青少年被動性社交網站使用、身體監控與身體羞恥的交叉滯后分析

張斌，曾成偉，熊思成，陳蕓，侯思偉，張安琪，曾奕欣，楊瑩，張淑君

（1.湖南中醫藥大學人文與管理學院心理系，長沙 410208；2.河南中醫藥大學第一附屬醫院，鄭州 450000）

近年來隨著移動網絡技術的不斷發展，青少年對社交網站的使用頻率迅速增長[1]。社交網站是基于用戶現實社交關系的線上交流平臺，如QQ空間、朋友圈、微博等[2]。依據個體在社交網站上有無與他人進行直接交流，研究者將社交網站使用方式劃分為主動性使用和被動性使用兩類[3]。被動性社交網站使用是指僅瀏覽他人發布的動態信息或主頁而不主動參與溝通討論的信息瀏覽行為，例如“刷朋友圈”[4]。相較于主動性社交網站使用，被動性社交網站使用更普遍，與個體的孤獨、焦慮和抑郁等消極情緒顯著相關，是青少年心理健康的潛在風險因素[5，6]。

研究表明，被動性社交網站使用能加劇青少年客體化身體意識的形成[7]?？腕w化身體意識主要包括身體監控和身體羞恥兩個維度[8]。身體監控是指個體習慣性地以旁觀者的角度將自己身體視作被審視和評價的客體，重視外貌特征而忽視內在感受，是自我客體化的具體表現。身體羞恥則是指個體意識到自身體貌不符合理想標準或受到他人負性評價時，對現實身體感到不滿意而產生的一種消極情緒[9]。身體監控和身體羞恥在個體身體意象和飲食相關問題中起著核心作用[10]。社交網站上充斥著大量理想化的身體圖像和標準美的刻板描述，客體化理論認為，在這些客體化信息的沖擊下，青少年可能會逐漸開始審視自己的身體，內化這些外在審美標準，引發身體監控，并可能增加個體的身體羞恥感[11]。社會比較理論也指出，當青少年瀏覽好友發布在社交網站的照片時，可能會激發個體的自我評價動機，在與經過精細處理過的理想化形象進行上行比較后產生消極的情緒體驗，即身體羞恥[12，13]?；仡櫼酝芯?，鮮有關于青少年被動性社交網絡使用與客體化身體意識關系的縱向研究，兩者間的因果關系并不明確，因此本研究采用交叉滯后設計進行探討，并提出假設1：青少年被動性社交網站使用可以導致身體監控和身體羞恥。

身體監控與身體羞恥存在高相關性[14]，但對于兩者間的因果關系，目前尚無定論。一種觀點認為，身體監控或其他形式的自我客體化能增加身體羞恥體驗，即身體監控影響身體羞恥[15]。身體監控水平較高的個體多從觀察者的角度去關注自己的身體，常常會導致個體將現實身體與內化的理想身體標準進行比較，進而導致個體感到對身體的不滿意和身體羞恥[16]。另有觀點認為，身體監控和身體羞恥以周期性的方式互相影響。當個體感到對自己的身體不滿時，身體羞恥會促使他們努力解決實際自我和理想自我之間的差異，例如節食或者穿修身的服飾，隨之個體會通過身體監控來判斷這些努力是否奏效，最終導致身體羞恥和身體監控的惡性循環[17]。綜合這些觀點，本研究提出假設2：青少年身體監控和身體羞恥存在循環作用關系。

此外，許多研究都指出相較于男生，女生往往有更高水平的被動性社交網站使用、身體監控與身體羞恥[7]。在接觸客體化媒體信息后，女大學生報告的身體監控和身體羞恥水平也要顯著高于男大學生[18，19]。但目前的研究并未明晰它們之間的關系在青少年階段是否也存在性別差異。因此，本研究提出假設3：被動性社交網站使用、身體監控與身體羞恥之間的交叉滯后關系存在性別差異。

1 對象與方法

1.1 研究對象

采取方便抽樣的方法選取某市三所初級中學的非畢業班級學生為研究對象，由受過培訓的主試以班級為單位現場進行三次問卷測試。第一次施測時間為2021年5月（T1），獲得有效數據488份；第二次施測時間為2021 年11 月（T2），收集有效數據405份；第三次施測時間為2022 年5 月（T3），收集有效數據355份。最終納入參加了全部測試的有效被試348 名，流失被試與有效被試在T1 階段的性別、年齡、年級、被動性社交網站使用、身體羞恥和身體監控得分均無顯著性差異(χ2或t值依次為0.24、0.60、0.16、0.19、0.54、0.01，P值均＞0.05)。有效被試在首次測量時的年齡為12～16 歲(M=14.11,SD=0.56)，包含男生180 人(51.72%)，女生168 人(48.28%)，初一學生203人(58.34%)，初二學生145人(41.66%)。

1.2 研究工具

1.2.1 被動性社交網站使用問卷 采用劉慶奇等人修訂[2]的被動性社交網站使用問卷。該問卷共包含4 個條目，采用Likert 5 級計分，得分越高表明被動性社交網站使用行為的頻率越高。本研究中T1至T3 階段的Cronbach’s α系數依次為0.87、0.92、0.91。

1.2.2 身體監控量表（Body Surveillance Scale, BSS）采用陳欣和蔣艷菊修訂[20]的客體化身體意識量表中的身體監控分量表。該量表包含8 個條目，采用Likert 5級計分，得分越高說明個體的身體監控水平越高。本研究中T1 至T3 階段的Cronbach’s α系數依次為0.80、0.85、0.81。

1.2.3 身體羞恥量表（Body Image Shame Scale,BISS） 采用孫婉等人修訂[21]的中文版身體羞恥量表。該量表共包含12個條目，采用Likert 5級計分，得分越高代表身體羞恥水平越高。本研究中T1 至T3階段的Cronbach’s α系數依次為0.90、0.91、0.93。

1.3 數據處理

采用SPSS 26.0 對數據進行共同方法偏差檢驗、描述性統計和相關分析。采用Mplus 8.3 構建交叉滯后模型和多組比較，考察被動性社交網站使用、身體監控與身體羞恥之間的縱向關系以及性別差異。

2 結果

2.1 共同方法偏差檢驗

本研究采用兩種方法檢驗共同方法偏差：(1)Harman 單因素法，結果顯示T1 階段第一個因素的解釋率為29.32%，T2 階段第一個因素的解釋率為31.60%，T3 階段第一個因素的解釋率為33.40%。(2)單一的共同方法因子控制法，從研究所涉及的變量中抽取出一個公共因素，結果表明各時間段的數據都與模型無法有效擬合。T1：χ2/df=4.64, CFI=0.49, TLI=0.44, SRMR=0.134, RMSEA=0.145; T2：χ2/df=5.28,CFI=0.47,TLI=0.42,SRMR=0.140,RMSEA=0.157; T3：χ2/df=5.30, CFI=0.46, TLI=0.41, SRMR=0.140, RMSEA=0.157。兩種方法的結果均表明，本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

2.2 各變量描述性統計結果

描述性統計結果表明(表1)，除T1 身體羞恥與T3被動性社交網站使用外，三個時間點的被動性社交網站使用、身體監控和身體羞恥兩兩之間均顯著正相關。性別與三次測量的被動性社交網站使用、身體監控和身體羞恥均顯著正相關。

表1 各變量平均數、標準差和相關系數

2.3 交叉滯后模型的構建及檢驗

在相關分析的基礎上構建交叉滯后模型,探討被動性社交網站使用、身體監控與身體羞恥之間的縱向關系（圖1）。結果發現模型擬合良好，χ2/df=2.40, CFI=0.99, TLI=0.95, SRMR=0.022, RMSEA=0.063。模型路徑顯示，在控制自回歸和同時相關后，前測被動性社交網站使用對后測身體監控有預測作用，前測身體監控對后測身體羞恥有預測作用，T1身體羞恥對T2身體監控有預測作用。

圖1 被動性社交網站使用、身體監控與身體羞恥的交叉滯后分析

2.4 性別差異

采用多組比較的方法考察圖1 所示變量間關系模式是否存在性別上的顯著差異。分別建立自由估計模型和限定模型（男、女生的自回歸和交叉滯后路徑限定相等）。結果顯示，限定模型擬合良好(χ2/df=1.94, CFI=0.96, TLI=0.93, SRMR=0.074, RMSEA=0.050)，與自由估計模型(χ2/df=2.81, CFI=0.97, TLI=0.86, SRMR=0.102, RMSEA=0.031)的差異不顯著(Δχ2=30.47, Δdf=21,P＞0.05)。因此，圖1 所示的交叉滯后模型具有跨性別的穩定性，即被動性社交網站使用、身體監控與身體羞恥間的交叉滯后關系不存在顯著的性別差異。

3 討論

從相關分析可知，被動性社交網站使用、身體監控和身體羞恥在前后三次測量中呈現中等程度以上的正相關，表明三者存在一定程度的跨時間穩定性。性別、被動性社交網站使用、身體監控與身體羞恥間呈顯著的正相關。研究結果與以往研究一致[11，14]，表明四者間存在內在聯系，為進一步的分析提供了數據支撐。

交叉滯后分析結果表明，前測被動性社交網站使用可以顯著正向預測后測的青少年身體監控，T1被動性社交網站使用能通過T2身體監控影響T3身體羞恥。這說明隨著被動性社交網站使用頻率的增加，個體更易出現身體監控和身體羞恥。該結果與以往的橫斷面研究一致[7]，并進一步驗證了縱向因果關系，假設1 得到部分驗證。被動性社交網站使用頻率較高的個體在社交網站瀏覽大量的客體化信息后，容易導致自我客體化，即將自己的身體視為基于外表的被看待和被評估的對象，表現為身體監控[22]。盡管被動性社交網站使用不能直接預測身體羞恥，但身體監控可以在兩者間起作用。當個體經歷大量客體化信息后更容易將外在理想化的標準內化，進行持續的身體監控，進而使個體意識到現實自我與理想自我之間難以彌補的差距，從而產生對自己身體的不滿和羞恥體驗[23]。

交叉滯后分析結果還表明，T1的身體羞恥會導致T2的身體監控,進而影響T3的身體羞恥，即青少年身體監控和身體羞恥間存在循環作用關系，假設2 得到驗證。為了緩和身體羞恥這種消極的體驗，個體會激發行動以彌補與理想標準的差距，同時也會誘發身體監控，通過持續地監控自己的身體以確定差距是否有所縮小[17]。身體監控會進一步增強青少年對自己身體的審視，將自己與內化的理想身體標準進行比較，進而加劇對身體的不滿產生身體羞恥體驗[16]。如此循環最終導致身體監控和身體羞恥之間的關系呈螺旋式發展。

除此之外，研究還發現被動性社交網站使用、身體監控和身體羞恥三者間的交叉滯后關系不存在顯著的性別差異，假設3 未得到驗證。盡管以往研究表明，使用社交網絡等在線客體化經歷更易誘發女性的客體化身體意識，但這一結論可能僅適用于成年人群體[19，23]。成年女性由于長期累積的性別客體化經歷導致其受到的客體化壓力更大，對于客體化信息更加敏感[24]。但青少年群體男女生受到的客體化壓力可能較為相似，社交媒體上也同樣存在大量對男性“肌肉理想”的宣傳，使男生也開始追求理想化的發達肌肉和低體脂率[25，26]。因此，任何性別的青少年都可能會受到外部客體化信息的壓力，進而誘發身體監控和身體羞恥[22]。這可能是青少年群體中三者間的交叉滯后關系不存在顯著的性別差異的原因。但這種推測應該謹慎解釋，并在未來的研究中進一步探索。

本研究證實被動性社交網站使用、身體監控和身體羞恥三者間的確存在部分因果關系。被動性社交網站使用頻率越高的青少年，越容易受到客體化信息的影響進而審視自己的身體，內化外在審美標準，引發身體監控，并增加個體的身體羞恥感。同時，身體監控并非單向地影響身體羞恥。身體監控作為判斷青少年改變體型的努力是否奏效的一種方式，也受到身體羞恥的影響。