Effekten av kön på acceptansen av våldsamt beteende och hur detta medieras av upplevd risk för allvarlig skada

Institutionen för klinisk neurovetenskap Psykologprogrammet, termin 6 Huvudämne: Psykologi Examensarbete (C-nivå) i psykologi (2PS013), 15 poäng Vårterminen 2010 Effekten av kön på acceptansen av våldsamt beteende och hur detta medieras av upplevd risk för allvarlig skada Kimmo Sorjonen Handledare: Docent Albert Einstein, Institutionen för folkhälsovetenskap Examinator: Professor Petter Gustavsson, Institutionen för klinisk neurovetenskap

2 Institutionen för klinisk neurovetenskap Psykologprogrammet, termin 6 Huvudämne: Psykologi Examensarbete (C-nivå) i psykologi (2PS013), 15 poäng Vårterminen 2010 Effekten av kön på acceptansen av våldsamt beteende och hur detta medieras av upplevd risk för allvarlig skada Sammanfattning/abstract Forskning har visat att acceptansen av våldsamt beteende påverkas av respondentens, förövarens och offrets kön och syftet med den aktuella studien var att undersöka om dessa effekter medieras av upplevd risk för allvarlig skada. Svenska universitetsstudenter (N = 250) läste om våldsamt beteende i en vinjett där förövarens och offrets kön varierades ortogonalt och svarade sedan på frågor om sin inställning till det inträffade. Resultatet visar t.ex. att våld mot en kvinna accepteras i högre utsträckning om förövaren är kvinna snarare än man och att denna effekt medieras av upplevd risk för allvarlig skada. Detta, tillsammans med resultat från andra studier, indikerar att mäns högre benägenhet att bete sig våldsamt antagligen inte kan förklaras med högre samhällelig acceptans. Nyckelord: acceptans av våld, förövarens kön, offrets kön, risk för skada Research has found that acceptance of violent behavior is affected by the respondent s, the offender s, and the victim s gender, and the objective of the present study was to examine whether these effects are mediated by perceived risk for severe injury. Swedish university students (N = 250) read a vignette, describing violent behavior, in which the offender s and the victim s gender were varied orthogonally, and answered then to items about their attitudes toward the incident. The results show, for example, that violence against a female victim is accepted to a higher degree when the offender is female than when the offender is male, and this effect is mediated by perceived risk for severe injury. This, together with the results from other studies, indicate that men s higher proneness for violent behavior probably cannot be explained by higher societal acceptance. Key words: acceptance of violence, offender s gender, risk for injury, victim s gender

3 Effekten av kön på acceptansen av våldsamt beteende och hur detta medieras av upplevd risk för allvarlig skada Kimmo Sorjonen Inledning Undersökningar har visat att män eller pojkar tenderar att acceptera våldsamt beteende i högre utsträckning jämfört med kvinnor eller flickor (Basow, Cahill, Phelan, Longshore, & McGillicuddy-DeLisi, 2007; Forbes, Jobe, White, Bloesch, & Adams-Curtis, 2005; Herzberger & Tennen, 1985; Hilton, Harris, & Rice, 2003). Stewart-Williams (2002) fann att denna könsskillnad åtminstone delvis beror på att jämfört med kvinnor så upplever män lägre grad av aggressivitet i samma handling. Män verkar också vara mer benägna att bete sig våldsamt än kvinnor, någonting som man funnit i alla samhällen med tillgängliga data (Berkowitz, 2001). Även i experiment, där undersökningsdeltagare t.ex. fås att tro att de kan dela ut elchocker till en mottagare, tenderar män att bete sig mer aggressivt (Buss, 1963; Eagly & Steffen, 1986; Hoaken, Shaughnessy, & Pihl, 2003). Det finns dock även undersökningar där man inte funnit denna könsskillnad i aggressivt beteende (Hoaken & Pihl, 2000; Taylor & Epstein, 1967). Enligt vissa forskare accepteras och uppmuntras manlig aggressivitet i högre utsträckning än kvinnlig aggressivitet (e.g. Bandura, 1962; Eagly & Steffen, 1986; Kagan, 1964). Undersökningar har dock, precis tvärtom, funnit att både manliga och kvinnliga respondenter tenderar att acceptera våldshandlingar i högre utsträckning om de utförs av en kvinnlig jämfört med en manlig förövare (Forbes et al., 2005; Harris, 1991; Harris & Knight- Bohnhoff, 1996; Stewart-Williams, 2002). Risken att utsättas för våld verkar vara högre för män än för kvinnor. T.ex. estimerade Krug, Dahlberg, Mercy, Zwi och Lozano (2002) att globalt sett är risken för att bli mördad ungefär tre gånger så hög för män jämfört med kvinnor. Steen och Hunskaar (2004) fann att 75% av våldsoffren på en norsk akutmottagning var män. Taylor och Epstein (1967) upptäckte att om undersökningsdeltagare trodde sig kunna dela ut elchocker till en mottagare så tenderade de att välja starkare chocker om de blev tillsagda att mottagaren var en man jämfört med om mottagaren sades vara en kvinna. Ett likande resultat visade sig i en metaanalys av Eagly och Steffen (1986). Studier har även visat att våldshandlingar bedöms som mer acceptabla om de riktas mot manliga jämfört med kvinnliga offer (Basow et al., 2007; Harris, 1991; Harris & Cook, 1994; Harris & Knight-Bohnhoff, 1996; Herzberger & Tennen, 1985; Hilton et al., 2003; Kanekar, Nanji, Kolsawalla, & Mukerji, 1981). Den högre acceptansen av våldhandlingar som utförs av kvinnor skulle kunna bero på flera olika faktorer. Kanske upplevs kvinnor som fysiskt svagare än män och därför skulle risken för allvarlig skada kunna bedömas som lägre när förövaren är kvinna. Om våldshandlingar mot kvinnliga offer bedöms som mindre acceptabla så skulle detta t.ex. kunna bero på att kvinnor uppfattas som fysiskt ömtåligare än män och att sådana våldshandlingar, på grund av detta, upplevs ha större risk att leda till allvarlig skada. Tidigare studier har dock inte undersökt om den högre acceptansen för kvinnligt våld medieras av upplevd risk för allvarlig skada, eller någon anna faktor. Syftet med den aktuella studien var att undersöka effekten av respondentens, förövarens och offrets kön på acceptansen av fysiskt våld. I enlighet med refererade studier förväntades kvinnliga respondenter acceptera våldhandlingar i mindre utsträckning jämfört med manliga

4 respondenter (H1), våldshandlingar av en manlig förövare förväntades accepteras i mindre grad än om förövaren var kvinna (H2), och acceptansen förväntades vara lägre om våldet riktades mot ett kvinnligt jämfört med ett manligt offer (H3). Ytterligare ett syfte med studien var att undersöka om dessa eventuella effekter av kön medieras av upplevd risk för att offret för våldshandlingen blev allvarligt skadad. Ett tredje syfte med undersökningen var att studera om eventuella effekter av kön på acceptansen av en våldshandling påverkas av graden av våld i handlingen. Metod Undersökningsdeltagare En enkät fylldes i av 264 respondenter. Av dessa exkluderades sex på grund av många saknade värden och åtta exkluderas som multivariata outliers (Mahalanobis distans över alla frågor > 35). Av de resterande 250 respondenterna var 52% kvinnor och de hade en medelålder på 23.7 år (SD = 6.4 och med en variation från 18 till 55). Alla respondenter var universitetsstudenter, 14 i juridik, 97 i matematik, 19 i mekanik, 77 i psykologi och 43 i teknologi. Ingen av respondenterna fick någon typ av betalning för sin medverkan i undersökningen. Material Varje enkät innehöll en av åtta fiktiva fallbeskrivningar, där en person beter sig fysiskt våldsamt mot en annan person efter en verbal dispyt under vilken offret förlöjligar förövaren. Incidenten skedde en sen lördagsnatt i en kö till en kiosk och förövaren och offret kände inte varandra. Tre faktorer manipulerades ortogonalt i fallbeskrivningen, nämligen förövarens kön (förövaren kallades antingen Erik eller Lena), offrets kön (offret kallades för Johan eller för Maria) samt graden av våld (antingen en hård knuff [låg] eller en hård knuff plus sparkar mot överkroppen [hög]). Efter att ha läst fallbeskrivningen besvarade respondenterna sexton frågor på skalor från 1 (håller inte alls med) till 7 (håller med helt). Enkätens sista sida innehöll min adress och mitt telefonnummer och respondenterna ombads att riva loss den här sidan och ta kontakt om de hade några frågor angående undersökningen. Tre frågor exkluderades eftersom de bidrog till att sänka homogeniteten. Resterande frågor reducerades till två faktorer: 1. Acceptans av våldshandlingen. Ett högt värde innebär en hög grad av acceptans. Åtta frågor, Alpha =.89, Exempel på frågor: Eriks/Lenas handlande mot Johan/Maria var acceptabelt, Eriks/Lenas attack på Johan/Maria var upprörande (spegelvänd fråga). 2. Upplevd risk för allvarlig skada. Ett högt värde innebär en hög upplevd risk för att offret blev allvarligt skadad. Fem frågor, Alpha =.90, Exempel på frågor: Risken var stor att Johan/Maria blev allvarligt skadad, Johan/Maria var antagligen snart uppe på benen igen (spegelvänd fråga). Procedur Efter att ha fått tillstånd från föreläsare tillfrågades studenter, i direkt anslutning till olika föreläsningar, om de kunde tänka sig att delta i en undersökning om attityder till våldsamt beteende. Det poängterades att deltagande var frivilligt. Andelen studenter som valde att delta varierade kraftigt, från kanske 10-20% till kanske 80%. Respondenterna tilldelades slumpmässigt en enkät med en av de åtta olika fallbeskrivningarna. Att fylla i enkäten tog ungefär tio minuter.

5 Statistiska analyser Initialt utfördes en ANOVA med respondentens kön, förövarens kön, offrets kön och graden av våld som oberoende variabler och med acceptans av våldshandlingen som beroende variabel. Signifikanta effekter analyserades vidare för att studera om de medieras av upplevd risk för allvarlig skada. Signifikansen hos de medierande effekterna analyserades med en modifierad version av Sobel Test (Sobel, 1982), som rekommenderats av MacKinnon, Lockwood, Hoffman, West, and Sheets (2002). I det här testet beräknas ett z -värde för den indirekta (medierande) effekten av en oberoende variabel på en beroende variabel, via en medierande faktor, med hjälp av formeln: z = αβ 2 α σ + β 2 2 2 β σ α I den här formeln står α för den icke-standardiserade effekten av den oberoende variabeln på den medierande faktorn, β är den icke-standardiserade effekten av den medierande faktorn på den beroende variabeln samtidigt som man kontrollerar för effekten av den oberoende variabeln, σ α 2 och σ β 2 står för variansen för koefficienterna α och β. MacKinnon et al. (2002) fann att det ursprungliga Sobel Testet är alltför konservativt. Genom omfattande simuleringar fann MacKinnon et al. kritiska värden som borde användas istället för det traditionella 1.96 när man utför ett Sobel Test (dessa kritiska värden finns tillgängliga på http://www.public.asu.edu/~davidpm/ripl/freqdist.pdf). Dock fann MacKinnon et al. en ökad risk för Typ 1-fel vid användandet av deras modifierade version av Sobel Testet när antingen α eller β (men inte när båda) var lika med noll i populationen. För att kompensera för detta i den aktuella studien utfördes denna modifierade variant av Sobel Testet endast när (a) det fanns en signifikant effekt av den oberoende på den beroende variabeln när man inte kontrollerade för den eventuellt medierande faktorn; (b) det fanns en signifikant effekt av den oberoende variabeln på den eventuellt medierande faktorn; och (c) det fanns en signifikant effekt av den eventuellt medierande faktorn på den beroende variabeln när man kontrollerade för effekten av den oberoende variabeln. Dessa kriterier följer dem som formulerades av Baron och Kenny (1986). Även analyser av kovarians utfördes, för att studera om effekten av den oberoende på den beroende variabeln fortfarande var signifikant när man kontrollerade för effekten av den medierande faktorn, vilket skulle indikera att medieringen inte är fullständig. Resultat Hypotes 1 blev inte bekräftad, efterson respondentens kön inte hade någon signifikant effekt på acceptansen av våldshandlingen, F(1, 234) = 0.76, p =.39, η 2 =.003. Dock var respondentens kön involverad i en signifikant interaktionseffekt med förövarens kön, F(1, 234) = 6.45, p =.01, η 2 =.03. Manliga respondenter accepterade våldshandlingen i högre utsträckning än kvinnliga respondenter om förövaren var kvinna, F(1, 121) = 5.19, p =.02, η 2 =.04, men inte om förövaren var man, F(1, 112) = 1.62, p =.21, η 2 =.01, (Figur 1). Den här effekten verkade dock inte medieras av upplevd risk för allvarlig skada, för när förövaren var kvinna så var effekten av respondentens kön på upplevd risk för allvarlig skada inte signifikant, F(1, 121) = 1.86, p =.18, η 2 =.02. Även om effekten av upplevd risk för allvarlig skada kontrollerades så accepterades en våldshandling av en kvinnlig förövare i högre utsträckning av manliga än av kvinnliga respondenter, F(1, 120) = 3.84, p =.05, η 2 =.03. Hypotes 2 blev inte heller bekräftad, eftersom huvudeffekten av förövarens kön på acceptansen av våldhandlingen inte var signifikant, F(1, 234) = 0.31, p =.58, η 2 =.001. Dock

6 var, som beskrivits ovan, förövarens kön involverad i en signifikant interaktion med respondentens kön. En våldshandling av en kvinnlig förövare accepterades i högre utsträckning än en våldshandling av en manlig förövare, men endast av manliga respondenter, F(1, 111) = 4.11, p =.05, η 2 =.04, och inte av kvinnliga respondenter, F(1, 123) = 2.31, p =.13, η 2 =.02 (Figur 1). Manliga respondenter upplevde att risken för allvarlig skada var högre när våldshandlingen utfördes av en manlig förövare (M = 4.03, SD = 1.35) än när förövaren var en kvinna (M = 3.46, SD = 1.66), F(1, 111) = 5.04, p =.03, η 2 =.04. Kvinnliga respondenter, däremot, upplevde inte att risken för allvarlig skada skulle vara högre när förövaren var man (M = 4.22, SD = 1.58) jämfört med när förövaren var kvinna (M = 4.04, SD = 1.73), F(1, 123) = 1.06, p =.31, η 2 =.009. Denna skillnad i upplevd risk för allvarlig skada skulle möjligen kunna förklara varför manliga respondenter accepterade en våldshandling i högre utsträckning om förövaren var kvinna jämfört med om förövaren var man. För manliga respondenter var effekten av upplevd risk för allvarlig skada på acceptansen av våldshandlingen signifikant när man kontrollerade för effekten av förövarens kön, β(116) = -.52, p <.001, och den indirekta effekten av förövarens kön på acceptansen av våldshandlingen, via upplevd risk för allvarlig skada, var också signifikant, z = -1.87, p <.02. När effekten av upplevd risk för allvarlig skada kontrollerades accepterade manliga respondenter inte längre våldhandlingar av en kvinnlig förövare i högre utsträckning än om förövaren var man, F(1, 110) = 1.65, p =.20, η 2 =.02. Acceptans av våldshandling 3,5 3,0 2,5 2,0 1,5 1,0 Manliga respondenter Kvinnliga respondenter Man Kvinna Förövarens kön Figur 1. Manliga och kvinnliga respondenters genomsnittliga acceptans av våldsamt beteende av en manlig och en kvinnlig förövare. Felstaplarna visar ett medelfel. Förövarens kön var även involverad i en signifikant interaktionsaffekt med offrets kön, F(1, 234) = 5.86, p =.02, η 2 =.02. Våld av en manlig förövare accepterades i lägre grad än våld av en kvinnlig förövare om offret var en kvinna, F(1, 121) = 4.84, p =.03, η 2 =.04, men inte om offret var en man, F(1, 113) = 1.59, p =.21, η 2 =.01, (Figur 2). När offret för våldshandlingen var en kvinna så upplevdes risken för allvarlig skada vara högre om förövaren var en man (M = 4.25, SD = 1.50) jämfört med om förövaren var en kvinna (M = 3.80, SD = 1.76), F(1, 121) = 5.46, p =.02, η 2 =.04. När offret var en man, däremot, så upplevdes risken för allvarlig skada inte vara högre när förövaren var en man (M = 4.00, SD = 1.45) jämfört med när förövaren var en kvinna (M = 3.73, SD = 1.69), F(1, 113) = 0.82, p =.37, η 2 =.007. När offret var en kvinna och effekten av förövarens kön kontrollerades, så hade upplevd risk för allvarlig skada en signifikant effekt på acceptans av våldshandlingen, β(126) = -.43, p <.001, och upplevd risk för allvarlig skada var en

7 signifikant medierare av effekten av förövarens kön på acceptans av våldshandlingen, z = - 1.50, p <.02. I enlighet med hypotes 3 så accepterades våld mot ett kvinnligt offer i lägre grad än våld mot ett manligt offer, F(1, 234) = 5.08, p =.03, η 2 =.02. Dock var offrets kön involverad i en, ovan diskuterad, interaktion med förövarens kön. Våld mot ett kvinnligt offer accepterades i högre grad än våld mot en man, men endast om förövaren var en man, F(1, 113) = 12.72, p =.001, η 2 =.10, och inte om förövaren var en kvinna, F(1, 121) = 0.01, p =.91, η 2 =.0001, (Figur 2). När förövaren var en man upplevdes risken för allvarlig skada inte vara högre när offret var en kvinna (M = 4.25, SD = 1.50) jämfört med om offret var en man (M = 4.00, SD = 1.45), F(1, 113) = 2.64, p =.11, η 2 =.02, och effekten av offrets kön på acceptansen av våldshandlingen kvarstod som signifikant även om effekten av upplevd risk för allvarlig skada kontrollerades, F(1, 112) = 10.30, p =.002, η 2 =.08. Effekten av offrets kön på acceptans av våldshandling, när förövaren är en man, verkar alltså inte medieras av upplevd risk för allvarlig skada. Acceptans av våldshandling 3,5 3,0 2,5 2,0 1,5 1,0 Man Offrets kön Manlig förövare Kvinnlig förövare Kvinna Figur 2. Acceptans för våldsamt beteende när förövaren och offret är man respektive kvinna. Felstaplarna visar ett medelfel. Acceptansen av våldshandlingen var lägre när den involverade en hög grad av våld (M = 2.10, SD = 0.94) jämfört med om graden av våld var lägre (M = 3.19, SD = 1.24), F(1, 234) = 61.05, p <.001, η 2 =.21. Däremot var den upplevda risken för allvarlig skada högre när handlingen involverade en hög grad av våld (M = 4.82, SD = 1.37) jämfört med om graden av våld var lägre (M = 3.06, SD = 1.33), F(1, 234) = 102.45, p <.001, η 2 =.31. Effekten av upplevd risk för allvarlig skada på acceptansen av våldshandlingen var signifikant när man kontrollerade för effekten av grad av våld, β(247) = -.27, p <.001, och den indirekta effekten av grad av våld på acceptans av våldshandlingen, via upplevd risk för allvarlig skada, var också signifikant, z = -4.48, p <.001. När effekten av upplevd risk för allvarlig skada kontrollerades var effekten av grad av våld på acceptans av våldshandlingen dock fortfarande signifikant, F(1, 233) = 19.72, p <.001, η 2 =.08. Detta indikerar att effekten av grad av våld på acceptansen av våldshandlingen medieras delvis, men inte fullständigt, av upplevd risk för allvarlig skada. Det kan noteras att grad av våld inte interagerade signifikant med vare sig respondentens kön, F(1, 234) = 0.26, p =.61, η 2 =.001, förövarens kön, F(1, 234) = 1.41, p =.24, η 2 =.006, eller offrets kön, F(1, 234) = 0.54, p =.47, η 2 =.002, i sin effekt på acceptansen av våldshandlingen.

8 Diskussion Den aktuella undersökningens resultat skulle nog kunna beskrivas som mer komplexa än de som visat sig i tidigare studier och alla förväntade huvudeffekter påverkades av signifikanta interaktionseffekter. Den högre acceptansen för våldshandlingar bland manliga respondenter som man funnit tidigare (Basow et al., 2007; Forbes et al., 2005; Herzberger & Tennen, 1985; Hilton et al., 2003; Stewart-Williams, 2002) gällde i den aktuella studien endast om förövaren var kvinna och inte om det var en man. Effekten av förövaren kön var också involverad i en interaktionseffekt och det var endast manliga respondenter som accepterade en våldhandling av en kvinnlig förövare i högre utsträckning än om förövaren var en man. Denna skillnad kan delvis förklaras av att manliga respondenter upplevde risken för allvarlig skada som högre när våldshandlingen utfördes av en man jämfört med om förövaren var en kvinna. Kvinnliga respondenters upplevelse av risken för allvarlig skada påverkades däremot inte av förövarens kön. Kanske är det så att män upplever manligt våld som mer hotfullt än kvinnligt våld, medan kvinnor inte gör någon sådan distinktion. Studier har funnit att för män är risken att bli utsatt för våld från andra män större än risken att bli utsatt för våld från kvinnor (e.g., Fox & Zawitz, 2006; Steen & Hunskaar, 2004) och detta skulle möjligen också kunna vara en delförklaring till varför män accepterar kvinnligt våld i högre utsträckning än manligt våld. Ytterligare en interaktion visade att en våldshandling av en kvinnlig förövare accepterades i högre utsträckning än om förövaren var en man, men endast om offret var en kvinna. Den upplevda risken för allvarlig skada var högre när ett kvinnligt offer utsattes för våld från en manlig förövare jämfört med om förövaren var en kvinna och denna skillnad i upplevd risk för allvarlig skada verkar mediera effekten av förövarens kön på acceptansen av våldshandling. En uppfattning att män är fysiskt starkare och mer aggressiva än kvinnor skulle möjligen kunna förklara varför risken för allvarlig skada upplevs som större när förövaren är en man jämfört med en kvinna. Detta skulle dock inte kunna förklara varför förövarens kön inte har någon effekt på vare sig upplevd risk för allvarlig skada eller acceptans av våldshandling när offret är en man. Samma interaktion som ovan, analyserad från motsatt håll, visade att våld mot ett manligt offer accepteras i högre utsträckning än våld mot en kvinna, men endast om förövaren är en man. Denna interaktion har visat sig i en tidigare studie (Basow et al., 2007). I den aktuella studien medierades denna effekt inte av upplevd risk för allvarlig skada. I den aktuella studien hade graden av våld i våldshandlingen den starkaste effekten på acceptansen av våldshandlingen och denna effekt medierades delvis av upplevd risk för allvarlig skada. Detta indikerar att den lägre acceptansen av grovt våld, jämfört med mildare våldshandlingar, inte enbart beror på den ökade risken för allvarliga skador. Det är dock svårt, i det här läget, att spekulera om vilka andra eventuella medierande faktorer som skulle kunna spela en roll i sammanhanget. Det är svårt att veta varför alla huvudeffekter av respondentens, förövarens och offrets kön på acceptansen av en våldshandling, som visat sig i tidigare studier, begränsades av interaktioner i den aktuella studien. Eftersom den tidigare forskningen inom området, med några få undantag, utförts i anglosaxiska länder skulle skillnaden givetvis kunna bero på kulturella skillnader. Det är dock svårt att se varför kulturella skillnader skulle ge upphov till interaktionseffekter snarare än till försvagningar eller förstärkningar av huvudeffekter. Skillnaden i resultat kan nog inte heller förklaras med högre power, vilket ofta behövs för att finna signifikanta interaktioner, i den aktuella undersökningen, eftersom flera av de tidigare undersökningarna är gjorda med fler respondenter än den aktuella studien. Ett av syftena med attitydundersökningar är att försöka förklara varför vissa beteenden är vanligare än andra. Att män är mer benägna att bete sig våldsamt jämfört med kvinnor kan

9 dock inte förklaras med social acceptans eftersom studier snarare visar att manligt våld accepteras i mindre grad än våld som utförs av kvinnor. Enligt vissa teorier skulle könsskillnaden i aggressivt beteende snarare kunna bero på en större variation i reproduktivt utfall bland hannar/män jämfört med honor/kvinnor. Denna skillnad skulle i sin tur ha lett till en starkare sexuell konkurrenssituation bland män under den evolutionära historien och därmed till ett starkare selektionstryck för egenskaper som man har nytta av i den sexuella konkurrensen, som t.ex. fysisk styrka och aggressivitet (Daly & Wilson, 1988). Enligt ytterligare en teori skulle männens större benägenhet till våldsamt beteende kunna bero på mer begränsade socialkognitiva förmågor, som t.ex. förmåga att kommunicera och empatisk förståelse (Bennett, Farrington, & Huesmann, 2005). Effekten av offrets kön på acceptansen av våldsamt beteende verkar stämma överens med faktiskt beteende eftersom våld mot män verkar vara både mer accepterat och vanligare än våld mot kvinnor. Det är dock inte alls säkert att skillnaden i acceptans orsakar skillnaden i beteende. Det skulle t.ex. kunna vara så att effekten går från förekomst till acceptans, snarare än tvärtom. Även om respondentens, förövarens och offrets kön hade en del signifikanta effekter på acceptansen av våldsamt beteende i den aktuella studien, så bör det nämnas att alla effekter var små, med endast några få procents förklarad varians. Från detta kan man dock inte automatiskt dra slutsatsen att kön inte har någon reell betydelse för hur folk bedömer våldsamt beteende. De svaga effekterna skulle t.ex. kunna vara ett resultat av den väldigt artificiella undersökningsmetoden, där respondenter läser en kort fallbeskrivning om människor som de inte har någon relation till för att sedan ringa in sina svar på Likert-skalor. Det är mycket möjligt att effekten av kön är starkare i verkliga situationer med riktiga människor. Det är också möjligt att effekterna (och den externa validiteten) i den aktuella undersökningen begränsas av att alla undersökningsdeltagare var universitetsstudenter och att de flesta var relativt unga. Med tanke på att låg ålder och hög utbildning tenderar att sammanfalla med låg grad av sexism (Christopher & Mull, 2006; Glick, Lameiras, & Castro, 2002) är det möjligt att den aktuella undersökningens resultat inte går att generalisera till en bredare allmänhet. Äldre och lägre utbildade personers inställning till våldsamt beteende hade möjligen påverkats av förövarens och offrets kön i högre grad än vad som var fallet i den aktuella undersökningen. Referenser Bandura, A. (1962). Social learning through imitation. In M. Jones (Ed.), Nebraska symposium on motivation (pp. 211-269). Lincoln: University of Nebraska Press. Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). The moderator-mediator variable distinction in social psychological research: Conceptual, strategic, and statistical considerations. Journal of Personality and Social Psychology, 51, 1173-1182. Basow, S. A., Cahill, K. F., Phelan, J. E., Longshore, K., & McGillicuddy-DeLisi, A. (2007). Perceptions of relational and physical aggression among college students: Effects of gender of perpetrator, target, and perceiver. Psychology of Women Quarterly, 31, 85-95. Bennett, S., Farrington, D. P., & Huesmann, L. R. (2005). Explaining gender differences in crime and violence: The importance of social cognitive skills. Aggression and Violent Behavior, 10, 263-288. Berkowitz, L. (2001). Aggression in adulthood, psychology of. In N. J. Smelser, & P. B. Baltes (Eds.), International Encyclopedia of the Social and Behavioral Sciences (pp. 295-299). Amsterdam: Elsevier. Buss, A. H. (1963). Physical aggression in relation to different frustrations. Journal of Abnormal and Social Psychology, 67, 1-7.

10 Christopher, A. N., & Mull, M. S. (2006). Conservative ideology and ambivalent sexism. Psychology of Women Quarterly, 30, 223-230. Daly, M., & Wilson, M. (1988). Homicide. New Brunswick, NJ: Transaction Publishers. Eagly, A. H., & Steffen, V. J. (1986). Gender and aggressive behavior: A meta-analytic review of the social psychological literature. Psychological Bulletin, 100, 309-330. Forbes, G. B., Jobe, R. L., White, K. B., Bloesch, E., & Adams-Curtis, L. E. (2005). Perceptions of dating violence following a sexual or nonsexual betrayal of trust: Effects of gender, sexism, acceptance of rape myth, and vengeance motivation. Sex Roles, 52, 165-173. Fox, J. A., & Zawitz, M. W. (2006). Homicide trends in the United States. U.S. Department of Justice, Bureau of Justice Statistics. Glick, P., Lameiras, M., & Castro, Y. R. (2002). Education and Catholic religiosity as predictors of hostile and benevolent sexism toward women and men. Sex Roles, 47, 433-441. Harris, M. B. (1991). Effects of sex of aggressor, sex of target, and relationship on evaluations of physical aggression. Journal of Interpersonal Violence, 6, 174-186. Harris, M. B., & Knight-Bohnhoff, K. (1996). Gender and aggression I: Perceptions of aggression. Sex Roles, 35, 1-26. Harris, R. J., & Cook, C. A. (1994). Attributions about spouse abuse: It matters who the batterers and victims are. Sex Roles, 30, 553-565. Herzberger, S. D., & Tennen, H. (1985). Snips and snails and puppy dog tails : Gender of agent, recipient, and observer as determinants of perceptions of discipline. Sex Roles, 12, 853-865. Hilton, N. Z., Harris, G. T., & Rice, M. E. (2003). Adolescents perceptions of the seriousness of sexual aggression: Influence of gender, traditional attitudes, and self-reported experience. Sexual Abuse: A Journal of Research and Treatment, 15, 201-214. Hoaken, P. N. S., & Pihl, R. O. (2000). The effects of alcohol intoxication on aggressive responses in men and women. Alcohol & Alcoholism, 35, 471-477. Hoaken, P. N. S., Shaughnessy, V. K., & Pihl, R. O. (2003). Executive cognitive functioning and aggression: Is it an issue of impulsivity. Aggressive Behavior, 29, 15-30. Kagan, J. (1964). Acquisition and significance of sex typing and sex role identity. In M. Hoffman, & L. Hoffman (Eds.), Review of child development research (pp. 137-168). New York: Russell Sage Foundation. Kanekar, S., Nanji, V. J., Kolsawalla, M. B., & Mukerji, G. S. (1981). Perception of an aggressor and a victim of aggression as a function of sex and retaliation. Journal of Social Psychology, 114, 139-140. Krug, E. G., Dahlberg, L. L., Mercy, J. A., Zwi, A. B., & Lozano, R. (2002). World report on violence and health. Geneva: World Health Organization. MacKinnon, D. P., Lockwood, C. M., Hoffman, J. M., West, S. G., & Sheets, V. (2002). A comparison of methods to test mediation and other intervening variable effects. Psychological Methods, 7, 83-104. Sobel, M. E. (1982). Asymptotic confidence intervals for indirect effects in structural equation models. Sociological Methodology, 13, 290-312. Steen, K., & Hunskaar, S. (2004). Gender and physical violence. Social Science & Medicine, 59, 567-571. Stewart-Williams, S. (2002). Gender, the perception of aggression, and the overestimation of gender bias. Sex Roles, 46, 177-189. Taylor, S. P., & Epstein, S. (1967). Aggression as a function of the interaction of the sex of the aggressor and the sex of the victim. Journal of Personality, 35, 474-486.