大學生社交網站使用、社交自我效能感與體像煩惱的關系

楊睿晨 徐芳芳 付洋洋

(濟寧醫學院精神衛生學院，濟寧 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，主要由體像煩惱的消極影響引起[1]。國內大學生體像煩惱檢出率為16.4%～34.3%，網絡使用是影響體像煩惱的因素之一，大學生社交網站使用與消極身體意象存在顯著負相關[2-3]。長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、睡眠質量等[4]?？赡軙箓€體產生錯誤的身體認知和評價，并表現出相應的消極行為，且使用社交網站的強度越高，對社交網站越有歸屬感，身體的不滿意度就會越高[5]。然而，社交網站的使用有利于提高個體的社交自我效能感，社交自我效能感是指個體對自身參與社交互動并在其中維持與發展人際關系的能力的自信心[6-7]。同時，自我效能感對體像困擾有顯著的預測作用，自我效能感較低的個體因為他們沒有足夠的自信去看待自己是怎樣應對生活上的壓力的，因此，較為容易產生體像困擾[8]。本研究以大學生群體為研究對象，對社交網站使用、社交自我效能感與體像煩惱之間的關系進行探究，從社交媒體入手探究社交網站使用對大學生體像煩惱產生的影響，以找到解決此類心理問題的辦法。

1 對象與方法

1.1 對象

采用簡便取樣的方法，對351名在校大學生進行問卷調查，回收有效問卷344份，回收率98.0%。其中，男生96人(27.91%)，女生248人(72.09%)；大一學生62人(18.02%)，大二學生66人(19.20%)，大三學生57人(16.57%)，大四學生88人(25.58%)，大五及以上學生71人(20.64%)；醫學類學生66人(19.19%)，理工類學生114人(33.14%)，文科類學生107人(31.10%)，藝術類學生57人(16.57%)；鄉鎮學生219人(63.67%)，城市學生125人(36.33%)；獨生子女103人(29.94%)，非獨生子女241人(70.06%)。

1.2 方法

1.2.1調查工具 1)社交網站使用強度量表(Facebook Intensity Scale，FIS)。該量表由趙偉佳[9]修訂，測量社交網站對個體生活的交互滲入程度，共8道題，前2道題，分別對個體最常使用的社交網站上的好友數量，和最常使用的社交網站的平均花費時間進行統計，1～10點計分，分數越高則好友數量和花費時間越多，后6道題，1(非常不符合)～5(非常符合)點計分，得分越高，表明個體的社交網站使用強度越大。該量表Cronbach’s α為0.784。

2)主動性社交網站使用量表(Active SNS Use Scale，ASUS)。該量表采用Frison等[10]編制的主動性社交網站使用量表，主要是測量個體主動使用社交網站情況，共5題，1(從不)～5(總是)點計分，得分越高，表明個體就越主動使用社交網站。該量表Cronbach’s α為0.827。

3)被動性社交網站使用量表(Surveillance Use Scale，SUS)。該量表由劉慶奇等[11]在修訂，用以測量個體被動使用社交網站的情況。量表共4道題，1(從不)～7(每天多次)點計分，得分越高，表明個體越被動性使用社交網站。該量表Cronbach’s α為0.842。

4)大學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、溝通和自我價值感6個維度。量表共36道題，每個維度包括6道題。1(完全不符合)～6(完全符合)點計分。設計正向和反向計分。得分越高，表明大學生人際交往能力越強。該量表Cronbach’s α為0.941。

5)青少年學生體像煩惱問卷(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個維度，共25道題。1(符合)～3(不符合)點計分?？偡衷降?，表明青少年體像煩惱問題越嚴重。該量表Cronbach’s α為0.890。據大學生是否存在體像煩惱的篩選標準，將得分為25至49分的大學生劃分為有體像煩惱群體，得分50至75分的大學生劃分為無體像煩惱群體[14]。分數越低，說明體像煩惱問題越嚴重。

1.2.2調查方法 采用線上線下相結合的形式進行匿名問卷調查，調查前告知研究目的、問卷填寫要求，線下問卷現場發放，填寫完畢后當場收回。

1.3 統計學方法

使用SPSS23.0軟件對數據進行條目編碼、錄入與統計分析，采用共同方法偏差檢驗、描述性統計分析、獨立樣本t檢驗、單因素方差分析、相關分析、逐步回歸分析、中介效應檢驗大學生社交網站使用、社交自我效能感與體像煩惱的關系，以P<0.05為差異有統計學意義。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

為進一步確保研究的有效性，在進行分析數據之前采用Harman單因素檢驗法進行統計控制，對問卷的所有量表的題項進行Harman單因素檢驗，第一個成分的方差解釋率為29.284%，小于50%，故認為本研究的數據不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 大學生體像煩惱情況

具有體像煩惱問題的學生共有73人，占總人數的21.10%，其中男生共有19人，占男生總人數的19.8%，女生共有54人，占女生總人數的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差異(t=-1.357，P>0.05)。見表1。

表1 體像煩惱各因子在性別上的差異性檢驗

2.3 社交網站使用各因子、社交自我效能感及體像煩惱的群體間差異

社交網站使用強度、被動性社交網站使用在性別上存在顯著差異(P<0.05)，且女性的社交網站使用強度、被動性社交網站使用高于男性；而主動性社交網站使用、社交自我效能感、體像煩惱在性別上無顯著差異(P>0.05)。社交網站使用強度、主動性社交網站使用、被動性社交網站使用、社交自我效能感、體像煩惱在生源地以及是否獨生上均無顯著差異(P>0.05)。見表2。

采用單因素分析法，對社交網站使用各因子、社交自我效能感、體像煩惱分別進行年級、專業的差異性檢驗，檢驗結果如表3。被動性社交網站使用在年級、專業上存在顯著差異(P<0.05)；社交網站使用強度、主動性社交網站使用、社交自我效能感、體像煩惱在年級、專業上均無顯著性差異(P>0.05)。

表2 不同性別、生源地、是否獨生在各變量上的差異性檢驗

表3 不同年級、專業在各變量上的差異性檢驗

2.4 社交網站使用各因子、社交自我效能感及體像煩惱的相關分析

社交網站使用強度、主動性社交網站使用、被動性社交網站使用、社交自我效能感間均存在顯著正相關(P<0.01)；社交自我效能感與體像煩惱存在顯著正相關(r=0.27，P<0.01)。見表4。

表4 社交網站使用各因子、社交自我效能感及體像煩惱的相關分析

2.5 社交網站使用各因子、社交自我效能感與體像煩惱的逐步回歸分析

將被動性社交網站使用、主動性社交網站使用、社交網站使用強度、社交自我效能感作為自變量，將體像煩惱作為因變量進行逐步回歸分析，經過模型自動識別，最終剩下被動性社交網站使用、社交自我效能感一共2項在模型中，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*被動性社交網站使用+0.21*社交自我效能感。見表5。

對模型的多重共線性檢驗發現，該模型不存在著共線性和自相關性，模型較好，其模型如圖1。被動性社交網站使用的回歸系數值為-0.34，對體像煩惱產生負向影響(t=-2.12，P<0.05)。社交自我效能感回歸系數值為0.21，對體像煩惱產生正向影響(t=5.53，P<0.05)。

表5 各變量的逐步回歸分析結果(N=344)

注:*P<0.05,**P<0.01

2.6 社交自我效能感在被動性社交網站使用與體像煩惱間的中介效應分析

被動性社交網站使用、社交自我效能感與體像煩惱之間進行中介效應檢驗?，F將被動性社交網站使用作為自變量，體像煩惱作為因變量，對社交自我效能感進行中介效應檢驗。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果(N=344)

表7 社交自我效能感的中介作用檢驗結果匯總

由表6可知，中介效應分析共涉及3個模型,分別如下：模型一,體像煩惱=56.72-0.1被動性社交網站使用；模型二,社交自我效能感=119.59+1.15被動性社交網站使用；模型三,體像煩惱=31.97-0.34*被動性社交網站使用+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，說明社交自我效能感在被動性社交網站使用影響體像煩惱的關系中起中介作用(β=-0.34，P=0.04)。對社交自我效能感進行中介效應檢驗結果為中介效應的遮掩作用(a=1.15，b=0.21，P<0.01；a*b=0.24，c'=-0.34，P=0.035)。且效應量為中介效應與直接效應的比值，其效應占比為70.41%。

3 討論

體像煩惱是個體因為覺得自身體像上存在很大程度的缺點而產生了失望、不滿意等情緒的一種心理煩惱，有體像煩惱的大學生比沒有體像煩惱的大學生更容易產生心理問題，應該引起學校和社會的重視[2]。本研究發現，有體像煩惱的大學生占總人數的21.10%。這與駱伯巍等[1]調查結果一致，說明當前的大學生確實存在不小的體像煩惱問題。究其原因，大學階段是大學生心理和生理發展的關鍵期，他們對自己的外表以及整體身體滿意度等一般都比較重視，加之目前社交網站媒體普遍宣揚以瘦為美的觀念，更容易造成個體對自我體像的一種認知偏差，對自己的評價普遍偏低，從而可能出現較多的體像煩惱問題。

對體像煩惱各因子進行性別的差異檢驗發現，男性比女性更在意性別和容貌、女性比男性更在意性器官，在形體上并無差異，而這與葉麗紅等[15]在對大學生體像煩惱的性別差異研究結果有部分不符，其研究中女性更在意容貌、男性更在意性器官，形體上并無明顯差異，產生這種結果的原因可能是，在本研究所收集的男性樣本數量還不夠有關。在對各變量進行性別、生源地及是否獨生的差異性檢驗時，社交網站使用強度、被動性社交網站使用情況在性別上存在顯著差異，且女性的社交網站使用強度、被動性社交網站使用均高于男性。究其原因可能是女大學生在使用社交網站的時候，不只是主動地在社交網站上發布信息，也會同男大學生一樣被動的使用社交網站并瀏覽他人信息，甚至瀏覽他人信息的頻率遠大于自己發布信息的頻率，即女大學生在發布信息前會大量的瀏覽有關自己要發布信息的當前網絡流行形式，如拍照風格、化妝風格、穿衣風格等，以保證自己能夠跟上網絡潮流。

在對各變量進行年級、專業的差異性檢驗時，被動性社交網站使用情況在年級和專業上有顯著差異。其中在年級上大一>大二>大三>大四>大五及以上，產生的原因可能是大一新生由于剛入學對學校、同學都還不太適應，因此在使用社交網站的時候，不太敢發表一些自己的意見、看法等，即他們更傾向于采取默默瀏覽的方式來使用社交網站，隨著入學年份的增加這種情況在逐漸改善，在專業上醫學類>文科類>理工類>藝術類，可能是因為不同專業的學生培養方案即課程安排不一樣，課程相對較多的專業學生，使用社交網站的時間也就越少，因此更傾向于瀏覽而不是發布，以節省更多的時間來進行專業課的學習。在對各變量進行相關分析時，對主動性社交網站使用的實際研究與被動性社交網站使用的實際研究表現為相近結果，這也與王丹[3]的結果相一致，其原因可能在于大學生在使用社交網站時，不僅依賴于社交網站，且他們既在社交平臺上進行自我呈現，同時也會對好友的個人信息動態等進行瀏覽和查看。

本研究發現，被動性社交網站的使用與社交自我效能感呈現正相關，這與陳必忠[16]的研究結果相反，其原因可能是大學生的線上好友與線下好友并不是高度重合的關系，其線上好友大多數是與自己生活無關的陌生人。在社交網站上呈現的內容是經過符合自身審美加工的或是按照想要獲得的預期結果精心設計的加工，因此不會感到自身條件不如他人。其在線上發布的內容往往也會得到線上和線下好友的認可與贊美，而大學生心智尚未成熟，他人的認同感會幫助他們增加社交的信心。被動性社交網站使用與其體像煩惱呈負相關，其原因可能是大學生在被動性瀏覽社交網站時，不是僅僅會被灌輸以身材焦慮的思想，還會有拒絕身材焦慮、學會與自我和解的倡議，當大學生對后者的涉獵面大于前者時，進行越多的被動性社交網站的使用，反而越有利于個體自身體像煩惱的減少。

本研究表明，社交自我效能感會對體像煩惱產生正向影響關系，即社交自我效能感得分越低的個體，其體像煩惱的得分就越低，體像煩惱的問題就越嚴重，說明個體對自己社交能力的不自信也會影響個體對自身體像的評價。將被動性社交網站使用作為自變量，體像煩惱作為因變量，對社交自我效能感進行中介效應檢驗發現存在遮掩效應。被動性社交網站使用與體像煩惱之間之所以會顯示為無關，是因為被動性社交網站使用只有通過影響社交自我效能感才可以對體像煩惱起到作用，因此,我們在這里探討產生該結果的原因，可能是由于大學生在被動的瀏覽信息時很大程度上影響了自己社交的信心，使得大學生認為其社交不如意的原因是自己的體像存在不足，因而產生了體像煩惱的心理問題。

綜上，本研究豐富了社交網站使用對體像煩惱的實證研究，證明了社交自我效能感在社交網站使用與體像煩惱之間確實存在著中介作用，這表明了當今的社交網站需要對大眾傳播正確健康多元的形象審美價值觀，正確引導大學生及各個年齡階段的個體，提升廣大網絡社交媒體的素養，同時各大高校需格外注意大學生的體像煩惱問題并開展進行體像教育，加強廣大青年學生對自身體像的正確認識，樹立正確健康的身體審美觀。

同時本研究也存在一些欠缺的地方：第一，本研究部分采用網絡平臺來進行問卷的收集與調查，但由于一些客觀條件的限制，不能保證被試的答題是否認真，且被試的男女性樣本數量以及其他的人口學變量在分配上不夠合理，存在一定的偏差，未來研究可在各人口學的變量達到一定的合理分配的基礎上擴大樣本容量。第二，本研究在施測過程中可能存在一定的問題，使得搭建的模型出現偏差，后續應當進一步深入探索其模型與機制，使得研究結果更合理。

利益沖突：所有作者均申明不存在利益沖突。