1 引言
近年来，随着社交媒体网络的发展和智能手机的普及，大量与体貌信息有关的短视频、图片等充斥在网络环境中，由此更易引发个体对自身的体貌产生消极认知，外貌焦虑一词也应运而生。“爱美之心人皆有之”，对于初中生群体而言更是如此(Caner et al., 2022)。对外表过度关注不仅影响初中生的学习和生活，同时也会影响心理健康(Hawes et al., 2020)。身体监控作为外貌焦虑的一种外部行为表现，与外貌焦虑存在密切联系，其指的是个体为了避免受到他人对自己外表的消极评价，或为了符合社会普遍期待的外在形象标准，而过分关注自己的外表(Milan & Perez, 2021)。初中学生处于青春期早期，对自身外表的关注也愈发频繁，过度的外表关注不仅会危害个体的身体健康，还可能损害心理健康(张红红, 王葵, 2024)。基于此，本研究将聚焦于初中生的身体监控现象，为初中生身体监控问题的实践干预提供理论支持，以期预防过度的身体监控给初中生身心发展带来的危害。
抑郁症状是指个体因无法应对生活中的压力事件而产生的一种短暂消极情绪症状(Orsolini et al., 2020)。抑郁症状不同于临床上所指的抑郁症，其主要反映个体对外部压力的反应状态。研究表明，抑郁症状与身体监控间存在显著正相关(王雅琴, 黄明明, 2021)。物化理论(objectification theory)认为当个体对自身外貌进行监控时会占用认知资源，使个体将注意力集中于外表(Jones & Griffiths, 2015)。这会导致个体忽略自身内在的身体感受，因此更易使个体出现抑郁等心理问题。与此同时，来自比利时的一项研究发现，身体监控与抑郁存在正相关，当个体对身体的监控的程度越高时，则越容易出现抑郁症状(Wollast et al., 2019)。一项来自英国的大型追踪研究的结果也显示，青少年14岁时的身体满意度可以直接预测其18岁时的抑郁症状(Bornioli et al., 2021)。另外，从抑郁的认知理论出发，抑郁的个体倾向于采用负性自动思维模式，对自身和外界信息的加工更加关注消极方面(Haaga et al., 1991)。Barnes等人(2020)的研究结果显示个体的抑郁水平同样可以影响其对自身的身体满意度。Magson等人(2023)亦发现个体的心理健康水平可以预测随后的外表满意程度。所以本研究认为抑郁症状较高的初中生会更容易过度关注自身外表。然而，以往大多数研究仅仅关注身体监控和抑郁症状之间的单向关系，却忽视了两者间可能存在双向联系。据此本研究提出假设H1：初中生身体监控和抑郁症状之间存在双向的预测作用。
物化理论起源于女性主义理论，常用于解释女性比男性更普遍的心理问题(Fredrickson & Roberts, 1997)。该理论指出，女性在许多文化中被看作是为了取悦他人而存在的“物体”，特别是通过外貌来评判女性的价值(Santoniccolo et al., 2023)。当前，随着社会的发展和社交网络的兴起，物化理论不再局限于女性，男性也可能经历身体物化的现象(Boursier & Gioia, 2022)。相关的综述研究发现，在文化多元和网络普及的当代，物化理论同样也适用于男性(Rounsefell et al., 2020)。越来越多的男性也会因感受到身体不满而过度地关注外表，从而影响心理健康(Murnen & Karazsia, 2017)。然而，以往与物化理论相关的研究大多以女性为被试。但是随着社会的发展，许多男性也越来越关注自己的外表，因此本研究认为同时考察男性和女性的身体监控情况有着重要的实践价值(Gerrard et al., 2021)。综上所述，本研究认为有必要将男性和女性同时纳入研究，同时提出假设H2：身体监控与抑郁症状之间的关系可能存在显著的性别差异。
随着积极心理学的发展，个体心理和行为问题的发生有了一个新的研究视角。即个体出现心理问题不仅仅是因为消极因素的影响，同时也是因为缺乏积极因素。主观幸福感(subjective well-being)是指个体参照自身设定的标准对生活质量做出整体性的评价(Diener et al., 1985)。一项针对比利时女性身体监控的调查结果显示，个体的身体监控水平越高，其主观幸福感水平就越低(Wollast et al., 2019)。Mo和Bai(2023)通过调查中国湖南省和河南省的高中生发现，高中生的外貌焦虑越严重，其幸福感水平越低。因此，身体监控可能对主观幸福感具有跨时间的预测作用。此外，心理资本理论认为拥有更多心理资本的个体能够更为有效地应对压力，减少消极因素对身心健康的消极影响(Sabaitytė, 2014)。主观幸福感作为一种积极心理资源，对青少年的身心健康有着重要影响(何然 等, 2023)。如杨琴等人(2021)在一项关于中国青少年抑郁的研究中发现，主观幸福感是影响个体抑郁的重要风险因素。不仅如此，主观幸福感还可以预测个体日后发生抑郁的风险几率。来自美国的一项时间横跨两年的纵向研究发现，评估个体当下的幸福感可以预测其未来出现抑郁的风险(Grant et al., 2013)。因此，主观幸福感对抑郁症状可能存在跨时间的预测作用。本研究提出假设H3：主观幸福感可能在初中生身体监控和抑郁症状间起到纵向中介作用。
综上所述，本研究通过构建交叉滞后模型探究初中生身体监控与抑郁症状之间存在的预测关系以及性别差异，同时进一步考察主观幸福感在身体监控与抑郁症状间的纵向中介作用。主要探究三个问题：(1)初中生身体监控和抑郁症状之间可能存在相互预测关系；(2)初中生身体监控和抑郁症状的交叉滞后模型可能存在性别差异；(3)主观幸福感在初中生身体监控和抑郁症状之间可能起到纵向中介作用。
2 研究方法
2.1 被试
选取湖南省长沙市某所中学的初中生为研究对象，采用集体施测的方式进行调查。该研究已经过湖南师范大学心理研究伦理委员会的批准。参与问卷调查的学生及其家长签订了知情同意书，在问卷调查结束后给予了参与者小礼品奖励。从2021年12月(T1)到2022年6月(T2)对该校初中学生进行为期半年的两次追踪调查。首次施测共获取有效被试906人，第二次施测获取有效被试911人，使用班级与生日的组合编号作为键值，对两次施测的数据进行合并，仅有T1时刻数据的参与者标记为1，具有T1时刻和T2时刻两次完整数据的参与者标记为2，两次都参与测试且问卷填写有效的被试共计756人(Mage=13.95岁, SD=0.44岁)，其中男生369人(48.8%)，女生387人(51.2%)；初一学生380人(50.3%)，初二学生376人(49.7%)。两次调查流失被试150人，被试流失率为16.56%。此外，对流失被试T1时刻的身体监控、主观幸福感、抑郁症状进行独立样本t检验，对性别进行χ2检验。结果显示与具有完整数据的被试相比，流失被试在身体监控、主观幸福感、抑郁症状、性别上均不存在显著差异(t身体监控=1.14, p=0.26; t主观幸福感=−1.68, p=0.09; t抑郁症状=−0.58, p=0.56; χ2=0.86, p=0.35)，这表明两个时间点的数据不存在结构化的被试流失。
2.2 研究工具
2.2.1 客体化身体意识−身体监控分量表
采用陈欣和蒋艳菊(2007)修订的客体化身体意识−身体监控分量表，该量表用来测量个体对自身身体的监控水平。该量表为单维量表，共计8个条目(如“我很少关注自己的外表看起来怎样”)，采用7点计分，从1(“完全不符合”)到7(“完全符合”)。其中1～4题、7～8题为反向计分，总分越高则表示个体的身体监控水平越高。本研究中客体化身体意识−身体监控分量表T1和T2时的Cronbach’s α系数分别为0.79和0.88。
2.2.2 简版流调中心抑郁量表
采用Andresen等人(1994)编制的简版流调中心抑郁量表，该量表在中国青少年群体中信效度良好(Yang et al., 2018)。量表由10个条目构成(如“我感到忧郁”)，采用4点计分，从0(“没有或很少有”)到3(“绝大多数或全部”)。其中第5题和第8题为反向计分，总分越高代表抑郁症状越严重。本研究中简版流调中心抑郁量表T1和T2时刻的Cronbach’s α系数分别为0.84和0.84。
2.2.3 主观幸福感问卷
主观幸福感问卷由Diener等人(1985)编制的生活满意度量表(Satisfaction with Life Scale, SWLS)和Watson等人(1988)编制的积极−消极情绪量表(Positive and Negative Affect Scale, PANAS)构成，该问卷在中国样本中具有良好的适用性(Xiang et al., 2021)。SWLS包含5个项目，采用7点评分，从1(“强烈不同意”)到7(“强烈同意”)，评估生活满意度(例如，“我对自己的生活感到满意”)。PANAS包含12个项目，采用7点评分，从1(“几乎从不”)到7(“总是或几乎总是”)，测量积极情绪(例如，“愉快”)和消极情绪(例如，“害怕”)。主观幸福感得分为生活满意度得分与积极情绪得分之和减去消极情绪得分，总分越高则表示个体的主观幸福感水平越高。在T1时，SWLS的Cronbach’s α系数为0.91，NA的Cronbach’s α系数为0.82，PA的Cronbach’s α系数为0.90。在T2时，SWLS的Cronbach’s α系数为0.95，NA的Cronbach’s α系数为0.90，PA的Cronbach’s α系数为0.93。
2.3 数据处理
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
由于本次调查研究的数据均收集于被试的自我报告，存在无法规避的共同方法偏差。为尽可能地减少共同方法偏差的影响，在调查开始前进行相应控制，如问卷调查以匿名方式进行，设置反向表述题等。本研究采用Harman单因素检验对两次调查的全部题项进行探索性因素分析，结果显示，共有13个因子的特征根大于1，第一个因子的方差解释率为19.96%(小于40%的临界标准)，因此，共同方法偏差的问题不严重。
3.2 描述统计和相关分析
使用量表的总分进行皮尔逊相关分析，主要变量的相关系数、均值和标准差等统计指标均在表1 中列出。这些变量之间的关系与预期结果相符。具体而言，T1抑郁症状、T2抑郁症状、T1身体监控、T2身体监控之间呈现两两正相关，且都与T1主观幸福感之间存在显著负相关关系。
表1 描述统计和相关分析(n=756) |
| 变量 | M±SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 1. T1身体监控 | 27.61±8.80 | |||||
| 2. T2身体监控 | 29.19±10.47 | 0.22*** | ||||
| 3. T1主观幸福感 | 36.15±17.72 | −0.30*** | −0.19*** | |||
| 4. T2主观幸福感 | 32.37±17.79 | −0.17*** | −0.31*** | 0.31*** | ||
| 5. T1抑郁症状 | 8.55±6.17 | 0.25*** | 0.16*** | −0.71*** | −0.33*** | |
| 6. T2抑郁症状 | 10.05±6.29 | 0.11** | 0.12** | −0.26*** | −0.60*** | 0.30*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 测量不变性检验
由于本研究横跨两个时间点，为确保变量具有跨时间效应分析的稳定性和可靠性，需要对量表的跨时等值性进行检验。结果如表2 所示，van de Schoot等人(2012)认为ΔRMSEA<0.015和ΔCFI<0.01为标准，如若结果满足该条件，则接受相应的不变性假设。因此在本研究中各量表的形态不变性、单位不变性和尺度不变性的ΔRMSEA和ΔCFI均满足要求，表明3个量表的测量不变性检验成立。
表2 各变量的纵向测量等值性检验 |
| 变量 | 模型 | χ²/df | RMSEA | CFI | TLI | SRMR | 模型比较 | ∆RMSEA | ∆CFI |
| 身体监控 | M1：形态等值 | 8.24 | 0.11 | 0.86 | 0.85 | 0.09 | |||
| M2：单位等值 | 8.24 | 0.11 | 0.85 | 0.84 | 0.09 | M2 vs M1 | −0.002 | 0.003 | |
| M3：尺度等值 | 8.23 | 0.11 | 0.85 | 0.84 | 0.09 | M3 vs M2 | −0.004 | 0.004 | |
| 生活满意度 | M1：形态等值 | 10.31 | 0.11 | 0.96 | 0.94 | 0.03 | |||
| M2：单位等值 | 9.38 | 0.11 | 0.96 | 0.94 | 0.03 | M2 vs M1 | 0.005 | 0.001 | |
| M3：尺度等值 | 8.36 | 0.10 | 0.96 | 0.95 | 0.03 | M3 vs M2 | 0.006 | −0.001 | |
| 积极情绪 | M1：形态等值 | 7.23 | 0.09 | 0.96 | 0.94 | 0.04 | |||
| M2：单位等值 | 6.80 | 0.09 | 0.96 | 0.95 | 0.04 | M2 vs M1 | 0.003 | 0.001 | |
| M3：尺度等值 | 6.21 | 0.08 | 0.96 | 0.95 | 0.04 | M3 vs M2 | 0.005 | −0.001 | |
| 消极情绪 | M1：形态等值 | 5.72 | 0.08 | 0.95 | 0.92 | 0.03 | |||
| M2：单位等值 | 5.52 | 0.08 | 0.94 | 0.92 | 0.04 | M2 vs M1 | −0.002 | 0.009 | |
| M3：尺度等值 | 5.40 | 0.08 | 0.94 | 0.93 | 0.04 | M3 vs M2 | 0.005 | −0.002 | |
| 抑郁症状 | M1：形态等值 | 7.44 | 0.09 | 0.87 | 0.84 | 0.07 | |||
| M2：单位等值 | 7.49 | 0.09 | 0.86 | 0.84 | 0.08 | M2 vs M1 | −0.001 | 0.009 | |
| M3：尺度等值 | 7.11 | 0.09 | 0.86 | 0.85 | 0.08 | M3 vs M2 | 0.003 | −0.001 |
3.4 交叉滞后分析及模型的性别差异检验
采用Amos23.0对初中生身体监控和抑郁之间的双向关系进行交叉滞后分析，采用最大似然法进行检验。在控制年级后，模型拟合指标为：χ2/df=1.46，RMSEA=0.05，SRMR=0.05，CFI=0.98，GFI=0.99。进一步的分析如图1 所示，身体监控和抑郁症状的自回归路径均显著(β=0.19, SE=0.04, p<0.001; β=0.29, SE=0.04, p<0.001)；T1抑郁症状对T2身体监控的预测作用不显著(β=0.04, SE=0.04, p>0.05)；T1身体监控对T2抑郁症状的正向预测作用显著(β=0.11, SE=0.04, p<0.01)。该结果揭示初中生的身体监控仅单向预测抑郁症状的发生。
为了进一步探究初中生身体监控与抑郁症状之间是否存在性别一致性，对参与者进行了按性别分组的多组结构方程模型分析。首先，本研究构建了一个自由估计模型，允许男性和女性组中的所有参数自由估计。随后，构建限制模型进行参数估计，将男女两组的自回归与交叉滞后路径设定为等值，使用卡方差异检验来比较两个模型的拟合程度。研究结果显示，两个模型之间存在显著差异：Δχ2=10.97，Δdf=4，p<0.05，卡方差异显著，即交叉滞后模型存在显著的性别差异。具体表现为：男生T1时的身体监控无法显著预测T2时的抑郁(β=0.09, SE=0.05, p>0.05)，女生T1时的身体监控显著正向预测T2时的抑郁(β=0.15, SE=0.05, p<0.01)。
3.5 主观幸福感的纵向中介效应检验
参照方杰等人(2021)提出的纵向中介检验方法，构建一阶交叉滞后面板模型来检验主观幸福感的中介作用。该方法已被既往研究证明可行，可用来探究中介变量在两个时间点上如何影响自变量和因变量之间的关系(李文辉 等, 2024; Wang et al., 2023)。所有变量均已进行标准化，使用Bootstrap法，重复抽样5000次，在95%的置信区间下进行显著性检验。在控制性别和年级后，模型拟合指标为：χ2/df=4.74，RMSEA=0.07，SRMR=0.05，CFI=0.98，GFI=0.98。路径系数如图2 所示，T1身体监控显著负向预测了T2主观幸福感(β=−0.23, SE=0.05, p<0.001)。其次，T1主观幸福感显著负向预测了T2抑郁症状(β=−0.11, SE=0.01, p<0.05)。身体监控可以通过主观幸福感的中介作用进一步预测抑郁症状(ab=0.03, 95% CI=[0.01, 0.02])。同时，由于T1身体监控对T2抑郁症状的预测不显著，表明主观幸福感在初中生身体监控对抑郁症状影响间起到完全中介作用。
4 讨论
在社交网络发达的今天，人人都可以通过互联网浏览到“帅哥美女”，也更容易将自身的形象与网络上他人的形象进行对比，造成自我物化(Di Gesto et al., 2023)。本研究基于物化理论，并采取追踪研究的范式，以身体监控和抑郁为变量，构建了一个交叉滞后模型，探究了二者之间的纵向关系，并进一步考察了此模型是否具有跨性别的一致性。此外，仅仅考察身体监控和抑郁之间的纵向关系，显然较难满足实际干预的需要。基于此，本研究将主观幸福感作为中介变量纳入模型，探讨主观幸福感是否在初中生身体监控和抑郁症状之间发挥纵向中介作用，进一步解释了身体监控与抑郁症状之间的具体作用机制。
4.1 初中生身体监控和抑郁症状的关系
交叉滞后分析显示，身体监控和抑郁症状的自回归均显著，这说明在初中阶段，身体监控与抑郁症状的发展具有一定的稳定性。此外，T1身体监控可以显著正向预测T2抑郁症状，但T1抑郁症状无法预测T2身体监控，这表示身体监控和抑郁症状之间不存在双向关系。追求美是人的本性，但如果过度地关注自身的外表，则是一种本末倒置的行为。性客体化理论(sexual objectification theory)认为当个体对自身外貌进行监控时会占用认知资源，使个体将注意力集中于外表，而忽略了自身内在的身体感受，因此更易使个体出现心理健康问题。青春期早期是自我意识快速发展的阶段，因此个体会更加关注自身的外表。此外，虽然有研究发现抑郁可以预测个体随后的外表满意度(Ohannessian et al., 2019)，但是身体监控作为一种与身体自我密切相关的行为习惯，在较短的时间内具有稳定性(魏祺 等, 2017)。而本研究仅进行了为期6个月的追踪调查，可能不足以让这种变化显现出来。并且根据抑郁的认知理论，抑郁的个体会倾向于对自身进行负面评价，表现在外表上则会产生更多的身体羞耻感和不满意感(Haaga et al., 1991)。但可能由于身体监控是一种行为，而抑郁的个体存在情绪低落和动力缺乏等原因，所以可能对身体监控这一行为上的影响不如身体羞耻、身体满意度等与自我评价和情绪体验相关的因素明显。这可能是本研究中T1时期的抑郁症状无法预测T2时期的身体监控的重要原因。
4.2 初中生身体监控和抑郁症状关系上的性别差异
本研究发现初中生身体监控与抑郁症状的交叉滞后模型存在显著的性别差异，具体表现为女生T1身体监控可以预测T2抑郁症状，而在男生中这种预测则不显著。此结果验证了物化理论更适用于女性群体，与以往的研究结果一致(Jones & Griffiths, 2015)。一方面，从进化心理学的角度来看，女性追求外在美的动机是为了适应人类进化中性选择的一种适应机制，所以女性会趋向于更加关注自身的外表吸引力(Maestripieri et al., 2017)。另一方面，根据物化理论，女性的身体在文化、媒体、广告等方面往往被当作“物品”来评判，导致女性相比男性更容易对自己的外貌产生过度关注，进而影响心理健康。女生从小接受到更多关于外貌、仪表和体型的社会化信息，而这些信息通常强调外貌对社会认同和个人价值的重要性(Choukas-Bradley et al., 2022)。此外，青春期早期是个体自我意识快速发展的时期，这种自我意识也会反映在衣着打扮方面，表现为更爱关注自己的外在(He et al., 2020)。最后，男生和女生在青春期早期的生理变化上也存在差异，女生在青春期常面临体型变化(如体脂增加)(Trang et al., 2019)。这可能与主流审美标准产生冲突，导致更高的外貌不满和抑郁风险。而男生在这一阶段的身体变化，如肌肉发育，可能更符合文化期望。这些在一定程度上解释了为什么本研究中初中女生的T1身体监控可以预测T2抑郁症状，而在男生群体上却不能。
4.3 主观幸福感的纵向中介作用
该研究还发现，主观幸福感在初中生身体监控与抑郁症状之间起到了完全中介的作用。过度的身体监控行为降低了初中生的主观幸福感，从而使其出现抑郁症状。主观幸福感作为一种内部积极资源，可能会因过度的身体监控行为而受损。当个体从事身体监控并感到身体不满意时，他们更有可能感到羞耻，这可能导致主观幸福感的下降(Wollast et al., 2019)。此外，根据主观幸福感的社会比较理论，个体对其幸福程度的看法是基于与某些外部标准(如社会期望等)进行比较的主观感受(Buunk et al., 2013)。基于不同的标准进行比较时，个体就会产生情绪上的差异。当个体进行过度的身体监控时，会将自己的外表与他人进行比较，从而导致对自身外表的不满增加，进而降低主观幸福感(Seekis et al., 2020)。而主观幸福感的下降则可能导致抑郁和其他心理健康问题的出现(Hu et al., 2023)。不仅如此，随着微信、微博等社交媒体平台的广泛使用，初中生更容易浏览到各种身材和外表出众的个体。这可能会在不知不觉中增加初中生对自身外表的关注并进行比较，损害主观幸福感，产生消极情绪，最终对其心理健康产生负面影响(Ekinci & Akat, 2023)。因此，主观幸福感在初中生身体监控与抑郁症状之间起到了纵向中介的作用。
本研究采用纵向设计，在六个月的时间内进行了两次问卷调查，虽然在一定程度上揭示了初中生身体监控与抑郁症状之间的关系，以及主观幸福感在其中的作用，但仍存在以下局限性：首先，本研究采用问卷调查法，故不可避免地存在报告偏倚的风险，同时也难以证明变量之间的因果关系。因此，研究者计划在未来的研究中设计相关实验，以期揭示因果关系。其次，本研究仅对被试进行了为期半年的两次追踪调查，结果显示初中生身体监控和抑郁间具有潜在的纵向关联，但两次调查数据建构的交叉滞后模型无法明确预测路径的跨时间稳定性。因此，研究者计划在未来的研究中增加更多时间点的数据，以建立更为稳定的身体监控与抑郁症状关系的纵向模型。
5 结论
(1)初中生身体监控与抑郁症状间仅存在单向预测作用，初中生身体监控能够预测随后的抑郁症状，而抑郁症状不能预测随后的身体监控水平；(2)研究结果还揭示了身体监控与抑郁症状之间关系中的性别差异，在女生群体中T1时刻的身体监控能够显著预测T2时刻的抑郁症状，而在男生群体中则未观察到类似的预测作用。(3)主观幸福感在初中生身体监控与抑郁症状之间起到纵向中介的作用。