高職專科學生網絡欺凌受害與情緒性進食的縱向聯系：身體不滿與自尊的鏈式中介作用 *

紀曉寧 岸本鵬子 王文映 唐 艷 陳祉妍 丁欣放

(1 首都醫科大學醫學人文學院，北京 100069) (2 南開大學周恩來政府管理學院，天津 300350)(3 中國科學院心理健康重點實驗室(中國科學院心理研究所)，北京 100101)

1 引言

網絡欺凌(cyberbullying, CB)是指利用電子手段對個體或特定群體實施有意的、重復的、具有攻擊性的行為(Guo, 2016)。與傳統欺凌相比，網絡欺凌由于其匿名性的特點，容易造成更大的傷害，經常與各種負面后果聯系在一起，如軀體障礙、抑郁、自殺意念、創傷后應激障礙癥、學業困難等(Vaillancourt et al., 2017)。已有諸多研究表明，網絡欺凌受害(cyberbullying victims, CBV)與飲食失調行為有關(King et al., 2015; Marco et al., 2018;Ramos Salazar, 2021)。遭受負面言語評論或言語上的網絡欺凌是受害者出現飲食失調行為的重要預測因素(Sweetingham & Waller, 2008)。飲食失調行為主要包括：認知節制飲食、不受控制的飲食和情緒性進食(Karlsson et al., 2000)。其中情緒性進食(emotional eating, EE)是指個體在焦慮或憤怒等負面情緒出現時，產生暴飲暴食的沖動，被定義為一種非適應性的情緒調節行為(Frayn & Kn?uper,2018)。

情緒性進食在成年人中十分普遍。經歷不良事件后，情緒性進食有助于個體應對壓力和焦慮，獲得暫時的安慰。但這種行為并不能消除消極情緒，消極情緒會持續存在，導致額外的壓力(Rahme et al., 2021)。此外，有情緒性進食傾向的個體在進食結束后，會感到內疚、后悔，擔心自己的身體狀況(Frayn et al., 2020)。隨著時間的推移，不僅會使體重增加，還有可能增大進食障礙的患病風險。有研究表明，60%以上的超重或肥胖人群出現過情緒性進食(Frayn & Kn?uper, 2018)。在進食障礙的精神病理學研究中，情緒性進食是暴食癥的早期甄別因素(Reichenberger et al., 2021)。因此，研究情緒性進食具有獨特的意義。

Lee等人(2017)提出發展路徑模型來解釋同伴傷害和飲食失調行為之間的聯系，他們認為同伴傷害可能直接、或通過心理功能間接導致飲食失調行為。同伴傷害指成為同伴故意和反復攻擊的目標。這種同伴傷害不應該局限于形式，所有形式的受害行為都會對心理功能的適應和飲食失調行為產生有害影響，網絡欺凌受害也被視為其中的一種(Lee & Vaillancourt, 2018)。該模型認為心理功能在同伴傷害和飲食失調行為中起中介作用，并報告了心理功能的一些指標，如身體不滿、自尊、身體自尊、內化障礙等(Lee & Vaillancourt,2018)。身體不滿是飲食失調行為的一個確定風險因素(Stice & Agras, 1998)，自尊則可以預測嚴重飲食失調行為的維持或轉變(Pearson et al., 2017)。本研究主要關注身體不滿與自尊這兩個變量。基于發展路徑模型探索它們在網絡欺凌受害與情緒性進食之間的中介作用。

身體不滿(body dissatisfaction, BD)是指對自己身材或身體部位的主觀消極評價(Presnell et al.,2004)。以往研究表明，網絡欺凌受害可以預測身體不滿，同時，身體不滿可以預測情緒性進食(Ramos Salazar, 2021)。Fowler等人(2021)表明，在青春期肥胖的女孩中，網絡欺凌受害經歷與身體不滿呈正相關。van Strien等人(2005)在研究中發現，身體不滿和負面情緒之間的相互作用會使個體產生情緒性進食，導致暴飲暴食。暴飲暴食刺激了舒適感，可以分散個人的情緒痛苦，并提供情緒釋放。

除身體不滿外，Anbari等人(2020)指出自尊在解釋飲食失調行為中同樣起到重要的作用。自尊是指個體對自己作為一個人的價值的主觀評價(Orth & Robins, 2014)。前人研究發現，網絡欺凌受害與自尊有關，當個體無法應對網絡欺凌時，會誘發低自尊(Kowalski et al., 2019)。Hoare和Cosgrove(1998)認為，較低的自尊與高情緒性進食有關。Izydorczyk等人(2019)也發現，對于年輕人(包括男性和女性)，自尊是情緒性進食的一個重要心理干預變量。

綜上，根據前人研究，本研究提出如下假設。假設H1：網絡欺凌受害(T1)可以預測情緒性進食(T3)。假設H2：身體不滿(T2)與情緒性進食(T3)呈正相關，并在網絡欺凌受害(T1)與情緒性進食(T3)中起中介作用。假設H3：自尊(T2)與情緒性進食(T3)呈負相關，并在網絡欺凌受害(T1)與情緒性進食(T3)中起中介作用。

此外，自尊的領域理論認為，身體外貌是與自尊最相關的領域之一(Crocker & Wolfe, 2001)。有研究表明，自我價值過度基于外表時，高身體不滿的人往往會自尊受損(Tiggemann, 2005)。Brechan和Kvalem(2015)研究發現，身體不滿對飲食失調行為的影響是通過自尊介導的，自尊是比身體不滿更接近飲食失調行為的因素。Soohinda等人(2019)認為，年輕女性的低自尊與身體不滿高度相關，自尊是理解身體形象問題時需要考慮的重要因素。

因此，本研究提出假設H4：在中介模型中，身體不滿(T2)與自尊(T2)呈負相關。身體不滿(T2)與自尊(T2)在網絡欺凌受害(T1)和情緒性進食(T3)中起鏈式中介作用。

與以往集中考察大學生群體不同，本研究的被試來自于大專和職校，他們入學起點較低，在自我定位、個人發展以及學習方式方面表現出了更多的心理適應問題(趙荔, 2020)。同時，高職專科學歷由于社會認可度不夠，往往面臨著更多的歧視和壓力。有研究表明，高職學生的身體評價狀況更低(孫曉楠, 2016)，他們的自尊水平和面臨的網絡欺凌也與其他群體存在差異(蔡茂華, 2007;方偉, 2019)。過去幾年，高職專科學生的招生比率已經和普通本科基本平齊，這是一個比重相當大的群體。因此，將高職專科學生從普通大學生中分離出來單獨研究有其獨特的意義。

網絡欺凌受害經歷和情緒性進食對個體的身心健康均有著嚴重的負面影響，探索其中的影響因素及發展路徑對于創建有效的預防方案是很重要的(Kuijer & Boyce, 2012)。近年來，有研究者開始關注網絡欺凌受害與情緒性進食的關系(Beghin,2020; Day et al., 2022)。但兩者間的具體作用機制尚不清楚，有必要進一步探索。此外，過去的研究多采用橫斷設計，對其長期影響和潛在機制的關注較少。本研究旨在通過探索網絡欺凌受害與情緒性進食之間的縱向聯系，以及身體不滿和自尊在其中的作用機制，為預防和干預提供啟發。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法，在北方某高職專科學校對學生進行三次縱向數據采集，每次間隔3個月。第一次施測時間(T1)為2021年3月，共有301名學生參與，平均年齡為19.46±0.98歲，平均BMI為21.64±4.25。男生 235 人 (78.1%)，女生 66 人 (21.9%)。獨生子女94人(31.2%)，非獨生子女207人(68.8%)。農村人口222人(73.8%)，城鎮人口79人(26.2%)。網絡使用時間1小時以下的有7人(2.3%)，1～3小時的有81人(26.9%)，3～6小時的有124人(41.2%)，6～9小時的有63人(20.9%)，9小時以上的有26人(8.6%)。第二次施測時間(T2)為同年6月，272人參與了調查，流失率為9.6%。第三次施測時間(T3)為同年9月，160人參與了調查，流失率為46.8%。T2和T3存在流失數據的被試與3個時間點數據完整的被試，在人口統計學變量、T1網絡欺凌受害、T2身體不滿、T2自尊上均不存在顯著差異(ps＞0.05)。本研究經中國科學院心理研究所倫理委員會審批，倫理審核批準號為H21008。被試自愿參與本次調查并簽署知情同意書。

2.2 研究工具

2.2.1 受網絡欺凌行為問卷-網絡言語欺凌分量表

采用中文版受網絡欺凌行為問卷中的網絡言語欺凌分量表(尤陽, 2013; ?etin et al., 2011)，測量個體的網絡欺凌受害情況。該分量表包含5個項目，是單維度結構，被試需要根據過去12個月網絡欺凌受害的情況進行作答。采用5點計分制(1=“從不”，5=“經常”)，得分越高，表明被網絡欺凌的頻率也越高。該量表信效度良好。本研究中，該量表的Cronbach’s α值為 0.83。

2.2.2 荷蘭進食行為問卷-情緒性進食分量表

采用中文版荷蘭進食行為問卷中的情緒性進食分量表 (李勇男 等, 2018; van Strien et al., 1986)，測量個體的情緒性進食行為。該分量表包含13個項目，是單維度結構，被試需要按照5分制對這些項目進行打分(1=“從不”，5=“經常”)。得分越高，表明情緒性進食傾向越高。該量表信效度良好。本研究中，該量表的Cronbach’s α值為0.94。

2.2.3 負面身體自我量表-整體不滿分量表

采用Chen等人(2006)編制的負面身體自我量表。本研究選用其中的整體不滿分量表，測量個體的身體不滿。該分量表包含5個項目，是單維度結構。采用5點計分制(1=“完全不符合”，5=“完全符合”)，得分越高，表明對自我身體不滿的程度也越高。該量表信效度良好。本研究中，該量表的 Cronbach’s α 值為 0.85。

2.2.4 自尊量表

采用中文版Rosenberg自尊量表測量個體的自尊水平(楊燁, 王登峰, 2007)。該量表包含10個項目，是單維度結構，采用4點計分制(1=“完全不符合”，4=“完全符合”)，得分越高，表明個體自尊水平也越高。該量表信效度良好。本研究中，該量表的 Cronbach’s α 值為 0.88。

2.3 數據分析

使用SPSS23.0和Mplus8.0進行分析。為了評估缺失數據的模式，使用Little’s missing completely at random (MCAR)進行分析(Little, 1988)，結果表明，數據為完全隨機缺失(p＞0.05)。使用全息極大似然估計(FIML)程序處理缺失值(Enders, 2010)，最終301名被試的數據被納入分析。

本研究使用SPSS進行描述性分析和相關分析。采用結構方程模型(SEM)方法分析網絡欺凌受害(T1)、身體不滿(T2)、自尊(T2)和情緒性進食(T3)之間的縱向關系。把性別、地區、是否獨生子女、網絡使用時長、BMI作為協變量納入到結構方程模型中。模型擬合的標準如下(West et al.,2012)：χ2/df≤5.0，CFI≥0.90，TLI≥0.90，RMSEA≤0.08，SRMR≤0.08。

3 結果

3.1 共同方法偏差檢驗

采用單因素驗證性因子分析的方法對所有項目進行共同方法偏差檢驗。結果顯示模型的擬合很差，χ2/df=6.13，CFI=0.54，TLI=0.51，RMSEA=0.13，SRMR=0.24，說明不存在嚴重的共同方法偏差問題。

3.2 描述性分析和相關分析

根據方差膨脹因子分析，VIF≤10，說明不存在嚴重的多重共線性。網絡欺凌受害、身體不滿、自尊和情緒性進食之間存在顯著的時間相關性。網絡欺凌受害(T1)與身體不滿(T2)、情緒性進食(T3)呈正相關，與自尊(T2)呈負相關。身體不滿(T2)與自尊(T2)呈負相關，與情緒性進食(T3)呈正相關。自尊(T2)與情緒性進食(T3)呈負相關。各變量的均值、標準差和相關性如表1所示。

表1 各變量的描述統計和相關分析結果(n=301)

3.3 中介效應檢驗

首先建立測量模型。由于本研究用到的量表為單維度結構，網絡欺凌受害(T1)和身體不滿(T2)使用所有題目作為指標，對自尊(T2)和情緒性進食(T3)進行隨機打包處理，自尊量表打成3個項目包，情緒性進食量表打成3個項目包，分別作為自尊(T2)和情緒性進食(T3)的觀測指標。

將網絡欺凌受害(T1)作為預測變量，情緒性進食(T3)作為結果變量，以身體不滿(T2)和自尊(T2)為中介變量，建立鏈式中介模型。模型擬合良好，χ2/df=1.44，p＜0.001，CFI=0.97，TLI=0.97，RMSEA=0.04，SRMR=0.05。結果表明，在鏈式中介模型中，網絡欺凌受害(T1)對情緒性進食(T3)的直接效應、網絡欺凌受害(T1)通過身體不滿(T2)對情緒性進食(T3)的間接效應、網絡欺凌受害(T1)通過自尊(T2)對情緒性進食(T3)的間接效應均不顯著。網絡欺凌受害(T1)可以正向預測身體不滿(T2)，身體不滿(T2)可以負向預測自尊(T2)，自尊(T2)可以負向預測情緒性進食(T3)，T1網絡欺凌受害→T2身體不滿→T2自尊→T3情緒性進食的鏈式作用顯著。即網絡欺凌受害程度越深，越容易導致個體的身體不滿，產生低自尊，使情緒性進食行為增加。證明了假設H4。圖1顯示了鏈式中介模型的路徑系數。采用偏差校正Bootstrap檢驗，重復取樣5000次，對中介路徑進行顯著性檢驗。當路徑系數估計值的95%置信區間不包括0時，可以得出路徑系數顯著。表2說明了這些結果。

圖1 鏈式中介模型的路徑系數

表2 中介效應的顯著性檢驗

4 討論

本研究采用縱向設計，探究了網絡欺凌受害與情緒性進食之間的聯系及內在作用機制。結果表明，網絡欺凌受害可以通過身體不滿和自尊預測情緒性進食，身體不滿和自尊在其中起鏈式中介作用。

本研究發現，網絡欺凌受害與情緒性進食呈正相關。盡管此類研究還比較少，但本研究結果與前人基本保持一致。即存在飲食失調行為的個體普遍有著欺凌或網絡欺凌受害的經歷(Fernández-Felipe et al., 2021)。而在兒童或青少年時期受到欺凌，出現各種飲食失調行為的風險增加，受害者經常將暴飲暴食和嘔吐作為一種補償行為(Copeland et al., 2015)。網絡欺凌會使受害者產生負面情緒，預測了更高的情緒性進食和自殺意念(Arat, 2015)。

基于縱向發展理論的框架，本研究進一步發現，身體不滿和自尊在網絡欺凌受害與情緒性進食中起鏈式中介作用。研究結果與縱向發展理論相吻合。個體遭受網絡欺凌后，容易將他人的態度或觀點整合到自我形象中，對自己的身材或身體部位產生不滿(Kenny et al., 2018)。一旦他們對身體產生不滿，就容易受到相關心理問題的困擾，例如，長期的身體不滿會導致自尊水平的下降(Cruz-Sáez et al., 2020)。而低自尊又是不同飲食失調行為的普遍風險因素，低自尊的個體更容易出現焦慮或憤怒等負面情緒，導致情緒性進食增加(Colmsee et al., 2021)。縱向發展理論的部分過程也得到了實證研究的支持(Chen et al., 2020; Shin &Shin, 2008)。例如，有研究表明，受欺凌的經歷可能會增加身體不滿，進而導致情緒性進食和體重增加。該研究認為，身體不滿是飲食失調行為的前兆和持續伴隨癥狀，但仍需要進行縱向研究來理清其中的因果路徑(Fox & Farrow, 2009)。這些前人研究為本研究結果提供了間接支持。

當身體不滿和自尊同時被納入結構方程模型，鏈式中介作用顯著，而身體不滿和自尊在其中的單獨中介作用變得不顯著。也就是說，網絡欺凌受害優先影響身體不滿，再由身體不滿影響自尊，最后通過自尊下降誘發情緒性進食。這與自尊的領域理論是一致的(Brechan & Kvalem,2015)，即身體不滿對飲食失調行為的影響需要通過自尊介導(Kuijer & Boyce, 2012)。這可能說明在探究網絡欺凌受害與情緒性進食之間的內在作用機制時，應該整合身體不滿和自尊兩個因素，而不能只關注它們的單獨中介作用。未來的研究需要進一步檢驗這個假設。

本研究在一定程度上豐富了情緒性進食的相關研究，對未來開展有關情緒性進食的干預有一定參考意義。著重干預因變量近端的中介變量對改善因變量有更好的效果，因此，針對情緒性進食的干預可以從身體不滿和自尊出發。通過一些措施(如團體輔導、心理健康培訓課)幫助個體提升自尊水平，引導他們悅納自己，接受自己的狀態，從積極的視角審視自己的身體。面對網絡欺凌，采用更積極的應對策略，改善情緒性進食的情況。這或許能減輕他們的痛苦，維護身心健康。

本研究還存在一些不足之處。首先，由于關注群體不同，結果的外推需要謹慎，未來仍需要在更大的樣本中測試，以驗證研究結果。其次，過去的研究普遍認為，網絡欺凌和情緒性進食在男性和女性之間的表現并不總是相同。本研究受群體專業所限，男性被試居多，未來可以考慮在高職中招募更多不同專業的被試，考察該路徑在不同性別群體的適用性。此外，相關研究中對于采集數據的間隔時間，尚沒有清晰的界定。未來可以考慮將間隔時間拉長，考察該結果是否會因間隔時間不同發生變化。而且在收集數據時，為了減少流失率，增加被試的配合度，在T2和T3時間點并沒有收集所有變量，因此無法通過交叉滯后設計對所有方向的路徑進行檢驗。未來的研究有必要在所有時間點收集完整的數據，驗證各種方向的可能。最后，結果可能只適用于解釋一般網絡欺凌受害與情緒性進食之間的潛在機制，未來的研究還可以關注網絡欺凌受害的具體形式(如隱匿身份、偽造欺詐)與情緒性進食的聯系。

5 結論

網絡欺凌受害可以通過身體不滿和自尊預測情緒性進食，身體不滿和自尊在其中起鏈式中介作用。