外貌焦虑(Appearance Anxiety)是指个体担心自己的外貌达不到社会界定美的标准、害怕受到他人负面评价，处于紧张、烦恼等情绪的非适应性行为^[1]。近年来，国内化妆品行业蓬勃发展^[2]，整形手术已占医美市场的58%，而年轻群体更加关注外表。然而，由于个体过度关注自己的外表和他人的负面评价，外貌焦虑现象也日益严峻。外貌焦虑主要表现包括：对外表的强迫性想法、过度检查外表以及对伪装外表的担忧等，它会给个体带来一系列的心理行为问题，如抑郁^[3]、饮食障碍^[4]等。身体满意度(Physical satisfaction)是反映个体对自己身体形象主观体验和评价的主要指标，从生理层面看，身体满意度会影响外貌焦虑的程度^[5]。从内在特征层面看，自我和谐(Self-Consistency and Congruence)是指个体自我内部的协调一致以及自我与经验之间的协调，研究表明社交焦虑与自我和谐之间存在着密切的联系^[6]，而外貌焦虑又是社交焦虑的一种类型，因而自我和谐可能是外貌焦虑重要影响因素之一。当个体对自我形象的看法有差异时，自我和谐的状态平衡被打破，害怕得到别人的负面评价进而形成外貌焦虑。从性别角度看，理想的外表可能因人而异，男女都会对自己的外表感到不满意^[7]，通常情况下，年轻女性可能追求身材苗条，而男性可能追求肌肉发达。以往研究表明，女性对身体形象的态度以及身体满意度均差于男性^[8]，因此性别可能会调节个体的身体满意度和外貌焦虑水平。本研究拟探讨大学生的外貌焦虑与身体满意度及自我和谐之间的关系，并分析性别的调节作用，以期为预防和干预大学生外貌焦虑水平提供参考依据。

2021年3月，面向贵阳市3所高校的在校大学生群体，采用整群抽样进行线上和线下结合问卷调查，共回收1105份，剔除无效问卷98份，最终获得有效问卷1007份，有效率为91.13%。其中，男生339人，女生668人，平均年龄为(19.74±1.24)岁；城镇231人，农村776人；独生子女126人，非独生子女881人。

采用Dion等^[9]编制，孙青青^[10]修订的外貌焦虑量表(简版)，共包含14个题目，采用Likert 5点评分，从“从不”到“几乎总是”计1~5分，分数越高表示外貌焦虑程度越高。验证性因子分析支持了问卷结构，χ²/dF=3.31，CFI=0.97，TLI=0.953，IFI=0.97，RMSEA < 0.05，模型拟合度良好。本研究该量表Cronbach’s α为0.80。

采用Lawrence等^[11]编制的外表满意度量表，该量表包括身体满意度与感知社会两个维度，本研究采用其中的身体满意度分量表。该量表包含8个题目，反映了个体对身体各部分的满意度。均采用Likert 5点计分法，得分越高，表示个体对自我的身体形象越满意。验证性因子分析支持了问卷结构，χ²/dF=3.17, CFI=0.10，TLI=0.99，IFI=0.10，RMSEA < 0.05，模型拟合度良好。本研究该量表Cronbach’s α为0.93。

采用王登峰^[12]编制的自我和谐量表来检测个体的自我和谐水平。该量表包含3个维度，分别是“自我的灵活性”“自我与经验的不和谐”“自我的刻板性”。均采用Likert 5点计分法。三个维度得分之和为总分(其中“自我的灵活性”维度需反向计分)，得分越高，表示个体自我和谐水平越低。验证性因子分析支持了问卷结构，χ²/dF=2.30，CFI=0.93，TLI=0.91，IFI=0.93，RMSEA < 0.05，模型拟合度良好。本研究该量表Cronbach’s α为0.80。

使用SPSS20.0对人口学变量进行描述性统计分析、t检验，使用偏相关分析身体满意度、自我和谐、外貌焦虑和性别之间的相关性，运用SPSSProcess程序对自我和谐的中介效应以及性别在身体满意度、自我和谐以及外貌焦虑之间的调节效应进行分析(Bootstrap=5000，95%CI), 若置信区间不包含0，则表示差异有统计学意义。以P < 0.05为差异有统计学意义。

采用Harman单因子检验法，特征根大于1的因子共有11个，其中第一个公因子解释的变异量为17.93%，小于临界值40%，表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

身体满意度得分上，不同性别的学生得分存在明显差异(t=6.63，P < 0.001)；是否独生子女(t=0.95，P>0.05)、不同生源地的学生(t=0.82，P>0.05)得分无明显差异。自我和谐得分上，男大学生的自我和谐得分显著低于女大学生(t=2.16，P < 0.05)；来自农村的学生显著高于来自城镇的学生(t=-3.02，P < 0.01)；是否独生子女的学生自我和谐得分无明显差异(t=-1.47，P>0.05)。外貌焦虑得分上，男大学生得分显著低于女大学生(t=-3.70，P < 0.001)；是否独生子女、不同生源地的学生得分无明显差异(t=0.09，P>0.05、t=-1.19，P>0.05)。见表 1。

表 1

表 1 大学生身体满意度、自我和谐和外貌焦虑在不同人口学变量上的差异比较 人口学变量 身体满意度 自我和谐 外貌焦虑 性别   男 27.89±5.90 93.66±12.27 37.66±6.68   女 25.24±6.04 91.97±11.45 39.45±7.56    t值 6.63 2.16 -3.70    P值 < 0.001 0.031 < 0.001 是否独生子女   独生 26.61±5.96 91.10±12.43 38.90±7.77   非独生 26.06±6.14 92.75±11.65 38.84±7.26    t值 0.95 -1.47 0.09    P值 0.345 0.141 0.932 生源地   城镇 26.42±6.29 90.49±12.04 38.34±7.51   农村 26.04±6.07 93.14±11.60 38.99±7.27    t值 0.82 -3.02 -1.19    P值 0.411 0.003 0.235

表 1 大学生身体满意度、自我和谐和外貌焦虑在不同人口学变量上的差异比较

以年龄、生源地、是否独生子女作为控制变量采取偏相关分析，发现性别与身体满意度呈显著负相关(r=-0.20，P < 0.001)、与外貌焦虑呈正相关(r=0.12，P < 0.001)；身体满意度与外貌焦虑呈显著负相关(r=-0.61，P < 0.001)，身体满意度与自我和谐呈显著负相关(r=-0.28，P < 0.001)，自我和谐与外貌焦虑呈显著正相关(r=0.43，P < 0.001)。见表 2。

表 2

表 2 身体满意度、自我和谐与外貌焦虑之间的偏相关分析(r值，n=1007) 得分(分，x±s) 性别 身体满意度 自我和谐 外貌焦虑 性别 - - 身体满意度 26.13±6.12 -0.20*** - 自我和谐 92.54±11.75 -0.06 -0.28*** - 外貌焦虑 38.85±7.32 0.12*** -0.61*** 0.43*** - 注：* P < 0.05, * * P < 0.01, * * * P < 0.001

表 2 身体满意度、自我和谐与外貌焦虑之间的偏相关分析(r值，n=1007)

身体满意度显著负向预测外貌焦虑(β=-0.61，P < 0.001)，自我和谐正向预测外貌焦虑的(β=0.28，P < 0.001)。进一步使用Hayes开发的PROCESS程序，控制人口学变量的条件下来进行中介效应检验。自我和谐在身体满意度与外貌焦虑之间起部分中介作用，中介效应值为-0.09，95%的置信区间为[-0.11，-0.06]，中介效应占总效应的13.11%。详见表 3、表 4。

表 3

表 3 回归分析及中介效应检验(β值，n=1007) 回归方程 拟合指数 回归系数显著性 结果变量 预测变量 R R2 F β Bootstrap下限 Bootstrap上限 t P 外貌焦虑 0.61 0.37 118.84 < 0.001 年龄 0.03 -0.02 0.07 1.22 0.223 性别 -0.01 -0.11 0.11 -0.04 0.972 生源地 0.03 -0.07 0.20 0.98 0.329 独生子女 -0.03 -0.26 0.06 -1.27 0.206 身体满意度 -0.61 -0.66 -0.56 -23.82 < 0.001 自我和谐 0.33 0.11 24.01 < 0.001 年龄 0.08 0.02 0.12 2.68 0.008 性别 -0.12 -0.38 -0.13 -3.87 0.001 生源地 -0.06 -0.02 0.29 1.74 0.083 独生子女 -0.06 -0.14 0.25 0.57 0.566 身体满意度 -0.30 -0.36 -0.24 -9.88 < 0.001 外貌焦虑 0.67 0.44 132.98 < 0.001 年龄 -0.01 -0.03 0.05 0.34 0.737 性别 0.03 -0.03 0.17 1.34 0.181 生源地 0.01 -0.10 0.15 0.42 0.678 独生子女 -0.04 -0.27 0.03 -1.55 0.122 身体满意度 -0.52 -0.57 -0.48 -20.76 < 0.001 自我和谐 0.28 0.23 0.33 11.32 < 0.001 注：模型中所有连续变量均采用标准化处理后带入回归方程，下同。

表 3 回归分析及中介效应检验(β值，n=1007)

表 4

表 4 中介效应分解表 中介变量 效应 效应值 SE Boot CI下限 Boot CI上限 效应占比/% 直接效应 -0.52 0.03 -0.58 -0.48 85.25 自我和谐 间接效应 -0.09 0.01 -0.11 -0.06 14.75 总效应 -0.61 0.03 -0.66 -0.56 100

表 4 中介效应分解表

为检验性别的调节作用，采用Hayes开发的PROCESS程序中Model 8，在控制其他人口学变量的条件下对有调节的中介模型进行检验。结果表明，身体满意度与性别的交互项显著负向预测自我和谐、外貌焦虑(β=-0.16，P < 0.05；β=-0.12，P < 0.05)，见表 5。不同性别下，身体满意度对外貌焦虑的直接效应以及自我和谐的中介效应值及95%Bootstrap置信区间如表 6所示。

表 5

表 5 有调节的中介模型检验(β值，n=1007) 回归方程 拟合指数 回归系数显著性 结果变量 预测变量 R R2 F β Bootstrap下限 Bootstrap上限 t P 自我和谐 0.34 0.12 21.05 < 0.001 年龄 0.07 0.02 0.12 2.80 0.005 生源地 0.14 -0.01 0.29 1.78 0.075 独生子女 0.06 -0.13 0.25 0.62 0.533 性别 -0.23 -0.36 -0.10 -3.49 < 0.001 身体满意度 -0.30 -0.36 -0.24 -9.85 < 0.001 身体满意度*性别 -0.16 -0.28 -0.03 -2.39 0.017 外貌焦虑 0.67 0.45 101.22 < 0.001 年龄 -0.01 -0.03 0.04 0.47 0.636 生源地 0.03 -0.09 0.15 0.46 0.639 独生子女 -0.12 -0.26 0.04 -1.49 0.134 性别 0.09 -0.02 0.19 1.67 0.096 身体满意度 -0.52 -0.57 -0.48 -20.81 < 0.001 自我和谐 0.28 0.23 0.33 11.13 < 0.001 身体满意度*性别 -0.12 -0.23 -0.02 -2.41 0.015

表 5 有调节的中介模型检验(β值，n=1007)

表 6

表 6 不同性别下身体满意度对外貌焦虑的直接效应以及自我和谐的中介效应 性别 路径 效应值 SE Boot CI下限 Boot CI上限 男 直接效应 -0.44 0.04 -0.52 -0.36 中介效应 -0.06 0.02 -0.10 -0.02 女 直接效应 -0.56 0.03 -0.62 -0.50 中介效应 -0.10 0.02 -0.13 -0.07

表 6 不同性别下身体满意度对外貌焦虑的直接效应以及自我和谐的中介效应

采用简单斜率图进一步考察性别的调节作用，结果表明：无论男生(β=-0.20，P < 0.001)还是女生(β=-0.36，P < 0.001)，身体满意度对自我和谐存在显著的负向预测作用，即自我和谐得分随着身体满意度水平的增加而显著下降，说明自我和谐水平随之增高；且与男生相比，女生下降趋势更为明显(见图 1)。在男生(β=-0.44，P < 0.001)、女生(β=-0.56，P < 0.001)群体中，身体满意度对外貌焦虑均具有显著的负向预测，即随着身体满意度的增加，外貌焦虑水平显著下降，且与男生相比，女生下降趋势更为明显(见图 2)。

图 1

图 1 性别在身体满意度与自我和谐之间关系的调节作用

图 2

图 2 性别在身体满意度与外貌焦虑之间关系的调节作用

外貌焦虑已经成为国内外研究的热点问题^[13]。本研究探讨了身体满意度对大学生外貌焦虑的影响及其作用机制，分析了自我和谐的中介作用以及性别的调节作用。本研究发现，身体满意度显著负向预测大学生的外貌焦虑，当个体对身体越不满意时，外貌焦虑的水平越高，本研究结果与Rodgers等^[14]研究一致。大学生正处于自我概念形成的关键时期，随着自我意识、人际关系等的发展，个体会以各种各样不同的角度来对自己的身体各个方面进行评价^[15]。当个体对自己的要求变高时，负面评价就越来越多，对自己身体不满意也成了一个普遍现象^[16]。

本研究发现个体的身体满意度显著负向预测自我和谐，即当个体对自己的外表相貌越满意，自我和谐水平就越高。根据罗杰斯人格理论^[17]，自我分为理想自我与真实自我。理想自我指的是个体希望变成谁，代表个体最希望拥有的特征；真实自我是指个体认为自己是谁，是个体通过对自己经验的客观反映以及对自我的客观评价。当个体觉知到的自我与实际经验之间出现不一致时，就会体验到内心的紧张和纷扰，即自我不和谐状态。社会比较理论(Social Comparison Theory)认为，当发现理想与现实之间存在差距时，个体会努力的拉近理想与现实的距离^[18]。本研究结果表明，自我和谐显著正向预测外貌焦虑，并且还在身体满意度与外貌焦虑之间起中介作用。当个体对身体外貌不满意，出现自我不和谐状态时，即个体发现自己的真实自我与理想自我存在一定差异时，为了保持自我和谐状态的平衡，其就会采取多种防御措施^[17]，这将使个体更容易产生外貌焦虑。

本研究发现，身体满意度对大学生自我和谐和外貌焦虑的影响受到性别的调节。相比男生，身体满意度对外貌焦虑的直接影响以及自我和谐的中介作用在女生中更强。换言之，女生要比男生有更严重的外貌焦虑水平，更低的自我和谐水平，这与以往研究结果一致^[19-20]。Vogt^[21]发现女性比男性更容易受到与外表相关的信息的影响，且更可能内化“瘦即是美”的观点。这意味着女性在评价自己时更倾向于强调外表而非身体属性。因此，女性会比男性更多地关注自己的外表以及与外表相关的信息，也更担心和不满意自己的身体形象。外表吸引力刻板印象(Physical Attractiveness Stereotype)认为，当我们认识一个新朋友时，我们首先注意到的是他/她外表有多吸引人，虽然印象可能会随着时间而改变，但是对美的最初的判断会促使我们决定是否继续关注他/她^[22]。在社会交往过程中，有吸引力的人往往被认为是更有能力和更聪明，有吸引力的人更容易交朋友，具有更高的人际吸引力。由于女性比男性更关注自己外表相关的信息，当女性对自己身体不满意时，会误认为自己缺乏吸引力，这影响了他们对自己在别人眼中的形象的看法，打破了自我和谐的平衡状态，从而导致外貌焦虑水平的增加。

本研究通过有调节的中介模型探讨了身体满意度对大学生外貌焦虑的影响，进一步揭示自我和谐的中介作用以及性别的调节作用。研究结果既表明了身体满意度是如何作用于外貌焦虑，也表明了身体满意度对外貌焦虑的影响的性别差异，尤其是验证了自我和谐在身体满意度和外貌焦虑之间的中介作用，扩展了大学生外貌焦虑影响机制的研究。

首先，身体满意度对外貌焦虑有显著的直接影响，这提示大学生应正确认识自我，不要盲目追求大众传媒所宣扬的畸形的审美观。其次，低身体满意度会破坏自我和谐，使个体产生紧张、担忧的内心，进而导致外貌焦虑。因此，学校和家长都应该有意识地去引导学生合理看待他人评价，社会大众媒体应该提高媒体素养，宣扬正确的价值观和人生观。针对外貌焦虑还可以通过干预身体不满意的方式来改善，身体不满意的风险因素是来自社会来源，包括家庭、同伴、社会的外表压力。为了转变青少年和青年在身体意象方面的错误观念，Stice和Presnell^[23]开发了“身体项目(Body project)”，参与者可以通过角色扮演的方式来改变他们的直接外表环境，以改变同伴外表对话的负面方向，并减少外表负面评价。也可以通过心理活动、团体辅导、认知矫正训练等方式让学生认识正确地认识自我，接纳自己不完美的一面，不要仅仅只是关注自己的缺点和失败等消极方面，改变自我的不合理信念，学会合理看待外界的评价，尊重自己的外表，提升自我价值感和自我和谐水平，弱化外貌焦虑程度。

本研究也存在一些不足。首先，本研究的数据收集方法采用的是问卷调查法，被试均是自我报告其当前的状态，可能存在一定的误差。未来可以考虑从同伴、父母、学校的角度来进行收集数据。其次，本研究采用的是横断面研究设计，尽管是建立在以往的理论和实证研究的基础上，但也难以保证变量之间的关系是否存在长期效应，未来可以采用纵向研究核试验结合来进一步考察，深入探讨变量之间的作用机制。

利益冲突：所有作者均申明不存在利益冲突。