大學(xué)生社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感與體像煩惱的關(guān)系

楊睿晨 徐芳芳 付洋洋

(濟(jì)寧醫(yī)學(xué)院精神衛(wèi)生學(xué)院，濟(jì)寧 272013)

體像煩惱是介于正常體像心理和體像障礙之間的一種不正常的體像心理狀態(tài)，主要由體像煩惱的消極影響引起[1]。國(guó)內(nèi)大學(xué)生體像煩惱檢出率為16.4%～34.3%，網(wǎng)絡(luò)使用是影響體像煩惱的因素之一，大學(xué)生社交網(wǎng)站使用與消極身體意象存在顯著負(fù)相關(guān)[2-3]。長(zhǎng)期的社交媒體的使用顯著影響青少年心理健康，例如抑郁癥、焦慮癥、睡眠質(zhì)量等[4]。可能會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生錯(cuò)誤的身體認(rèn)知和評(píng)價(jià)，并表現(xiàn)出相應(yīng)的消極行為，且使用社交網(wǎng)站的強(qiáng)度越高，對(duì)社交網(wǎng)站越有歸屬感，身體的不滿(mǎn)意度就會(huì)越高[5]。然而，社交網(wǎng)站的使用有利于提高個(gè)體的社交自我效能感，社交自我效能感是指?jìng)€(gè)體對(duì)自身參與社交互動(dòng)并在其中維持與發(fā)展人際關(guān)系的能力的自信心[6-7]。同時(shí)，自我效能感對(duì)體像困擾有顯著的預(yù)測(cè)作用，自我效能感較低的個(gè)體因?yàn)樗麄儧](méi)有足夠的自信去看待自己是怎樣應(yīng)對(duì)生活上的壓力的，因此，較為容易產(chǎn)生體像困擾[8]。本研究以大學(xué)生群體為研究對(duì)象，對(duì)社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感與體像煩惱之間的關(guān)系進(jìn)行探究，從社交媒體入手探究社交網(wǎng)站使用對(duì)大學(xué)生體像煩惱產(chǎn)生的影響，以找到解決此類(lèi)心理問(wèn)題的辦法。

1 對(duì)象與方法

1.1 對(duì)象

采用簡(jiǎn)便取樣的方法，對(duì)351名在校大學(xué)生進(jìn)行問(wèn)卷調(diào)查，回收有效問(wèn)卷344份，回收率98.0%。其中，男生96人(27.91%)，女生248人(72.09%)；大一學(xué)生62人(18.02%)，大二學(xué)生66人(19.20%)，大三學(xué)生57人(16.57%)，大四學(xué)生88人(25.58%)，大五及以上學(xué)生71人(20.64%)；醫(yī)學(xué)類(lèi)學(xué)生66人(19.19%)，理工類(lèi)學(xué)生114人(33.14%)，文科類(lèi)學(xué)生107人(31.10%)，藝術(shù)類(lèi)學(xué)生57人(16.57%)；鄉(xiāng)鎮(zhèn)學(xué)生219人(63.67%)，城市學(xué)生125人(36.33%)；獨(dú)生子女103人(29.94%)，非獨(dú)生子女241人(70.06%)。

1.2 方法

1.2.1調(diào)查工具 1)社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度量表(Facebook Intensity Scale，F(xiàn)IS)。該量表由趙偉佳[9]修訂，測(cè)量社交網(wǎng)站對(duì)個(gè)體生活的交互滲入程度，共8道題，前2道題，分別對(duì)個(gè)體最常使用的社交網(wǎng)站上的好友數(shù)量，和最常使用的社交網(wǎng)站的平均花費(fèi)時(shí)間進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，1～10點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高則好友數(shù)量和花費(fèi)時(shí)間越多，后6道題，1(非常不符合)～5(非常符合)點(diǎn)計(jì)分，得分越高，表明個(gè)體的社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度越大。該量表Cronbach’s α為0.784。

2)主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用量表(Active SNS Use Scale，ASUS)。該量表采用Frison等[10]編制的主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用量表，主要是測(cè)量個(gè)體主動(dòng)使用社交網(wǎng)站情況，共5題，1(從不)～5(總是)點(diǎn)計(jì)分，得分越高，表明個(gè)體就越主動(dòng)使用社交網(wǎng)站。該量表Cronbach’s α為0.827。

3)被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用量表(Surveillance Use Scale，SUS)。該量表由劉慶奇等[11]在修訂，用以測(cè)量個(gè)體被動(dòng)使用社交網(wǎng)站的情況。量表共4道題，1(從不)～7(每天多次)點(diǎn)計(jì)分，得分越高，表明個(gè)體越被動(dòng)性使用社交網(wǎng)站。該量表Cronbach’s α為0.842。

4)大學(xué)生人際交往效能感量表(Interpersonal Efficacy Scale，IES)。該量表由謝晶[12]編制，包括親和、利他、自我印象、情緒控制、溝通和自我價(jià)值感6個(gè)維度。量表共36道題，每個(gè)維度包括6道題。1(完全不符合)～6(完全符合)點(diǎn)計(jì)分。設(shè)計(jì)正向和反向計(jì)分。得分越高，表明大學(xué)生人際交往能力越強(qiáng)。該量表Cronbach’s α為0.941。

5)青少年學(xué)生體像煩惱問(wèn)卷(Body Image Annoyance Scale，BIAS)。該量表由高亞兵[13]等編制，并將體像煩惱分為形體煩惱、容貌煩惱、性別煩惱及性器官煩惱4個(gè)維度，共25道題。1(符合)～3(不符合)點(diǎn)計(jì)分?？偡衷降?，表明青少年體像煩惱問(wèn)題越嚴(yán)重。該量表Cronbach’s α為0.890。據(jù)大學(xué)生是否存在體像煩惱的篩選標(biāo)準(zhǔn)，將得分為25至49分的大學(xué)生劃分為有體像煩惱群體，得分50至75分的大學(xué)生劃分為無(wú)體像煩惱群體[14]。分?jǐn)?shù)越低，說(shuō)明體像煩惱問(wèn)題越嚴(yán)重。

1.2.2調(diào)查方法 采用線上線下相結(jié)合的形式進(jìn)行匿名問(wèn)卷調(diào)查，調(diào)查前告知研究目的、問(wèn)卷填寫(xiě)要求，線下問(wèn)卷現(xiàn)場(chǎng)發(fā)放，填寫(xiě)完畢后當(dāng)場(chǎng)收回。

1.3 統(tǒng)計(jì)學(xué)方法

使用SPSS23.0軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行條目編碼、錄入與統(tǒng)計(jì)分析，采用共同方法偏差檢驗(yàn)、描述性統(tǒng)計(jì)分析、獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)、單因素方差分析、相關(guān)分析、逐步回歸分析、中介效應(yīng)檢驗(yàn)大學(xué)生社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感與體像煩惱的關(guān)系，以P<0.05為差異有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。

2 結(jié)果

2.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

為進(jìn)一步確保研究的有效性，在進(jìn)行分析數(shù)據(jù)之前采用Harman單因素檢驗(yàn)法進(jìn)行統(tǒng)計(jì)控制，對(duì)問(wèn)卷的所有量表的題項(xiàng)進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn)，第一個(gè)成分的方差解釋率為29.284%，小于50%，故認(rèn)為本研究的數(shù)據(jù)不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

2.2 大學(xué)生體像煩惱情況

具有體像煩惱問(wèn)題的學(xué)生共有73人，占總?cè)藬?shù)的21.10%，其中男生共有19人，占男生總?cè)藬?shù)的19.8%，女生共有54人，占女生總?cè)藬?shù)的21.8%。性別煩惱、性器官煩惱、容貌煩惱在性別上有差異(t=2.551，P=0.011；t=-3.694，P<0.01；t=2.198，P=0.030)，且在性器官煩惱上女性高于男性，在性別煩惱、容貌煩惱上男性高于女性；形體煩惱在性別上無(wú)差異(t=-1.357，P>0.05)。見(jiàn)表1。

表1 體像煩惱各因子在性別上的差異性檢驗(yàn)

2.3 社交網(wǎng)站使用各因子、社交自我效能感及體像煩惱的群體間差異

社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度、被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用在性別上存在顯著差異(P<0.05)，且女性的社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度、被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用高于男性；而主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感、體像煩惱在性別上無(wú)顯著差異(P>0.05)。社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度、主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感、體像煩惱在生源地以及是否獨(dú)生上均無(wú)顯著差異(P>0.05)。見(jiàn)表2。

采用單因素分析法，對(duì)社交網(wǎng)站使用各因子、社交自我效能感、體像煩惱分別進(jìn)行年級(jí)、專(zhuān)業(yè)的差異性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用在年級(jí)、專(zhuān)業(yè)上存在顯著差異(P<0.05)；社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度、主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感、體像煩惱在年級(jí)、專(zhuān)業(yè)上均無(wú)顯著性差異(P>0.05)。

表2 不同性別、生源地、是否獨(dú)生在各變量上的差異性檢驗(yàn)

表3 不同年級(jí)、專(zhuān)業(yè)在各變量上的差異性檢驗(yàn)

2.4 社交網(wǎng)站使用各因子、社交自我效能感及體像煩惱的相關(guān)分析

社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度、主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感間均存在顯著正相關(guān)(P<0.01)；社交自我效能感與體像煩惱存在顯著正相關(guān)(r=0.27，P<0.01)。見(jiàn)表4。

表4 社交網(wǎng)站使用各因子、社交自我效能感及體像煩惱的相關(guān)分析

2.5 社交網(wǎng)站使用各因子、社交自我效能感與體像煩惱的逐步回歸分析

將被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度、社交自我效能感作為自變量，將體像煩惱作為因變量進(jìn)行逐步回歸分析，經(jīng)過(guò)模型自動(dòng)識(shí)別，最終剩下被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感一共2項(xiàng)在模型中，R2值為0.08，可解釋體像煩惱8.3%的變化原因。本研究模型公式為：體像煩惱=31.97-0.34*被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用+0.21*社交自我效能感。見(jiàn)表5。

對(duì)模型的多重共線性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，該模型不存在著共線性和自相關(guān)性，模型較好，其模型如圖1。被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用的回歸系數(shù)值為-0.34，對(duì)體像煩惱產(chǎn)生負(fù)向影響(t=-2.12，P<0.05)。社交自我效能感回歸系數(shù)值為0.21，對(duì)體像煩惱產(chǎn)生正向影響(t=5.53，P<0.05)。

表5 各變量的逐步回歸分析結(jié)果(N=344)

注:*P<0.05,**P<0.01

2.6 社交自我效能感在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與體像煩惱間的中介效應(yīng)分析

被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用、社交自我效能感與體像煩惱之間進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)?，F(xiàn)將被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用作為自變量，體像煩惱作為因變量，對(duì)社交自我效能感進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)。路徑分析如圖2、表6、表7。

注:*P<0.05,**P<0.01

表6 三模型下中介作用分析結(jié)果(N=344)

表7 社交自我效能感的中介作用檢驗(yàn)結(jié)果匯總

由表6可知，中介效應(yīng)分析共涉及3個(gè)模型,分別如下：模型一,體像煩惱=56.72-0.1被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用；模型二,社交自我效能感=119.59+1.15被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用；模型三,體像煩惱=31.97-0.34*被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用+0.21*社交自我效能感。由表7可知，a*b95%CI為[0.11，0.42]，不包括0，說(shuō)明社交自我效能感在被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用影響體像煩惱的關(guān)系中起中介作用(β=-0.34，P=0.04)。對(duì)社交自我效能感進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果為中介效應(yīng)的遮掩作用(a=1.15，b=0.21，P<0.01；a*b=0.24，c'=-0.34，P=0.035)。且效應(yīng)量為中介效應(yīng)與直接效應(yīng)的比值，其效應(yīng)占比為70.41%。

3 討論

體像煩惱是個(gè)體因?yàn)橛X(jué)得自身體像上存在很大程度的缺點(diǎn)而產(chǎn)生了失望、不滿(mǎn)意等情緒的一種心理煩惱，有體像煩惱的大學(xué)生比沒(méi)有體像煩惱的大學(xué)生更容易產(chǎn)生心理問(wèn)題，應(yīng)該引起學(xué)校和社會(huì)的重視[2]。本研究發(fā)現(xiàn)，有體像煩惱的大學(xué)生占總?cè)藬?shù)的21.10%。這與駱伯巍等[1]調(diào)查結(jié)果一致，說(shuō)明當(dāng)前的大學(xué)生確實(shí)存在不小的體像煩惱問(wèn)題。究其原因，大學(xué)階段是大學(xué)生心理和生理發(fā)展的關(guān)鍵期，他們對(duì)自己的外表以及整體身體滿(mǎn)意度等一般都比較重視，加之目前社交網(wǎng)站媒體普遍宣揚(yáng)以瘦為美的觀念，更容易造成個(gè)體對(duì)自我體像的一種認(rèn)知偏差，對(duì)自己的評(píng)價(jià)普遍偏低，從而可能出現(xiàn)較多的體像煩惱問(wèn)題。

對(duì)體像煩惱各因子進(jìn)行性別的差異檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，男性比女性更在意性別和容貌、女性比男性更在意性器官，在形體上并無(wú)差異，而這與葉麗紅等[15]在對(duì)大學(xué)生體像煩惱的性別差異研究結(jié)果有部分不符，其研究中女性更在意容貌、男性更在意性器官，形體上并無(wú)明顯差異，產(chǎn)生這種結(jié)果的原因可能是，在本研究所收集的男性樣本數(shù)量還不夠有關(guān)。在對(duì)各變量進(jìn)行性別、生源地及是否獨(dú)生的差異性檢驗(yàn)時(shí)，社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度、被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用情況在性別上存在顯著差異，且女性的社交網(wǎng)站使用強(qiáng)度、被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用均高于男性。究其原因可能是女大學(xué)生在使用社交網(wǎng)站的時(shí)候，不只是主動(dòng)地在社交網(wǎng)站上發(fā)布信息，也會(huì)同男大學(xué)生一樣被動(dòng)的使用社交網(wǎng)站并瀏覽他人信息，甚至瀏覽他人信息的頻率遠(yuǎn)大于自己發(fā)布信息的頻率，即女大學(xué)生在發(fā)布信息前會(huì)大量的瀏覽有關(guān)自己要發(fā)布信息的當(dāng)前網(wǎng)絡(luò)流行形式，如拍照風(fēng)格、化妝風(fēng)格、穿衣風(fēng)格等，以保證自己能夠跟上網(wǎng)絡(luò)潮流。

在對(duì)各變量進(jìn)行年級(jí)、專(zhuān)業(yè)的差異性檢驗(yàn)時(shí)，被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用情況在年級(jí)和專(zhuān)業(yè)上有顯著差異。其中在年級(jí)上大一>大二>大三>大四>大五及以上，產(chǎn)生的原因可能是大一新生由于剛?cè)雽W(xué)對(duì)學(xué)校、同學(xué)都還不太適應(yīng)，因此在使用社交網(wǎng)站的時(shí)候，不太敢發(fā)表一些自己的意見(jiàn)、看法等，即他們更傾向于采取默默瀏覽的方式來(lái)使用社交網(wǎng)站，隨著入學(xué)年份的增加這種情況在逐漸改善，在專(zhuān)業(yè)上醫(yī)學(xué)類(lèi)>文科類(lèi)>理工類(lèi)>藝術(shù)類(lèi)，可能是因?yàn)椴煌瑢?zhuān)業(yè)的學(xué)生培養(yǎng)方案即課程安排不一樣，課程相對(duì)較多的專(zhuān)業(yè)學(xué)生，使用社交網(wǎng)站的時(shí)間也就越少，因此更傾向于瀏覽而不是發(fā)布，以節(jié)省更多的時(shí)間來(lái)進(jìn)行專(zhuān)業(yè)課的學(xué)習(xí)。在對(duì)各變量進(jìn)行相關(guān)分析時(shí)，對(duì)主動(dòng)性社交網(wǎng)站使用的實(shí)際研究與被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用的實(shí)際研究表現(xiàn)為相近結(jié)果，這也與王丹[3]的結(jié)果相一致，其原因可能在于大學(xué)生在使用社交網(wǎng)站時(shí)，不僅依賴(lài)于社交網(wǎng)站，且他們既在社交平臺(tái)上進(jìn)行自我呈現(xiàn)，同時(shí)也會(huì)對(duì)好友的個(gè)人信息動(dòng)態(tài)等進(jìn)行瀏覽和查看。

本研究發(fā)現(xiàn)，被動(dòng)性社交網(wǎng)站的使用與社交自我效能感呈現(xiàn)正相關(guān)，這與陳必忠[16]的研究結(jié)果相反，其原因可能是大學(xué)生的線上好友與線下好友并不是高度重合的關(guān)系，其線上好友大多數(shù)是與自己生活無(wú)關(guān)的陌生人。在社交網(wǎng)站上呈現(xiàn)的內(nèi)容是經(jīng)過(guò)符合自身審美加工的或是按照想要獲得的預(yù)期結(jié)果精心設(shè)計(jì)的加工，因此不會(huì)感到自身?xiàng)l件不如他人。其在線上發(fā)布的內(nèi)容往往也會(huì)得到線上和線下好友的認(rèn)可與贊美，而大學(xué)生心智尚未成熟，他人的認(rèn)同感會(huì)幫助他們?cè)黾由缃坏男判?。被?dòng)性社交網(wǎng)站使用與其體像煩惱呈負(fù)相關(guān)，其原因可能是大學(xué)生在被動(dòng)性瀏覽社交網(wǎng)站時(shí)，不是僅僅會(huì)被灌輸以身材焦慮的思想，還會(huì)有拒絕身材焦慮、學(xué)會(huì)與自我和解的倡議，當(dāng)大學(xué)生對(duì)后者的涉獵面大于前者時(shí)，進(jìn)行越多的被動(dòng)性社交網(wǎng)站的使用，反而越有利于個(gè)體自身體像煩惱的減少。

本研究表明，社交自我效能感會(huì)對(duì)體像煩惱產(chǎn)生正向影響關(guān)系，即社交自我效能感得分越低的個(gè)體，其體像煩惱的得分就越低，體像煩惱的問(wèn)題就越嚴(yán)重，說(shuō)明個(gè)體對(duì)自己社交能力的不自信也會(huì)影響個(gè)體對(duì)自身體像的評(píng)價(jià)。將被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用作為自變量，體像煩惱作為因變量，對(duì)社交自我效能感進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)存在遮掩效應(yīng)。被動(dòng)性社交網(wǎng)站使用與體像煩惱之間之所以會(huì)顯示為無(wú)關(guān)，是因?yàn)楸粍?dòng)性社交網(wǎng)站使用只有通過(guò)影響社交自我效能感才可以對(duì)體像煩惱起到作用，因此,我們?cè)谶@里探討產(chǎn)生該結(jié)果的原因，可能是由于大學(xué)生在被動(dòng)的瀏覽信息時(shí)很大程度上影響了自己社交的信心，使得大學(xué)生認(rèn)為其社交不如意的原因是自己的體像存在不足，因而產(chǎn)生了體像煩惱的心理問(wèn)題。

綜上，本研究豐富了社交網(wǎng)站使用對(duì)體像煩惱的實(shí)證研究，證明了社交自我效能感在社交網(wǎng)站使用與體像煩惱之間確實(shí)存在著中介作用，這表明了當(dāng)今的社交網(wǎng)站需要對(duì)大眾傳播正確健康多元的形象審美價(jià)值觀，正確引導(dǎo)大學(xué)生及各個(gè)年齡階段的個(gè)體，提升廣大網(wǎng)絡(luò)社交媒體的素養(yǎng)，同時(shí)各大高校需格外注意大學(xué)生的體像煩惱問(wèn)題并開(kāi)展進(jìn)行體像教育，加強(qiáng)廣大青年學(xué)生對(duì)自身體像的正確認(rèn)識(shí)，樹(shù)立正確健康的身體審美觀。

同時(shí)本研究也存在一些欠缺的地方：第一，本研究部分采用網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)來(lái)進(jìn)行問(wèn)卷的收集與調(diào)查，但由于一些客觀條件的限制，不能保證被試的答題是否認(rèn)真，且被試的男女性樣本數(shù)量以及其他的人口學(xué)變量在分配上不夠合理，存在一定的偏差，未來(lái)研究可在各人口學(xué)的變量達(dá)到一定的合理分配的基礎(chǔ)上擴(kuò)大樣本容量。第二，本研究在施測(cè)過(guò)程中可能存在一定的問(wèn)題，使得搭建的模型出現(xiàn)偏差，后續(xù)應(yīng)當(dāng)進(jìn)一步深入探索其模型與機(jī)制，使得研究結(jié)果更合理。

利益沖突：所有作者均申明不存在利益沖突。