的线性模型，通过回归每个结果对条件(0=控制，1=自我肯定)的影响来测试自我肯定。然而，如上所述，我们还在模型中纳入了控制变量参与者年龄和当前学校免费供餐儿童的百分比(完整输出见表2)。由于讨论个人偏见的承诺的行为测量是通过点击输入电子邮件地址或不采取任何行动来测量的，因此我们偏离了最初的分析计划，使用R中的二项logit模型来测试治疗条件对行为测量的影响，其结果将在下文中报告。
表2主要结局变量对自我肯定co的回归条件和co控制变量
首先，为了确定参与者是否相信文章的主要信息与自己和其他教师同样相关，我们对参与的教师与自我-他者的相关性感知作为预测因子进行了单向方差分析。教师认为文章与其他教师相关的可能性(M=3.77, SD=0.75)显著高于与自己相关的可能性(M=3.03, SD=1.01)， F(1,572)=101.11, p <。001, d=0.84(见图2)。这表明，虽然他们承认偏见是教育中的一个普遍问题，但很少有人认为这是他们的个人责任。然后我们测试了一个假设，即自我肯定会让参与者接受文章的内容与个人更相关，从而潜在地缩小这种个人与他人的差异。然而，我们的线性回归显示，在个人的看法没有显著差异(p=。853, d=0.01)，或其他(p=。892, d=-0.03)。对模型中控制变量的分析表明，随着年龄的增长，以及在有较高比例的儿童有资格免费校餐的学校工作时，个人相关性的感知会下降。年龄越大，与他人的相关性越低。
图2
参与者对文章与自己和其他教师相关性的看法。误差条代表95%的置信区间
总的来说，参与者不太支持将他们的教学录像，以探索他们与特定群体的互动可以改进的地方。情境对视频提议的支持度有显著影响，被肯定个体(M=3.46, SD=1.19)比对照组(M=3.16, SD=1.30)更支持视频提议，B=0.31 (0.00, 0.62)， SE=0.16, t=1.99, p=。047, d=0.24(见图3)，从而支持假设5。有趣的是，参与者学校中有资格参加FSM的儿童的百分比也显著且积极地预测了对这一倡议的支持，这表明教师与低社会经济地位背景的儿童接触越多，他们就越支持参与潜在威胁的CPD练习。
图3
自我肯定对录像支持的影响。误差条代表95%的置信区间
支持参加每月会议以讨论克服偏见的方法的人普遍高于支持视频倡议的人。然而，条件对会议支持度没有影响，(p=。340, d=0.05)。模型输出还揭示了年龄与会议支持度之间的显著负相关关系，表明年龄较大的参与者往往不太支持该倡议。
总体信息接受度高于量表的中点(在7分制中M=5.05)，表明对文章信息的总体接受度。然而，在不同的条件下，接受水平没有显著差异(p=。454, d=-0.07)。相反，总体信息减损在中点附近(M=4.03(7分制))，但自我肯定对减损同样没有显著影响(p=。950, d=-0.01)。因此，自我肯定对参与者接受或拒绝文章信息没有影响。
总的来说，参与者报告说，这篇文章并没有让他们对自己的做法感到内疚或不舒服。此外，在不同的条件下，心理不适的水平没有显著差异(p=。974, d=-0.02)。
行为测量要求受访者分享他们的电子邮件地址，如果他们愿意与实习教师讨论他们的偏见。在控制条件下，30%的参与者同意输入他们的电子邮件地址，而在自我肯定的参与者中，这一比例为33%。然而，二项逻辑回归显示，参与者同意分享他们的电子邮件地址的几率在不同条件下没有显著差异(OR=1.17, p=.551)。
我们通过进行一系列探索性分析来进一步利用我们的数据，以检验教师关于公平促进教学实践的信念与他们参与教育偏见问题之间的关系。条件对参与者对专业信念多样性(PBD)量表的反应没有显著影响(p=0.770)，因此我们相信PBD测量可以用作预测因子。我们使用这个量表来预测前面列出的相同的关键结果。回归输出如表3所示，它揭示了参与教师支持教学实践以适应不同学习者需求的程度显著并积极地预测了他们对文章关键信息的接受程度、阅读文章后的心理不适感、个人相关性的感知、与他人相关性的感知以及对每月在学校开会讨论克服偏见的支持(所有ps < .001)。它还积极但微弱地预测了对视频的支持(p=0.065)。相比之下，对这些包容性教学实践的更高支持与更低的信息贬损相关(p < 0.001)。最后，这些教学实践和讨论偏见的承诺之间没有联系(p=.452)。
表3专业所有的信念关于多样性作为关键结果的预测因子
进一步的探索性数据分析调查了自我肯定是否调节了上述关系。PBD量表反应与信息减损状况的交互作用接近显著，B=0.46 (-0.02, 0.94)， SE=0.24, t=1.91, p=。058，自我肯定倾向于削弱关系的强度。同样，PBD反应与支持每月CPD会议讨论克服偏见方法之间的关系强度被自我肯定轻微减弱，B=-0.42 (-0.91， - 0.07)， SE=0.25, t=-1.70, p=0.091。其他无显著相互作用(ps > 0.1)。
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