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摘要
客觀的在某些醫學領域(如全科/初級保健)的婦女人數不斷增加，但在其他領域(如外科專業)的婦女人數持續不足的情況下，本研究調查(1)醫療專業人員是否錯誤地推斷，現在婦女人數普遍較高，高估了婦女人數真正的代表權:在幾個不同領域和角色中的代表權;(2)這種對女性代表的過高估計是否預示著該領域對性別平等倡議的支持減少，同時考慮到自己的性別。
設計橫斷麵調查。
設置英國的醫學領域。
參與者425名英國醫療顧問/全科醫生和學員(ST/CT1+/SHO/注冊主任);47%是女性。
主要結果測量作為綜合估計和個別審查的婦女在醫學不同領域/作用中的代表性估計數;以及對醫學中基於性別的倡議的多項目支持措施。
結果醫療專業人員往往高估了婦女在幾個不同的醫學領域(全科、醫學專業、外科專業)和各種角色(顧問/全科醫生、培訓生、醫學院畢業生)中的真實比例。此外，這些錯誤的估計預測支持基於性別的倡議的意願下降，特別是在該領域的男性中:綜合高估*受訪者的性別互動，B=−0.04,95% CI−0.07 ~−0.01,p=0.01。具體來說，雖然女性受訪者的(過高)估計與她們的支持程度無關(B=0.00, 95% CI−0.02至0.02,p=0.92)，男性受訪者傾向於高估醫學領域的女性比例，預示著對基於性別的舉措的支持較低(B=−0.04,95% CI−0.06 ~−0.02,p<0.001)。
結論雖然在醫療領域的性別代表性方麵取得了一些進展，但這項研究表明，在性別平等努力方麵仍然存在障礙，並確定了該領域內集中維護這些障礙的人員。正是這些人(尤其是男性)高估了真正的在婦女代表權方麵取得的進展，婦女的代表權極有可能被破壞。
- 衛生服務行政和管理
- 人力資源管理
- 組織發展
數據可用性聲明
數據可在一個公共的、開放訪問的存儲庫中獲得。本文中描述的所有數據都可在開放科學中心(https://osf.io/hrm63/)．
這是一篇開放獲取的文章，按照創作共用署名非商業性(CC BY-NC 4.0)許可發布，該許可允許其他人以非商業性的方式發布、混編、改編、構建本作品，並以不同的條款授權他們的衍生作品，前提是原創作品被正確引用，給予適當的榮譽，任何更改都被注明，且使用是非商業性的。看到的:http://creativecommons.org/licenses/by-nc/4.0/．
來自Altmetric.com的統計
本研究的優勢和局限性
由於婦女在某些醫學領域的任職人數較多，但在另一些醫學領域的任職人數不足，仍然缺乏證據表明醫療專業人員是否能夠準確衡量婦女在不同領域/作用中的任職人數;這項研究旨在幫助填補這方麵的知識空白。
也沒有已知的證據表明，高估婦女真實代表性的傾向是否有助於解釋為什麼一些醫療專業人員不願支持該領域的兩性平等舉措;這項研究也旨在幫助填補這方麵的知識空白。
這項研究的設計進一步使我們能夠幫助醫療專業人員和相關組織以及政策製定者，通過確定該領域中誰最有可能抵製或拒絕支持旨在促進該領域性別平等的舉措，來確定性別平等努力的障礙。
更廣泛地說，在促進醫療領域性別平等的持續努力中，這項研究的設計讓我們能夠說明，不僅要考慮婦女在該領域的真實代表，而且要考慮醫療專業人員的真實代表，這是很重要的。感知女性的代表。
這項研究的目的不是評估為什麼一些醫療專業人員對婦女任職情況的估計與她們對兩性平等舉措的支持程度有關。
簡介
與其他國家的趨勢平行，在英國，女性現在占所有醫學院畢業生的一半以上。1 2然而，在一些專業領域招聘女醫生的速度總體上趕不上她們在醫學領域的招聘速度。3 4例如，婦女在全科/初級保健方麵的比例很高，但在內科和外科專業方麵的比例仍然不足(例如，在外科專業中，不到15%的谘詢師是婦女)。5
盡管女性在一些醫學領域(包括一些收入最高和最有聲望的領域)的代表性仍然不足，6 - 8她們在全科醫學和醫學院的更突出的代表性可能促使該領域的一些人錯誤地推斷，現在女性在各個領域的代表性都很好，或者在某些領域的代表性比實際更好。考慮這一點很重要，部分原因是如果個人高估她們可能不太願意支持旨在進一步促進該職業性別平等的政策和倡議。例如，他們可能認為他們不再有必要了。事實上，之前關於這一主題的研究，盡管範圍有限，但表明，當人們高估了女性在某一領域(如STEMM(科學、技術、工程、數學和醫學)和政治領域)的代表性時，他們對旨在幫助這些領域的女性的倡議的支持就會減少。9 - 11因此，醫療專業人員如果高估在婦女在該領域任職方麵取得的真正進展，就有可能破壞這一進展。
然而，醫療專業人員支持性別平等舉措的傾向可能不僅僅取決於他們對該領域婦女的(過度)估計。這也可能取決於醫療專業人員本身的性別。這在一定程度上是因為基於性別的倡議和相關團體(例如，總醫學理事會性別平等計劃，皇家外科醫生學院的外科婦女)的目的不僅是促進婦女的代表性，而且是促進平等對待女性——承認真正的性別平等已經實現，並從根本上定義了性別平等，不僅僅是通過數量上的代表，還包括在如何看待和對待女性(以及所有性別的個體)方麵沒有性別偏見。因此，撇開代表性不談，如果認識到該領域存在的性別偏見和歧視問題，個人可能會繼續支持這些基於性別的倡議。8 12 - 14事實上，最近的證據表明，即使女性在某個領域得到了很好的代表，性別偏見和不平等待遇仍然存在，而且是主要的女性在該領域，她們仍然認識到這一事實(比例明顯高於男性)。15這最終表明，醫療專業的婦女可能更可靠地支持基於性別的倡議，而不管她們對該領域婦女人數的估計，因為她們更有可能看到這些倡議在打擊性別偏見方麵的持續價值。相比之下，由於男性不太可能意識到性別歧視的問題，他們對性別平等倡議的支持可能更簡單、更係統地隨著他們高估女性代表的傾向而變化。
目前的研究
目前的研究旨在調查醫療專業人員是否傾向於高估婦女在醫學領域的代表性，以及這種錯誤的估計(連同她們自己的性別)是否預示著支持基於性別的倡議的意願下降。使用英國醫療專業人員的樣本，我們首先測試了個體在評估不同醫學領域(全科、醫學和外科專業)以及不同角色(谘詢師/全科醫生(gp)、培訓生/初級醫生和醫學院畢業生)的女性代表方麵是否普遍準確。然後，我們測試了是否如假設的那樣，高估女性代表就預示著對基於性別的倡議的支持減少，以及這是否受到醫療專業人員自身性別的調節。
關於女性從事醫學的性別成見
作為一個探索性步驟，我們還研究了個體對一種性別刻板觀念的認可情況，即男性在醫療職業中更優越(例如，男性隻是更適合該職業)——這種觀念暗示女性在該職業中不應獲得平等待遇，因此應該預示著支持性別平等倡議的意願較低。16日17因此，評估這種信念提供了兩個潛在的洞見。首先，它允許我們測試我們的核心假設——過高估計女性代表代表意味著對基於性別的倡議的支持更少，主要是在男性中——更保守地測試這種效應(過高估計*受訪者性別互動)是否強大，即使考慮到這種信念在解釋個人(缺乏)對基於性別的倡議的支持方麵的作用。其次，它讓我們能夠評估是否有一些男性，比如一些醫學領域的女性，高估了女性的比例，但卻對這些舉措保持了一貫的支持水平。這可能是在更強烈地拒絕這種信念的男性中出現的情況(通過高估*被調查者性別*性別刻板信念互動測試)。
方法
參與者和過程
參與者為425名駐英國的醫療領域顧問/全科醫生和學員/初級醫生(級別:ST/CT1+/SHO/注冊醫師[專業培訓生/核心培訓生/高級住院醫生/注冊醫師])(47%女性;米年齡SD = 11.82 = 42.63;角色:13.9%/4.5%全科谘詢師/學員，24.6%/12.0%醫學谘詢師/學員，7.9%/6.7%外科谘詢師/學員，7.4%基礎年度1/2醫生，23.0%其他(例如，行業職位的醫生，精神病學醫生);有關這些領域和在醫學中的作用的更詳細的描述，請參閱參考文獻18 19)．受訪者在網上完成了一項簡短的調查，該調查旨在“更好地了解個人對英國醫療行業醫生的看法”。我們通過電子郵件招募參與者，通過由24所皇家醫學院和學院、214個國家衛生服務信托基金和46個醫學亞專業和社會協會維護的列表服務進行傳播。我們還通過社交媒體和一個僅限醫生的網絡論壇招募了受訪者。參與是自願的(沒有報酬)。我們排除了4名受訪者，因為他們表示自己不在(也從未在)英國工作;排除了3名受訪者，因為他們的回答不合邏輯(他們認為所有領域98%-100%的顧問和培訓生都是女性;最終樣本量n=418;所有初級分析N = 377-418;缺少數據:0-25例針對特定領域/角色的婦女代表性估計，41例針對基於性別的倡議的支持衡量)。敏感性分析表明樣本量普遍足夠(基於最低n， α=0.05, 1-β=0.80; for detecting d≥0.14 in one-sample t-test, for detectingf2(Δ)≥0.02R2增加了高估*受訪者性別互動項)。本文中描述的所有數據都可以在開放科學中心獲得。20.
患者和公眾的參與
無患者參與;患者和公眾均未直接參與本研究的設計、實施、報告或傳播計劃。
措施
受訪者回答了衡量以下關鍵結構的問題，並提供了人口統計學信息(例如，性別、年齡、一般領域/在醫學中的作用)。
按地區/角色分列的婦女估計數
為了評估受訪者對女性在不同領域/角色中所占比例的估計，我們問了“你認為___中有多少比例是女性?”'，並插入以下內容:全科醫生、見習全科醫生(ST/CT1+/SHO/注冊醫師)、醫學專科顧問醫生、見習醫學專科醫生(ST/CT1+/SHO/注冊醫師)、外科專科顧問醫生、見習外科醫生(ST/CT1+/SHO/注冊醫師)和醫學院畢業生。受訪者對這七個問題的回答範圍從0%到100%不等。為了計算參與者低估或高估真實比例的程度，我們減去了每個領域/職位的實際女性比例(獲得的統計數據與2017年數據收集時間一致)21日22)。因此，正值反映了高估。
支持職業中基於性別的倡議
為了評估人們對旨在支持英國醫療行業女性的倡議的支持程度，在解釋了這些倡議的存在並提供了例子(例如，總醫學理事會性別平等計劃，皇家外科醫生學院的外科女性)之後，我們要求受訪者指出他們(不)同意這些類型的倡議是必要的、公平的、過度的/“過分的”(反評分)或使男性處於不利地位(反評分)。這四個項目被評為1-7級(強烈強烈反對同意)，可靠(α=0.85)，平均形成複合。
關於女性從事醫學的性別成見
為了評估關於男性在醫療行業占優勢的性別刻板觀念的認可程度，我們詢問受訪者，他們在多大程度上同意(不同意)這樣的觀點，例如，作為一個男人有一些東西使他更適合醫療行業(改編自Danbold和Huo)16)．這六個項目被評為1-7級(強烈強烈反對同意)，可靠(α=0.80)，平均形成複合。
統計方法概述
所有統計分析均采用SPSS v28軟件進行(必要時使用成對刪除)。這包括雙變量(零階，皮爾遜)相關性(見表1)，單樣本t檢驗(檢驗值=0;看到表2和表3)、獨立樣本t檢驗(見表3)和通過SPSS中的PROCESS宏使用線性(普通最小二乘)回歸進行交互測試，使用5000個樣本生成百分位自舉ci(有關PROCESS的更多細節，請參閱Hayes)23)．使用PROCESS模型1(結果:對基於性別的倡議的支持;預測因素:高估女性代表(平均中心);主持人:性別(0女, 1男性；mean-centred);協變量:年齡;無協變量的分析顯示相同的統計顯著結果)。後續回歸分析反映了初級回歸分析，同時使用PROCESS模型3(回歸模型與初級回歸模型相同，但包含了第二個調節因素:性別刻板觀念的認同及其對應的交互術語)。
結果
表1提供雙變量相關性，說明男女醫療專業人員高估婦女在某一領域/角色中的代表性的傾向如何與他們高估其他領域/角色的傾向相對應，以及他們對性別陳規定型觀念的認可和對基於性別的舉措的支持。
按地區/職位劃分，受訪者的估計與實際女性比例
我們首先研究了受訪者對不同領域/角色中女性的估計比例與實際比例的比較情況。在各個領域，男性和女性受訪者都傾向於高估女性顧問和全科醫生的比例。據估計，女受訓人員的比例因地區而異。正如表2，這些結果在很大程度上也很明顯(在男性和女性受訪者中)，當對某一特定領域的分析僅限於自己在該特定醫學領域的受訪者時。研究結果還顯示，男性和女性受訪者都高估了醫學院女畢業生的比例表3按受訪者性別分列的結果)。
表2和表3還顯示每個平均估計比例的SD。這些報告強調了這一點，不論婦女在某一領域/職務中所占的估計比例平均在美國，受訪者樣本內的估計存在很大的差異。這種可變性是評估這些(過度)估計是否可靠地預測個人對基於性別的倡議的(較低)支持水平的關鍵。
支持基於性別的倡議
為了測試受訪者對基於性別的倡議的支持是否因他們高估醫學領域女性比例和自身性別的傾向而有所不同，我們通過PROCESS(模型1;更多細節請參見統計方法概述部分)。鑒於對基於性別的倡議的支持程度與醫學中的某一特定領域或作用無關，評估受訪者的支持水平如何隨他們的功能而變化，可以說是最相關的整體傾向於高估女性的代表性(跨領域/角色的合計)。因此，我們計算了一個綜合得分(M=3.84, SD=7.47)，反映了受訪者在上述七個領域/角色中高估女性代表性的平均傾向(α=0.80，七個估計領域/角色)。
作為圖1結果顯示，受訪者傾向於高估醫學領域的女性比例和自身性別(高估*受訪者性別互動，B=−0.04,95% CI−0.07 ~−0.01,p=0.01，∆R2相互作用項的相加=0.02，F(1372) = 6.48, p = 0.01,f2= 0.02;整體F(4372) = 8.53, p < 0.001;過高的估計,B=−0.02,95% CI−0.04 ~−0.01,p=0.01;被調查者的性別、B=−0.40,95% CI−0.65 ~−0.16,p=0.001)。一般來說，這意味著，隨著醫療專業人員越來越嚴重地高估婦女的真實代表性，女性和男性醫療專業人員對基於性別的倡議的支持之間的差距越來越大，如圖1．
男性和女性受訪者(即醫療專業人員)對英國醫療行業基於性別的舉措(1-7量表)的支持程度，與他們對醫學領域女性比例的估計有關。x軸上的正值反映了對女性代表的高估。女性受訪者的估計與她們的支持程度無關(B=0.00, 95% CI−0.02到0.02,p=0.92)。相比之下，男性受訪者傾向於高估醫學領域的女性比例，這預示著對基於性別的舉措的支持明顯減少(B=−0.04,95% CI−0.06 ~−0.02,p<0.001;過高的*被調查者性別互動,B=−0.04,95% CI−0.07 ~−0.01,p=0.01，∆R2相互作用項的相加=0.02，F(1372) = 6.48, p = 0.01,f2= 0.02)。
對簡單斜坡的檢驗進一步表明，女性受訪者的(過高)估計與其支持程度無關(B=0.00, 95% CI−0.02至0.02,p=0.92)，但男性受訪者傾向於高估醫學領域的女性比例，預示著對基於性別的舉措的支持較低(B=−0.04,95% CI−0.06 ~−0.02,p<0.001)。換句話說，在女性受訪者中，無論她們對醫學領域女性的評價如何，她們對基於性別的倡議的支持水平沒有係統性差異。然而，在男性受訪者中，存在著係統性的差異;從本質上說，他們對醫學領域女性比例的高估每增加1%，男性對基於性別的倡議的支持度平均下降0.04個點(因此，高估12%相當於支持度下降約0.5個點;看到圖1為一個視覺插圖)。
我們還按區域/角色測試了這些交互效應。作為圖2顯示，關於對全科實習女性學員的估計，結果顯示出相同的結果模式(高估*受訪者性別互動，B=−0.03,95% CI−0.05 ~−0.01,p=0.01，∆R2相互作用項相加=0.02，F(1372) = 7.13, p = 0.01;整體F(4372) = 7.37, p < 0.001)。簡單斜坡顯示，受訪女性對女學員在這方麵的估計與她們的支持程度無關(B=0.01, 95% CI−0.01至0.02,p=0.30)，但男性受訪者傾向於高估該領域的女性比例，預示著對基於性別的倡議的支持較少(B=−0.02,95% CI−0.03 ~−0.01,p=0.01)。同樣的模式也出現在對醫學女性實習生的估計上(高估*受訪者性別互動，B=−0.03,95% CI−0.05 ~−0.003,p=0.03;簡單坡度:女性受訪者，B=0.00, 95% CI−0.01 ~ 0.02,p=0.71;男性受訪者B=−0.02,95% CI−0.04至−0.01,p=0.01)，但值得注意的是，手術中女性的比例仍然相當低(高估*受訪者性別互動，B=0.00, 95% CI−0.02到0.02,p=0.65)。關於對女醫學院畢業生的估計，結果再次顯示出顯著的相互作用(高估*受訪者性別相互作用，B=−0.03,95% CI−0.07 ~−0.01,p=0.01;簡單坡度:女性受訪者，B=0.01, 95% CI−0.01 ~ 0.02,p=0.22;男性受訪者B=−0.02,95% CI−0.04 ~−0.003,p=0.02)。
男性和女性受訪者(即醫療專業人員)對英國醫療專業基於性別的舉措(1 - 7量表)的支持程度，與他們對以下比例的估計有關:(1)全科女學員、(2)醫學和(3)外科和(4)醫學院女畢業生的比例。x軸上的正值反映出高估了婦女在該領域/作用中的代表性。在全科醫學和醫學領域，關於醫學院畢業生，女性回答者的估計與她們得到的支持程度無關，但男性回答者傾向於高估婦女在這些領域/作用中的代表性，這預示著對基於性別的倡議的支持將大大減少。在外科手術中，女性和男性對女性實習生的估計都不能預測支持水平。
當調查對象按地區對女性全科醫生/顧問的估計時，同樣的結果模式也很明顯，盡管影響更溫和(高估*受訪者性別互動:全科，B=−0.02,95% CI−0.04 ~ 0.00,p=0.06;醫學,B=−0.01,95% CI−0.03 ~ 0.01,p=0.17;手術,B−0.01,95% CI−0.03 ~ 0.02,p=0.61)。同樣，在全科和醫學(非外科)領域，女性受訪者對這些領域女醫生的估計與她們的支持水平無關(女性受訪者的簡單斜率為:全科，B=0.00, 95% CI−0.01 ~ 0.02,p=0.81;醫學,B−0.01,95% CI−0.02 ~ 0.01,p=0.35;手術,B=−0.02,95% CI−0.03至0.00,p=0.05)。然而，男性受訪者傾向於高估這些領域的女醫生比例，這預示著對基於性別的舉措的支持較少(男性受訪者的簡單斜率為:全科，B=−0.02,95% CI−0.03 ~−0.004,p=0.01;醫學,B=−0.02,95% CI−0.04 ~−0.01,p=0.01;手術,B=−0.02,95% CI−0.04 ~−0.01,p=0.004)。
後續的分析
在後續分析中(PROCESS模型3;與使用高估組合的初步分析平行)，我們測試了假設的高估*受訪者性別效應是否穩健，以及/或是否符合受訪者對男性在醫療行業優於男性這一性別刻板觀念的認可。
結果顯示，那些更強烈支持這一信念的人對基於性別的倡議的支持較少(性別刻板觀念:B=−0.44,95% CI−0.53 ~−0.34,p<0.001;過高的估計,B=−0.01,95% CI−0.03 ~ 0.00,p=0.06;被調查者的性別、B=−0.34,95% CI−0.55 ~−0.13,p=0.001;整體F(8362) = 18.90, p < 0.001)。然而，與此同時，假設的高估*受訪者的性別互動仍然顯著(B=−0.04,95% CI−0.07 ~−0.01,p=0.01)。因此，即使考慮到個人對這一信念的支持的作用，他們對基於性別的倡議的支持水平仍然有係統地因高估婦女在醫學和她們自己性別的比例的傾向而變化。結果還表明，這種交互作用不符合三方交互作用(高估*被調查者性別*性別刻板印象;B=−0.01,95% CI−0.03至0.02,p=0.70)，進一步說明了其在解釋個人對基於性別的倡議的支持方麵的穩健性。
雖然三方的相互作用不顯著，但這種性別刻板印象在不同程度上的假設效應確實說明了一個潛在的信息模式的結果。具體來說，男性和女性受訪者高估了醫學領域的女性比例，但也非常嚴重拒絕了這種信念(在信念認可範圍的第25百分位)在他們對基於性別的倡議的支持水平上沒有差異(B=−0.03,95% CI−0.07 ~ 0.01,p=0.14):非女性(B=0.01, 95% CI−0.02 ~ 0.04,p=0.62)B=−0.02,95% CI−0.05至0.01,p=0.11)受訪者傾向於高估醫學領域的女性比例，預示著對倡議的支持較少。然而，在那些更強烈的支持這一信念(在第75百分位)，男性和女性受訪者的支持度確實不同(B=−0.04,95% CI−0.07 ~−0.01,p=0.01):女性受訪者的高估與支持度無關(B=0.00, 95% CI−0.02至0.03,p=0.78)，而男性受訪者的高估預測對基於性別的倡議的支持較少(B=−0.04,95% CI−0.06至−0.02,p=0.001)，因此，在更強烈支持這一觀點的男性受訪者中，他們對醫學領域女性的(過)估計每增加1%，就等於對基於性別的倡議的支持平均下降0.04個點。因此，雖然這些分析是探索性的，但它們表明，高估女性代表的男性可能並不總是更不願意支持基於性別的倡議。可能有一小部分男性，盡管高估了女性的比例，但他們對基於性別的倡議的支持程度與女性同行相當，特別是那些更強烈反對男性更適合該職業的性別陳規觀念的男性。
討論
醫療專業的實力和質量，包括其處理一係列公共衛生問題和確保病人滿意的能力，取決於招募、保留和支持人口中存在的各種各樣的人才，包括婦女。14日24在這方麵，正在開展各種舉措，以增加婦女在醫學界的代表性，並有一些進展的跡象。
然而，在醫學領域的性別多樣性日益增加的情況下，婦女現在在一些領域的代表性很好，但在其他領域的代表性不足，了解醫療專業人員如何看待這種不斷變化的人口結構是很重要的。目前的研究表明，在婦女人數越來越多的情況下，醫療專業人員傾向於高估婦女的真實代表性，產生不利影響。這項研究表明，當個人，尤其是男性，高估了醫學領域的女性比例時，他們對努力促進更大平等的基於性別的倡議的支持就會減少。因此，高估的男人真正的在婦女代表方麵取得的進展最有可能被破壞。
這指出了一個潛在的後果，當女性在一個特定領域的代表性增加時，可能會產生。這似乎促使一些人誤解和誇大了實際變化的程度，並據此，特別是對男子而言，錯誤地推斷該領域的兩性平等倡議不再值得支持。這最終阻礙了促進真正平等的努力，無論是促進婦女在任職人數仍然不足的領域的任職人數，還是打擊獨立於婦女任職人數而存在的性別偏見問題。15
在實踐中，這項研究說明了這個問題的真實性質——醫療專業人員確實高估了婦女在一些領域的代表性和作用。同時，它還有助於識別誰在該領域內，抵製促進性別平等努力的風險最高。
這項研究確實有其局限性。這些不確定性包括看到研究邀請的醫療專業人員總數的不確定性(給定的傳播方法)以及因此產生的回複率。此外，雖然本研究調查了包括全科醫生/顧問和培訓生在內的七個不同關鍵領域和角色中女性的代表性估計，但未來的研究可能會調查其他角色(如專科醫生和副專科醫生)或專業領域。
這些數據的橫斷麵性質排除了因果關係的檢驗。然而，之前的實驗工作支持我們假設的影響的方向性，16這表明，當(男性)醫療專業人員過高估計該領域婦女人數的增長時，就會減少對基於性別的舉措的支持。
在未來的研究中，探索這種高估效應背後的機製也很重要。一種可能是，過高估計女性的代表率促使個人，特別是男性，真誠地——盡管naïvely推斷性別偏見不再是他們職業中的一個問題——相信曾經阻止女性進入該領域的偏見和歧視不再發生(另見參考文獻)9日15)．因此，他們可能認為正在進行的基於性別的倡議是不必要的。
另一種可能性是，過高估計女性的代表率預示著基於性別的倡議的支持度較低，因為這種過高估計反映了一些男性感受到的高度威脅感，促使他們對不斷變化的人口結構施加更多的抵製(例如，對基於性別的倡議表達更少的支持)。16值得注意的是，當考慮到個體認同男性更適合醫療職業的性別刻板觀念時，我們高估了受訪者的性別效應是正確的。這一點很重要，因為研究表明這種信念得到了認可反映了男性的威脅感(即，當他們感到自己在某一職業中的高地位受到威脅時，他們會認同這種信念)。17這樣看來，估計過高的影響可能獨立於，或至少不能完全用該領域婦女明顯增加所引起的威脅感來解釋。
總的來說，這表明可能需要多種策略來解決這種高估效應的後果，這取決於它是否或對誰來說是基於一種威脅感，而不是naïveté關於代表性不足的持續問題(如果不是持續的性別偏見問題)。例如，開展有針對性的宣傳運動，提高對婦女在不同醫學領域的真實代表性的認識和認識，同時提供關於持續存在的各種形式的性別偏見(與代表性問題無關)的信息，可能有助於促進醫務專業人員對基於性別的倡議的更多支持，這些專業人員對這些倡議的保留意見源於對代表性不足和偏見持續存在問題的真正naïveté。然而，對於那些因職業中越來越多的女性感到威脅而產生抵製的人來說，其他的策略可能是必要的(例如，與工作相關的自我肯定技巧，以減輕這種威脅感)。25日26日還可以考慮其他一些潛在的戰略，包括那些旨在直接促進更大程度的性別平等的戰略(評論見參考文獻)27日14)．
同樣重要的是，要考慮是否有刺激這種效果的閾值。在當前的研究中，我們發現，雖然在大多數領域/角色中對女性的過高估計預示著對性別平等倡議的支持較低，但在外科專業中卻並非如此(包括對全科醫生/顧問和培訓生的估計)。這可能是因為該領域女性的實際代表率和個人高估率仍然相對較低(例如，外科女性顧問的實際和估計比例:14%和25%;看到表2)．這表明，當女性的代表性仍然非常低的時候，對性別平等倡議的厭惡就不會被激起，也許是因為這些倡議仍然很明顯是必要的(從“naïve”高估者的角度來看)，或者因為女性的代表性仍然很低還沒有引起威脅(從“有威脅”高估者的角度來看)。
同樣值得注意的是，醫療專業人員讚同男性更適合這一職業的性別陳規定型觀念，與他們傾向於高估該領域的女性比例無關(見表1)．男性和女性受訪者都是如此。它表明，對女性代表的過高估計並不僅僅反映了一種消極的、預先存在的態度(關於女性是否適合該職業)。因此，雖然未來的研究應進一步探討這種關係，但它們的獨立性表明，醫療專業人員對婦女代表性的估計本身是理解誰可能支持性別平等倡議或反對這些倡議的重要基礎，特別是在該專業的男性中。盡管對這種性別陳規定型觀念的認可很重要，但醫療專業人員對女性的(過度)估計也是關鍵。
展望未來，探討性別在調節已證實的高估效應方麵的作用也很重要。一種可能性是，這種性別調節效應反映了一個事實，即男性比女性更有可能不知道——或者幹脆否認——性別偏見在他們的職業中仍然是一個問題(也就是說，用最精確的理論術語來說，人們相信性別偏見不再是一個問題，而性別才是緩和這一影響的因素15 28)．另一種可能性是，這種性別調節效應反映了群體內偏愛的表現29 30；如果個人認為基於性別的行動通常對女性(作為一個群體)而對男性沒有好處，並且他們被激勵以支持自己的基於性別的內部群體的方式行動(例如，因為他們高度認同自己的性別)，女性可能普遍支持這些行動，而男性可能不支持，特別是如果男性在該領域對女性的過高估計有助於證明一種信念，即不再需要刻意努力支持外部群體的成員(即，支持明顯有利於婦女的舉措)。
未來的研究可能還會調查公眾是否同樣傾向於高估女性在醫療行業的代表性。行業以外的人可能也同樣容易(如果不是更容易的話)得出這些錯誤的估計。如果是這樣，鑒於目前的證據表明，這對支持兩性平等倡議的意願有不利影響，這將突顯問題的嚴重性，突出表明在醫療領域建立兩性平等的阻力可能來自該行業內外。同樣，研究這些過程是否在醫療行業的領導者中特別明顯是有價值的。
結論
在促進醫學領域性別平等的持續努力中，目前的研究表明，不僅要考慮婦女在該領域的真正代表性，而且要考慮醫療專業人員在該領域的真實代表性。感知女性的代表。正如所示，個人的(錯誤的)觀念伴隨著對性別平等倡議的保留和支持的增加。在這種情況下，個人的錯誤估計意味著對最終實現職業目標的計劃的支持減少真正的公平的女性。
數據可用性聲明
數據可在一個公共的、開放訪問的存儲庫中獲得。本文中描述的所有數據都可在開放科學中心(https://osf.io/hrm63/)．
倫理語句
病人同意發表
倫理批準
本研究涉及人類參與者，並符合埃克塞特大學倫理委員會製定的人體研究標準(批準為eCLESPsy000134)。獲得參與者的知情同意。參與者在參與研究前給予知情同意。
腳注
貢獻者概念化:CTB, RCG, MKR。數據管理:CTB, RCG。形式分析:施。資金收購:MKR。方法和設計:CTB, RCG, MKR。項目管理和行政:CTB。可視化:施。寫作，初稿:CTB, RCG。寫作，審查和編輯:CTB, RCG, MKR。擔保人:施。
資金這項工作得到了授予MKR的歐洲研究理事會整合獎助金(ERC-CoG 725128)和授予RCG的MRC獎學金助金(MR/T007974/1)的支持。
相互競爭的利益沒有宣布。
患者和公眾的參與患者和/或公眾未參與本研究的設計、實施、報告或傳播計劃。
來源和同行評審不是委托;外部同行評議。
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