体像烦恼是介于正常体像心理和体像障碍之间的一种不正常的体像心理状态，主要由体像烦恼的消极影响引起^[1]。国内大学生体像烦恼检出率为16.4%~34.3%，网络使用是影响体像烦恼的因素之一，大学生社交网站使用与消极身体意象存在显著负相关^[2-3]。长期的社交媒体的使用显著影响青少年心理健康，例如抑郁症、焦虑症、睡眠质量等^[4]。可能会使个体产生错误的身体认知和评价，并表现出相应的消极行为，且使用社交网站的强度越高，对社交网站越有归属感，身体的不满意度就会越高^[5]。然而，社交网站的使用有利于提高个体的社交自我效能感，社交自我效能感是指个体对自身参与社交互动并在其中维持与发展人际关系的能力的自信心^[6-7]。同时，自我效能感对体像困扰有显著的预测作用，自我效能感较低的个体因为他们没有足够的自信去看待自己是怎样应对生活上的压力的，因此，较为容易产生体像困扰^[8]。本研究以大学生群体为研究对象，对社交网站使用、社交自我效能感与体像烦恼之间的关系进行探究，从社交媒体入手探究社交网站使用对大学生体像烦恼产生的影响，以找到解决此类心理问题的办法。

1 对象与方法 1.1 对象

采用简便取样的方法，对351名在校大学生进行问卷调查，回收有效问卷344份，回收率98.0%。其中，男生96人(27.91%)，女生248人(72.09%)；大一学生62人(18.02%)，大二学生66人(19.20%)，大三学生57人(16.57%)，大四学生88人(25.58%)，大五及以上学生71人(20.64%)；医学类学生66人(19.19%)，理工类学生114人(33.14%)，文科类学生107人(31.10%)，艺术类学生57人(16.57%)；乡镇学生219人(63.67%)，城市学生125人(36.33%)；独生子女103人(29.94%)，非独生子女241人(70.06%)。

1.2 方法 1.2.1 调查工具

1) 社交网站使用强度量表(Facebook Intensity Scale，FIS)。该量表由赵伟佳^[9]修订，测量社交网站对个体生活的交互渗入程度，共8道题，前2道题，分别对个体最常使用的社交网站上的好友数量，和最常使用的社交网站的平均花费时间进行统计，1~10点计分，分数越高则好友数量和花费时间越多，后6道题，1(非常不符合)~5(非常符合)点计分，得分越高，表明个体的社交网站使用强度越大。该量表Cronbach’s α为0.784。

2) 主动性社交网站使用量表(Active SNS Use Scale，ASUS)。该量表采用Frison等^[10]编制的主动性社交网站使用量表，主要是测量个体主动使用社交网站情况，共5题，1(从不)~5(总是)点计分，得分越高，表明个体就越主动使用社交网站。该量表Cronbach’s α为0.827。

3) 被动性社交网站使用量表(Surveillance Use Scale，SUS)。该量表由刘庆奇等^[11]在修订，用以测量个体被动使用社交网站的情况。量表共4道题，1(从不)~7(每天多次)点计分，得分越高，表明个体越被动性使用社交网站。该量表Cronbach’s α为0.842。

4) 大学生人际交往效能感量表(Interpersonal Efficacy Scale，IES)。该量表由谢晶^[12]编制，包括亲和、利他、自我印象、情绪控制、沟通和自我价值感6个维度。量表共36道题，每个维度包括6道题。1(完全不符合)~6(完全符合)点计分。设计正向和反向计分。得分越高，表明大学生人际交往能力越强。该量表Cronbach’s α为0.941。

5) 青少年学生体像烦恼问卷(Body Image Annoyance Scale，BIAS)。该量表由高亚兵^[13]等编制，并将体像烦恼分为形体烦恼、容貌烦恼、性别烦恼及性器官烦恼4个维度，共25道题。1(符合)~3(不符合)点计分。总分越低，表明青少年体像烦恼问题越严重。该量表Cronbach’s α为0.890。据大学生是否存在体像烦恼的筛选标准，将得分为25至49分的大学生划分为有体像烦恼群体，得分50至75分的大学生划分为无体像烦恼群体^[14]。分数越低，说明体像烦恼问题越严重。

1.2.2 调查方法

采用线上线下相结合的形式进行匿名问卷调查，调查前告知研究目的、问卷填写要求，线下问卷现场发放，填写完毕后当场收回。

1.3 统计学方法

使用SPSS23.0软件对数据进行条目编码、录入与统计分析，采用共同方法偏差检验、描述性统计分析、独立样本t检验、单因素方差分析、相关分析、逐步回归分析、中介效应检验大学生社交网站使用、社交自我效能感与体像烦恼的关系，以P < 0.05为差异有统计学意义。

2 结果 2.1 共同方法偏差检验

为进一步确保研究的有效性，在进行分析数据之前采用Harman单因素检验法进行统计控制，对问卷的所有量表的题项进行Harman单因素检验，第一个成分的方差解释率为29.284%，小于50%，故认为本研究的数据不存在严重的共同方法偏差。

2.2 大学生体像烦恼情况

具有体像烦恼问题的学生共有73人，占总人数的21.10%，其中男生共有19人，占男生总人数的19.8%，女生共有54人，占女生总人数的21.8%。性别烦恼、性器官烦恼、容貌烦恼在性别上有差异(t=2.551，P=0.011；t=-3.694，P < 0.01；t=2.198，P=0.030)，且在性器官烦恼上女性高于男性，在性别烦恼、容貌烦恼上男性高于女性；形体烦恼在性别上无差异(t=-1.357，P>0.05)。见表 1。

2.3 社交网站使用各因子、社交自我效能感及体像烦恼的群体间差异

社交网站使用强度、被动性社交网站使用在性别上存在显著差异(P < 0.05)，且女性的社交网站使用强度、被动性社交网站使用高于男性；而主动性社交网站使用、社交自我效能感、体像烦恼在性别上无显著差异(P>0.05)。社交网站使用强度、主动性社交网站使用、被动性社交网站使用、社交自我效能感、体像烦恼在生源地以及是否独生上均无显著差异(P>0.05)。见表 2。

采用单因素分析法，对社交网站使用各因子、社交自我效能感、体像烦恼分别进行年级、专业的差异性检验，检验结果如表 3。被动性社交网站使用在年级、专业上存在显著差异(P < 0.05)；社交网站使用强度、主动性社交网站使用、社交自我效能感、体像烦恼在年级、专业上均无显著性差异(P>0.05)。

2.4 社交网站使用各因子、社交自我效能感及体像烦恼的相关分析

社交网站使用强度、主动性社交网站使用、被动性社交网站使用、社交自我效能感间均存在显著正相关(P < 0.01)；社交自我效能感与体像烦恼存在显著正相关(r=0.27，P < 0.01)。见表 4。

2.5 社交网站使用各因子、社交自我效能感与体像烦恼的逐步回归分析

将被动性社交网站使用、主动性社交网站使用、社交网站使用强度、社交自我效能感作为自变量，将体像烦恼作为因变量进行逐步回归分析，经过模型自动识别，最终剩下被动性社交网站使用、社交自我效能感一共2项在模型中，R²值为0.08，可解释体像烦恼8.3%的变化原因。本研究模型公式为：体像烦恼=31.97-0.34*被动性社交网站使用+0.21*社交自我效能感。见表 5。

对模型的多重共线性检验发现，该模型不存在着共线性和自相关性，模型较好，其模型如图 1。被动性社交网站使用的回归系数值为-0.34，对体像烦恼产生负向影响(t=-2.12，P < 0.05)。社交自我效能感回归系数值为0.21，对体像烦恼产生正向影响(t=5.53，P < 0.05)。

2.6 社交自我效能感在被动性社交网站使用与体像烦恼间的中介效应分析

被动性社交网站使用、社交自我效能感与体像烦恼之间进行中介效应检验。现将被动性社交网站使用作为自变量，体像烦恼作为因变量，对社交自我效能感进行中介效应检验。路径分析如图 2、表 6、表 7。

由表 6可知，中介效应分析共涉及3个模型, 分别如下：模型一, 体像烦恼=56.72-0.1被动性社交网站使用；模型二, 社交自我效能感=119.59+1.15被动性社交网站使用；模型三, 体像烦恼=31.97-0.34*被动性社交网站使用+0.21*社交自我效能感。由表 7可知，a*b 95%CI为[0.11，0.42]，不包括0，说明社交自我效能感在被动性社交网站使用影响体像烦恼的关系中起中介作用(β=-0.34，P=0.04)。对社交自我效能感进行中介效应检验结果为中介效应的遮掩作用(a=1.15，b=0.21，P < 0.01；a*b=0.24，c'=-0.34，P=0.035)。且效应量为中介效应与直接效应的比值，其效应占比为70.41%。

3 讨论

体像烦恼是个体因为觉得自身体像上存在很大程度的缺点而产生了失望、不满意等情绪的一种心理烦恼，有体像烦恼的大学生比没有体像烦恼的大学生更容易产生心理问题，应该引起学校和社会的重视^[2]。本研究发现，有体像烦恼的大学生占总人数的21.10%。这与骆伯巍等^[1]调查结果一致，说明当前的大学生确实存在不小的体像烦恼问题。究其原因，大学阶段是大学生心理和生理发展的关键期，他们对自己的外表以及整体身体满意度等一般都比较重视，加之目前社交网站媒体普遍宣扬以瘦为美的观念，更容易造成个体对自我体像的一种认知偏差，对自己的评价普遍偏低，从而可能出现较多的体像烦恼问题。

对体像烦恼各因子进行性别的差异检验发现，男性比女性更在意性别和容貌、女性比男性更在意性器官，在形体上并无差异，而这与叶丽红等^[15]在对大学生体像烦恼的性别差异研究结果有部分不符，其研究中女性更在意容貌、男性更在意性器官，形体上并无明显差异，产生这种结果的原因可能是，在本研究所收集的男性样本数量还不够有关。在对各变量进行性别、生源地及是否独生的差异性检验时，社交网站使用强度、被动性社交网站使用情况在性别上存在显著差异，且女性的社交网站使用强度、被动性社交网站使用均高于男性。究其原因可能是女大学生在使用社交网站的时候，不只是主动地在社交网站上发布信息，也会同男大学生一样被动的使用社交网站并浏览他人信息，甚至浏览他人信息的频率远大于自己发布信息的频率，即女大学生在发布信息前会大量的浏览有关自己要发布信息的当前网络流行形式，如拍照风格、化妆风格、穿衣风格等，以保证自己能够跟上网络潮流。

在对各变量进行年级、专业的差异性检验时，被动性社交网站使用情况在年级和专业上有显著差异。其中在年级上大一＞大二＞大三＞大四＞大五及以上，产生的原因可能是大一新生由于刚入学对学校、同学都还不太适应，因此在使用社交网站的时候，不太敢发表一些自己的意见、看法等，即他们更倾向于采取默默浏览的方式来使用社交网站，随着入学年份的增加这种情况在逐渐改善，在专业上医学类＞文科类＞理工类＞艺术类，可能是因为不同专业的学生培养方案即课程安排不一样，课程相对较多的专业学生，使用社交网站的时间也就越少，因此更倾向于浏览而不是发布，以节省更多的时间来进行专业课的学习。在对各变量进行相关分析时，对主动性社交网站使用的实际研究与被动性社交网站使用的实际研究表现为相近结果，这也与王丹^[3]的结果相一致，其原因可能在于大学生在使用社交网站时，不仅依赖于社交网站，且他们既在社交平台上进行自我呈现，同时也会对好友的个人信息动态等进行浏览和查看。

本研究发现，被动性社交网站的使用与社交自我效能感呈现正相关，这与陈必忠^[16]的研究结果相反，其原因可能是大学生的线上好友与线下好友并不是高度重合的关系，其线上好友大多数是与自己生活无关的陌生人。在社交网站上呈现的内容是经过符合自身审美加工的或是按照想要获得的预期结果精心设计的加工，因此不会感到自身条件不如他人。其在线上发布的内容往往也会得到线上和线下好友的认可与赞美，而大学生心智尚未成熟，他人的认同感会帮助他们增加社交的信心。被动性社交网站使用与其体像烦恼呈负相关，其原因可能是大学生在被动性浏览社交网站时，不是仅仅会被灌输以身材焦虑的思想，还会有拒绝身材焦虑、学会与自我和解的倡议，当大学生对后者的涉猎面大于前者时，进行越多的被动性社交网站的使用，反而越有利于个体自身体像烦恼的减少。

本研究表明，社交自我效能感会对体像烦恼产生正向影响关系，即社交自我效能感得分越低的个体，其体像烦恼的得分就越低，体像烦恼的问题就越严重，说明个体对自己社交能力的不自信也会影响个体对自身体像的评价。将被动性社交网站使用作为自变量，体像烦恼作为因变量，对社交自我效能感进行中介效应检验发现存在遮掩效应。被动性社交网站使用与体像烦恼之间之所以会显示为无关，是因为被动性社交网站使用只有通过影响社交自我效能感才可以对体像烦恼起到作用，因此, 我们在这里探讨产生该结果的原因，可能是由于大学生在被动的浏览信息时很大程度上影响了自己社交的信心，使得大学生认为其社交不如意的原因是自己的体像存在不足，因而产生了体像烦恼的心理问题。

综上，本研究丰富了社交网站使用对体像烦恼的实证研究，证明了社交自我效能感在社交网站使用与体像烦恼之间确实存在着中介作用，这表明了当今的社交网站需要对大众传播正确健康多元的形象审美价值观，正确引导大学生及各个年龄阶段的个体，提升广大网络社交媒体的素养，同时各大高校需格外注意大学生的体像烦恼问题并开展进行体像教育，加强广大青年学生对自身体像的正确认识，树立正确健康的身体审美观。

同时本研究也存在一些欠缺的地方：第一，本研究部分采用网络平台来进行问卷的收集与调查，但由于一些客观条件的限制，不能保证被试的答题是否认真，且被试的男女性样本数量以及其他的人口学变量在分配上不够合理，存在一定的偏差，未来研究可在各人口学的变量达到一定的合理分配的基础上扩大样本容量。第二，本研究在施测过程中可能存在一定的问题，使得搭建的模型出现偏差，后续应当进一步深入探索其模型与机制，使得研究结果更合理。

利益冲突：所有作者均申明不存在利益冲突。