手機(jī)依賴對(duì)初中生社交焦慮發(fā)展的影響：身體羞恥的縱向中介作用

摘 要 采用問卷法對(duì)339 名初中生進(jìn)行為期1 年的3 次追蹤，旨在考察初中生手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮的發(fā)展趨勢(shì)，并檢驗(yàn)身體羞恥在手機(jī)依賴和社交焦慮中的縱向中介作用機(jī)制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，初中生手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮均呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)；手機(jī)依賴的起始水平和發(fā)展速率分別對(duì)社交焦慮的起始水平和發(fā)展速率起直接預(yù)測(cè)作用；身體羞恥的起始水平和發(fā)展速率在手機(jī)依賴對(duì)社交焦慮發(fā)展的影響機(jī)制中起完全縱向中介作用。研究結(jié)果揭示了初中生社交焦慮及其風(fēng)險(xiǎn)因素的特征和動(dòng)態(tài)作用機(jī)制，為合理使用手機(jī)、改善身體羞恥和社交焦慮提供了新的干預(yù)視角。

關(guān)鍵詞 手機(jī)依賴 身體羞恥 社交焦慮 潛在增長(zhǎng)模型

1 引言

社交焦慮是最普遍的焦慮形式之一（Fernándezet al.， 2018），是指?jìng)€(gè)體擔(dān)心受到他人負(fù)面評(píng)價(jià)，在與人交談或參與聚會(huì)等社交活動(dòng)時(shí)產(chǎn)生的緊張、焦慮等情緒體驗(yàn)（Beidel et al.， 1995）。一項(xiàng)針對(duì)全球七個(gè)國(guó)家的調(diào)查發(fā)現(xiàn)，社交焦慮在年輕群體的流行率在23%～58% 之間（Jefferies amp; Ungar， 2020）。已有研究也證實(shí)，社交焦慮不僅伴隨著較高的壓力、抑郁和孤獨(dú)感，也與手機(jī)依賴、煙酒等物質(zhì)濫用等存在密切關(guān)聯(lián)（侯娟等， 2021; Lemyre et al.，2019）。因此，鑒于社交焦慮的高發(fā)率及其影響的廣泛性，探討初中階段社交焦慮的影響因素及發(fā)展機(jī)制對(duì)于推進(jìn)初中生心智健康發(fā)展顯得尤為重要。

在信息化時(shí)代，智能手機(jī)作為現(xiàn)代科技的終端和主要載體，其定制化和功能集合性的特征在提供人們便利的同時(shí)，也潛藏著手機(jī)依賴等諸多風(fēng)險(xiǎn)。手機(jī)依賴是指?jìng)€(gè)體過度使用手機(jī)且無法控制而導(dǎo)致身心受損的一種新型成癮行為（劉勤學(xué)等，2017）。社會(huì)置換假說指出，無節(jié)制的手機(jī)使用侵占了個(gè)體參與現(xiàn)實(shí)社交活動(dòng)的時(shí)間，可能弱化個(gè)體的社會(huì)聯(lián)系，誘發(fā)對(duì)社會(huì)關(guān)系的疏離感和恐懼感等消極情緒體驗(yàn)（Kraut et al.， 1998）。長(zhǎng)期沉溺于手機(jī)可能干擾初中階段個(gè)體現(xiàn)實(shí)社會(huì)支持的獲得，從而引起焦慮等消極情緒的增多。已有研究表明，手機(jī)依賴可能是誘發(fā)抑郁、焦慮等多種情緒適應(yīng)問題的重要風(fēng)險(xiǎn)因素（Yang et al.， 2019）。社交服務(wù)化的移動(dòng)終端往往對(duì)傳統(tǒng)人際互動(dòng)具有卓越的替換性，長(zhǎng)期使用可能會(huì)削弱青少年人際交往能力，嚴(yán)重?fù)p害友誼質(zhì)量，在一定程度上提升其社交焦慮水平（張玥等， 2018）。相關(guān)縱向研究也發(fā)現(xiàn)個(gè)體前期在網(wǎng)絡(luò)虛擬世界花費(fèi)過多時(shí)間和精力，獲得的現(xiàn)實(shí)社會(huì)支持有限，可能會(huì)加重后期真實(shí)社交中的焦慮感（王東梅等， 2017）。因此，本研究聚焦于手機(jī)依賴對(duì)社交焦慮的影響及其機(jī)制，從而為初中生社交焦慮的預(yù)防和干預(yù)提供參考。

身體羞恥是一種與身體外形相關(guān)的羞恥體驗(yàn)，即個(gè)體意識(shí)到自身外形不符合社會(huì)文化定義的理想美標(biāo)準(zhǔn)時(shí)產(chǎn)生的一種消極情緒（Fredrickson amp;Roberts， 1997）。伴隨著認(rèn)知和身體外貌的劇烈變化，初中生對(duì)自身體型愈發(fā)關(guān)注，且容易夸大自身的“缺陷” （Gattario amp; Frisén， 2019）。手機(jī)承載的各種社交媒體正逐漸成為理想體像信息傳播的重要媒介，依據(jù)三重影響模型，大眾媒體是引發(fā)個(gè)體身體羞恥、體貌焦慮的重要影響源（Thompson et al.， 1999）。具體而言，長(zhǎng)期暴露于媒體形象中的青少年，其審美取向?qū)⑴c媒體導(dǎo)向發(fā)生趨同，并頻繁地與單一、苛刻的美感評(píng)判標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行比照，理想與現(xiàn)實(shí)的差距削減了個(gè)體的身體滿意度（de Valle et al.， 2021; Leeamp; Lee， 2020），加深了其對(duì)身體的羞恥體驗(yàn)（Salomonamp; Brown， 2019）。此外，身體羞恥也可能喚起痛苦、抑郁、社交焦慮等消極情緒（Fredrickson amp; Roberts，1997）。社交焦慮的認(rèn)知模型指出，負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼是社交焦慮的核心成分（Clark amp; Wells， 1995），而身體羞恥正是源自身體指向的負(fù)性評(píng)價(jià)，擔(dān)憂他人對(duì)自己身體的負(fù)性評(píng)價(jià)可能使個(gè)體陷入焦慮不安的狀態(tài)。以往研究也發(fā)現(xiàn)，羞恥感與人際交往中的回避傾向有關(guān)（Lutwak et al.， 2003），對(duì)身體感到羞恥的個(gè)體容易擔(dān)心外表被他人排斥，在與他人互動(dòng)時(shí)可能經(jīng)歷更多的社交焦慮（Teng amp; Poon， 2020）。綜合上述理論和實(shí)證研究，手機(jī)依賴可能通過提高初中生身體羞恥水平進(jìn)而影響其社交焦慮的發(fā)展。

然而，以往相關(guān)領(lǐng)域的橫斷研究仍停留在比較變量間靜態(tài)關(guān)系的線性回歸分析上，涉及身體羞恥的縱向中介作用的研究也普遍把變量的發(fā)展假設(shè)為線性發(fā)展（Kilpela et al.， 2019），難以提供變量完整發(fā)展軌跡的信息，更疏忽了對(duì)其中介作用發(fā)展機(jī)制的探討。潛在增長(zhǎng)模型（latent growth model， LGM）是探究變量發(fā)展軌跡的重要統(tǒng)計(jì)方法，通常以三次及以上時(shí)間點(diǎn)的數(shù)據(jù)建立模型，可通過起始水平和發(fā)展速率共同展現(xiàn)變量的發(fā)展變化規(guī)律（Meredithamp; Tisak， 1990）。起始水平是對(duì)變量發(fā)展起始狀況的反映，發(fā)展速率則描繪出變量在發(fā)展過程中增長(zhǎng)或減緩的趨勢(shì)，是發(fā)展連續(xù)性的重要體現(xiàn)。同時(shí)，起始水平和發(fā)展速率之間還可能存在如起點(diǎn)低發(fā)展快等動(dòng)態(tài)交互模式（劉紅云， 孟慶茂， 2003）。澄清變量間起始水平和發(fā)展速率以及兩項(xiàng)指標(biāo)間的關(guān)系，有助于實(shí)現(xiàn)對(duì)手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮的發(fā)展軌跡和相互作用的動(dòng)態(tài)把握。

基于此，通過回顧和分析已有研究，參考國(guó)內(nèi)外使用潛在增長(zhǎng)模型（latent growth models， LGM）進(jìn)行中介分析的相關(guān)文獻(xiàn)（常淑敏等， 2020; Bae，2019），本研究擬以初中生為研究對(duì)象，通過3 次追蹤測(cè)查檢驗(yàn)以下基本假設(shè)：（1）手機(jī)依賴的起始水平和發(fā)展速率可以直接預(yù)測(cè)初中生社交焦慮的起始水平和發(fā)展速度；（2）手機(jī)依賴能夠通過影響身體羞恥的起始水平和發(fā)展速度間接影響社交焦慮的發(fā)展。

2 研究方法

2.1 被試

采用整群抽樣法，在2021 年3 月至2022 年3月間，對(duì)湖南省長(zhǎng)沙市兩所中學(xué)初一、初二學(xué)生進(jìn)行為期1 年的3 次施測(cè)，每次施測(cè)間隔6 個(gè)月。首次施測(cè)共獲取有效被試373 名（女生186 人，占49.9%， 平均年齡12.62± .63 歲）；第二次施測(cè)共獲得有效被試357 人（女生183 人，占51.3%，平均年齡13.17± .58 歲）；第三次施測(cè)最終回收有效被試339 人（女生176 人，占51.9%，平均年齡13.60± .60 歲）。從T1 到T3，由于學(xué)生分班、轉(zhuǎn)學(xué)或因故請(qǐng)假等原因，樣本最終保留率為90.9%。與具有完整數(shù)據(jù)的被試相比，流失被試在T1 時(shí)的手機(jī)依賴（t （371） = .44， p gt; .05）、身體羞恥（t （371）= -.57， p gt; .05）、社交焦慮（t （371） = .77， p gt; .05）和性別分布（χ 2（1）= .29， p gt; .05）上均無顯著差異，說明樣本流失為非結(jié)構(gòu)化流失。

2.2 研究工具

2.2.1 手機(jī)依賴

采用項(xiàng)明強(qiáng)等人（2019）修訂的智能手機(jī)依賴量表簡(jiǎn)版，共10 個(gè)項(xiàng)目，采用6 級(jí)計(jì)分（1= 非常不同意，6= 非常同意），得分越高表明被試手機(jī)依賴傾向越嚴(yán)重。本研究中手機(jī)依賴分 3 次測(cè)量，3次施測(cè)的Cronbach' s α 系數(shù)分別為 .90、.90、.90。

2.2.2 身體羞恥

選用孫婉等人（2020）修訂的身體羞恥量表中文版，共12 題，如“穿著容易顯露身材的衣服會(huì)使我感到糟糕”，采用5 級(jí)計(jì)分（1= 從不，5= 總是），被試得分越高表示其身體羞恥程度越高。本研究中該量表3 次施測(cè)的Cronbach' s α 系數(shù)分別為.90、.91、.92。

2.2.3 社交焦慮

采用葉冬梅等人（2007）修訂的中文版社會(huì)交往焦慮量表，由19 個(gè)題項(xiàng)組成，5 級(jí)計(jì)分（1= 完全不符合，5= 完全符合），其中第8、10 題為反向計(jì)分題。得分越高代表被試社交焦慮感越強(qiáng)。本研究對(duì)社交焦慮進(jìn)行了 3 次測(cè)量，Cronbach' s α 系數(shù)分別為 .91、.92、.91。

2.3 數(shù)據(jù)處理與分析

數(shù)據(jù)處理分為四個(gè)步驟。第一步，采用 SPSS26.0 進(jìn)行描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析，考察主要變量之間以及與性別、年齡、年級(jí)、生源地、是否為獨(dú)生子女的相關(guān)，缺失值采用多重插補(bǔ)法處理。第二步，使用Mplus 7.0 構(gòu)建無條件潛在增長(zhǎng)模型分別考察各變量的發(fā)展趨勢(shì)，以截距和斜率分別代表起始狀態(tài)和發(fā)展速率。第三步，采用手機(jī)依賴和社交焦慮變量的3 次數(shù)據(jù)建立條件增長(zhǎng)模型以檢驗(yàn)社交焦慮的發(fā)展軌跡是否受到手機(jī)依賴的直接影響。第四步，通過結(jié)構(gòu)方程建模探討手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮截距和斜率間的變化關(guān)系，使用Bootstrap 法進(jìn)一步對(duì)中介效應(yīng)的顯著性進(jìn)行驗(yàn)證。

2.4 共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究將量表部分項(xiàng)目設(shè)置為反向計(jì)分，以控制量表間的相互影響（周浩， 龍立榮， 2004）；同時(shí)使用 Harman單因素法檢驗(yàn)共同方法偏差，結(jié)果顯示，首個(gè)因子方差解釋率為23.36%（小于40%），表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

3 研究結(jié)果

3.1 描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

各變量描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表 1 所示。從T1 到T3，手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮均呈逐漸上升趨勢(shì)，變量間呈顯著正相關(guān)。重復(fù)測(cè)量的方差分析結(jié)果顯示，3 次測(cè)量的手機(jī)依賴（F （1， 337） = 9.52，p lt; .001）、身體羞恥（F （1， 337） = 10.49， p lt; .001）和社交焦慮均存在顯著差異（F （1， 337） = 3.46， p lt;.05）。性別與主要變量呈顯著相關(guān)，年齡、年級(jí)、生源地、是否為獨(dú)生子女與主要變量相關(guān)不顯著，因此在后續(xù)分析中僅將性別作為控制變量納入模型，出于簡(jiǎn)潔，其他變量的相關(guān)結(jié)果未在表中呈現(xiàn)。

3.2 手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮的發(fā)展趨勢(shì)

為考察各變量的變化趨勢(shì)，依次對(duì)手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮構(gòu)建無條件潛增長(zhǎng)模型。如表2 所示，手機(jī)依賴模型、身體羞恥模型和社交焦慮模型的擬合指標(biāo)良好且變量的斜率均值顯著為正，說明在初中時(shí)期，手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮的發(fā)展呈上升趨勢(shì)。此外，社交焦慮的截距和斜率呈顯著負(fù)相關(guān)，表明社交焦慮起始水平越高的初中生在3 次測(cè)量期間社交焦慮增長(zhǎng)幅度越小。

3.3 手機(jī)依賴對(duì)社交焦慮起始水平和發(fā)展速度的直接影響

為檢驗(yàn)手機(jī)依賴對(duì)社交焦慮發(fā)展變化趨勢(shì)的影響，在控制性別的基礎(chǔ)上，構(gòu)建條件線性增長(zhǎng)模型。結(jié)果如圖1，該條件模型擬合良好（χ 2/df =3.488， CFI = .963， TLI = .935， RMSEA = .086， SRMR =.059）。手機(jī)依賴的截距和斜率分別顯著正向預(yù)測(cè)社交焦慮的截距（β = .43， p lt; .001）和斜率（β =.56， p = .001）。說明手機(jī)依賴起始水平越高的初中生社交焦慮起始水平也越高；手機(jī)依賴發(fā)展速度越快，其社交焦慮在后續(xù)發(fā)展中的速度也越快。

3.4 身體羞恥在手機(jī)依賴與社交焦慮間的縱向中介作用

3.4.1 模型的建立和擬合

基于假設(shè)和對(duì)變量間關(guān)系的分析，建立檢驗(yàn)中介作用的結(jié)構(gòu)方程模型（圖2），考察身體羞恥在手機(jī)依賴和社交焦慮間的縱向中介效應(yīng)，經(jīng)檢驗(yàn)后發(fā)現(xiàn)該模型擬合良好 （χ 2/df = 3.598， CFI = .952，TLI = .920， RMSEA = .088， SRMR = .052）。

3.4.2 縱向中介模型中各變量間的直接效應(yīng)

手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮之間的直接路徑如表 3 所示。在控制性別的條件下，手機(jī)依賴的截距和斜率分別顯著正向預(yù)測(cè)身體羞恥的截距（β =.46， p lt; .001）和斜率（β = .96， p lt; .001）。身體羞恥的截距能顯著正向預(yù)測(cè)社交焦慮的截距（β = .62，plt; .001），并顯著負(fù)向預(yù)測(cè)社交焦慮的斜率（β = -.35，p = .013），這說明身體羞恥起始水平越高的初中生社交焦慮的起始水平也越高，但在后續(xù)發(fā)展中社交焦慮的上升趨勢(shì)越慢。身體羞恥的斜率也能顯著正向預(yù)測(cè)社交焦慮的斜率（β = 2.55，p lt; .05）。

3.4.3 身體羞恥的縱向中介作用檢驗(yàn)

在模型擬合良好且縱向中介模型直接路徑顯著的基礎(chǔ)上，使用重復(fù)抽樣2000 次的Bootstrap 法進(jìn)一步驗(yàn)證身體羞恥截距與斜率的中介作用，各個(gè)間接路徑的標(biāo)準(zhǔn)化估計(jì)值和中介效應(yīng)的95% 置信區(qū)間由表4 所示。結(jié)果表明3 條間接路徑均顯著，說明個(gè)體手機(jī)依賴能間接影響社交焦慮的發(fā)展，身體羞恥的起始水平和發(fā)展速率在兩者間發(fā)揮了完全縱向中介作用。

4 討論

本研究通過為期1 年的追蹤調(diào)查發(fā)現(xiàn)，初中生的手機(jī)依賴、身體羞恥及社交焦慮的發(fā)展整體呈線性遞增趨勢(shì)；手機(jī)依賴與身體羞恥的起始水平和發(fā)展速率在不同程度上直接預(yù)測(cè)社交焦慮的起始水平和發(fā)展速率；手機(jī)依賴的發(fā)展也能夠通過身體羞恥的起始水平和發(fā)展速率對(duì)初中生社交焦慮的發(fā)展產(chǎn)生間接作用。

4.1 青少年手機(jī)依賴、身體羞恥及社交焦慮的發(fā)展趨勢(shì)

從無條件潛增長(zhǎng)模型結(jié)果來看，手機(jī)依賴在3次測(cè)量間差異顯著且呈上升趨勢(shì)，結(jié)果支持了以往研究結(jié)論（何安明， 惠秋平， 2019）。青春期早期個(gè)體不僅要面臨身心的急劇變化，還要經(jīng)受來自學(xué)業(yè)和人際的壓力，手機(jī)網(wǎng)絡(luò)的開放性和包容性恰好為初中生提供了逃避現(xiàn)實(shí)壓力的避風(fēng)港，加上自身控制能力的缺乏，初中時(shí)期個(gè)體的手機(jī)依賴問題呈穩(wěn)步上升態(tài)勢(shì)（Jin Jeong et al.， 2020）。

其次，研究結(jié)果也提示，初中生身體羞恥水平隨時(shí)間推移逐漸提升。進(jìn)入青春期后個(gè)體的自我意識(shí)顯著提升，對(duì)自我體貌特征的關(guān)注也隨著骨骼發(fā)育和脂肪堆積不斷提高（Gattario amp; Frisén， 2019）；同時(shí)，由于認(rèn)識(shí)水平的限制，初中生容易受到社會(huì)消極觀念的誤導(dǎo)，內(nèi)化外界鼓吹的模式化審美理念，從而愈發(fā)為自己不符合標(biāo)準(zhǔn)的身體外形感到羞恥（Tort-Nasarre et al.， 2021）。

除此之外， 初中生的社交焦慮在3 次測(cè)量間顯著上升。青春期“假想觀眾”開始出現(xiàn)，觀點(diǎn)采擇能力持續(xù)發(fā)展，個(gè)體對(duì)他人的消極評(píng)價(jià)表現(xiàn)得更為敏感、恐懼（Yau amp; Reich， 2019）。隨著年級(jí)的升高，初中生將面臨更多關(guān)于社交行為和學(xué)業(yè)成績(jī)的評(píng)價(jià)，對(duì)他人負(fù)面評(píng)價(jià)的憂慮可能加重其社交焦慮，從而采取回避、退縮等消極應(yīng)對(duì)方式（de Lijster etal.， 2018）。

本研究還發(fā)現(xiàn)，社交焦慮的起始水平與發(fā)展速率之間呈負(fù)相關(guān)，具體而言，社交焦慮起始水平越高，其后期增長(zhǎng)速度相對(duì)越慢，這與社交焦慮的核心特征——負(fù)面評(píng)價(jià)恐懼的發(fā)展趨勢(shì)相一致（葉貝等， 2019; Clark amp; Wells， 1995）。該結(jié)果的出現(xiàn)可能是由于初中生在后期逐漸熟悉和適應(yīng)學(xué)校生活，人際關(guān)系相對(duì)更加穩(wěn)定，從老師、同學(xué)等重要他人那里領(lǐng)悟到的社會(huì)支持水平提高，進(jìn)而有助于心理彈性的提升（蔡丹等， 2018）。根據(jù)“鋼化效應(yīng)”（葉艷等， 2014; Rutter， 2012），心理彈性的提高能夠幫助個(gè)體合理應(yīng)對(duì)前期引發(fā)社交焦慮的負(fù)性事件，從而對(duì)后續(xù)社交消極經(jīng)歷的敏感性降低。因此初始社交焦慮水平高的初中生反而在后期表現(xiàn)出社交焦慮增長(zhǎng)速度減緩的趨勢(shì)。

4.2 手機(jī)依賴對(duì)社交焦慮發(fā)展趨勢(shì)的直接影響

基于條件潛變量增長(zhǎng)模型的路徑分析發(fā)現(xiàn)，初中生手機(jī)依賴起始水平的高低和發(fā)展速率分別能夠正向預(yù)測(cè)社交焦慮的起始水平和發(fā)展速率，與前人研究結(jié)果及社會(huì)置換假說基本保持一致（王東梅等，2017; Kraut et al.， 1998）。長(zhǎng)期沉湎于虛擬空間引起的社交技能的退化，可能促使初中生在社交互動(dòng)中處于被動(dòng)地位（Pearcey et al.， 2021）。在此基礎(chǔ)上，與外界交流的反饋機(jī)制穩(wěn)定性變差，個(gè)體逐漸自餒并對(duì)社交關(guān)系產(chǎn)生長(zhǎng)遠(yuǎn)而持久的恐懼感。

4.3 身體羞恥的縱向中介作用

本研究首先對(duì)手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮發(fā)展軌跡間所有可能的直接路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果表明手機(jī)依賴的起始水平和發(fā)展速率分別顯著正向預(yù)測(cè)身體羞恥的起始水平和發(fā)展速率。這意味著手機(jī)依賴可能是驅(qū)動(dòng)初中生身體羞恥發(fā)展的重要因素。三重影響模型認(rèn)為，媒體是個(gè)體身體意象失調(diào)的主要源頭（Thompson et al.， 1999），社會(huì)文化所提倡的趨勢(shì)風(fēng)尚以手機(jī)這一工具得到大肆宣揚(yáng)。外表特征的顯現(xiàn)和文化風(fēng)潮的沖擊可能引發(fā)個(gè)體對(duì)身體更高的關(guān)注，更容易滋生自己外在形象不如他人的挫敗感（Lee amp; Lee， 2020），進(jìn)而賦予身體更多的負(fù)性評(píng)價(jià)，加速身體羞恥的發(fā)展（Salomon amp; Brown，2019）。

同時(shí)，初中生身體羞恥的起始水平和發(fā)展速率也分別顯著正向預(yù)測(cè)了社交焦慮的起始水平和發(fā)展速率，這與已有研究結(jié)果一致（Fredrickson amp;Roberts， 1997; Teng amp; Poon， 2020）。根據(jù)社交焦慮的認(rèn)知模型，當(dāng)對(duì)具有消極身體態(tài)度的個(gè)體暴露在社交情境中時(shí)，可能誘發(fā)其對(duì)負(fù)面評(píng)價(jià)的恐懼，從而產(chǎn)生焦慮情緒（Clark amp; Wells， 1995）。且這類羞恥體驗(yàn)常常伴隨退縮行為，即個(gè)體產(chǎn)生暴露感并渴望逃離所處的人際情境（錢銘怡等， 2001）。因此身體羞恥水平越高，初中生體驗(yàn)到的社交焦慮也越嚴(yán)重。另外，隨著身體羞恥水平的持續(xù)提高，個(gè)體往往會(huì)對(duì)自身體貌產(chǎn)生更多的厭惡感和更高的覺醒水平，在與人交往前便會(huì)預(yù)想他人的排擠和冷落，此時(shí)人際環(huán)境將具有主觀威脅性（張亞利等，2019）。當(dāng)自動(dòng)覺察到威脅性刺激時(shí)，個(gè)體在人際交往過程中容易缺乏安全感，缺少互動(dòng)的主動(dòng)性和積極性，從而催生出更為強(qiáng)烈的社交焦慮情緒，激活社交焦慮不斷發(fā)展。

值得注意的是，研究結(jié)果顯示身體羞恥的起始水平顯著負(fù)向預(yù)測(cè)社交焦慮的發(fā)展速率，這意味著身體羞恥起點(diǎn)越高的初中生，其社交焦慮的增長(zhǎng)趨勢(shì)就越緩慢，身體羞恥起點(diǎn)越低的初中生，其社交焦慮的增長(zhǎng)趨勢(shì)就越迅速。結(jié)合身體羞恥與社交焦慮的起始水平來看，高身體羞恥的個(gè)體社交焦慮的起始水平也更高。而社交焦慮并不能無限增加，受其提升空間的限制，高身體羞恥個(gè)體的社交焦慮可增長(zhǎng)空間比低身體羞恥的個(gè)體更少，因此高身體羞恥反而減緩了其社交焦慮的增長(zhǎng)速度。同時(shí)，由于身體羞恥初始水平高的初中生前期的社交焦慮水平也較高，可能由于恐懼他人負(fù)面評(píng)價(jià)而刻意回避會(huì)引發(fā)社交焦慮的場(chǎng)景（錢銘怡等， 2001; Clark amp;Wells， 1995），減少了來自社交場(chǎng)合負(fù)面評(píng)價(jià)信息的獲取，因此后續(xù)社交焦慮發(fā)展較慢；而身體羞恥初始水平低的初中生雖然前期社交焦慮水平也較低，但其不易識(shí)別具有潛在威脅性的社交場(chǎng)景，獲取消極評(píng)價(jià)的機(jī)會(huì)更多，面臨的社會(huì)壓力（如外表評(píng)價(jià)）可能更大，因此后續(xù)社交焦慮發(fā)展更為迅速。

本研究的主旨在于揭示身體羞恥在手機(jī)依賴與社交焦慮發(fā)展間的縱向中介作用及結(jié)構(gòu)動(dòng)態(tài)特性，在直接路徑顯著的基礎(chǔ)上，本研究使用Bootstrap 法進(jìn)一步對(duì)縱向中介模型中的間接路徑進(jìn)行了檢驗(yàn)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，3 條間接路徑均成立，此時(shí)身體羞恥在手機(jī)依賴對(duì)社交焦慮發(fā)展機(jī)制的影響中起到完全縱向中介作用。首先，高強(qiáng)度、高頻率的手機(jī)使用意味著與文化潮流的反復(fù)碰撞，長(zhǎng)此以往，初中生愈發(fā)對(duì)自己與標(biāo)準(zhǔn)相悖的體貌感到羞恥。其次，身體羞恥的持續(xù)發(fā)展可能刺激個(gè)體將網(wǎng)絡(luò)上感受到的瘦文化壓力不斷遷移至現(xiàn)實(shí)，增加了對(duì)現(xiàn)實(shí)負(fù)面自我形象的聚焦；再次，對(duì)身體過度的聚焦注意引發(fā)了個(gè)體注意靈活性的降低，對(duì)外表線索表現(xiàn)出高度易感，從而限制了對(duì)外部環(huán)境信息的關(guān)注（李瑩， 畢重增， 2020）。最后，身體羞恥水平越高的初中生越可能出現(xiàn)認(rèn)知和情緒加工上的偏差反應(yīng)，如夸大臆想出自我的外表缺陷以及對(duì)社交情境中關(guān)于外表的反饋性線索進(jìn)行更多的消極解讀，這延長(zhǎng)和加劇了個(gè)體的社交焦慮情緒（Teng amp; Poon， 2020）。

4.4 研究的貢獻(xiàn)、局限及展望

本研究主要結(jié)合三重影響模型和社交焦慮的認(rèn)知模型，基于縱向時(shí)程，采用潛在增長(zhǎng)模型，較為精確地描繪出初中生社交焦慮及其風(fēng)險(xiǎn)因素的發(fā)展軌跡、特征及動(dòng)態(tài)作用機(jī)制。同時(shí)將視野拓展到身體意象，以身體羞恥為中介加深了手機(jī)依賴和社交焦慮的理論聯(lián)系，揭示了三者關(guān)系的黑箱， 進(jìn)一步拓展了已有研究對(duì)社交焦慮的基礎(chǔ)認(rèn)識(shí)。研究結(jié)果也提示我們應(yīng)引導(dǎo)初中生科學(xué)合理地使用手機(jī)，理性辨析外貌至上的文化思潮。同時(shí)也應(yīng)向其傳遞健康美學(xué)理念，端正身體審美觀和價(jià)值觀，減少對(duì)自身不合理的羞恥感，進(jìn)而改善人際交往方面的困擾。

但本研究仍存在以下不足：一是本研究為整群抽樣，抽樣誤差大，今后進(jìn)行后續(xù)相關(guān)研究工作中，還需要擴(kuò)大抽樣調(diào)查的范圍提高結(jié)論的代表性和適用性。二是追蹤周期短、輪次少，難以對(duì)變量的長(zhǎng)期變化趨勢(shì)進(jìn)行系統(tǒng)分析。未來研究進(jìn)行長(zhǎng)時(shí)間的多次追蹤，以獲取變量更加精確的長(zhǎng)期發(fā)展軌跡。三是由于被試對(duì)自己的身高體重缺乏準(zhǔn)確認(rèn)識(shí)，本研究并未控制被試自我報(bào)告的BMI 值，但以往研究指出BMI 值與身體羞恥緊密相關(guān)，因此未來可通過現(xiàn)場(chǎng)測(cè)量等方式收集數(shù)據(jù)，以加強(qiáng)研究結(jié)果的信效度。四是本研究?jī)H探討了變量間的單向預(yù)測(cè)作用。未來研究可增加交叉滯后模型對(duì)雙向關(guān)系進(jìn)行挖掘。

5 結(jié)論

（1）初中生手機(jī)依賴、身體羞恥和社交焦慮均呈穩(wěn)步上升趨勢(shì)，且社交焦慮的起始水平和發(fā)展速率呈顯著負(fù)相關(guān)。

（2）手機(jī)依賴的起始水平和發(fā)展速率可分別直接預(yù)測(cè)社交焦慮的起始水平和發(fā)展速率。

（3）身體羞恥的起始水平和發(fā)展速率在手機(jī)依賴對(duì)社交焦慮發(fā)展的影響機(jī)制中起完全縱向中介作用。

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