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        大學生外表拒絕敏感性與物質(zhì)主義的關(guān)系:自我客體化與整容傾向的鏈式中介作用

        2021-11-25 12:55:52黃宇琛徐健捷李昂揚甘凱宇鄧衍鶴
        蚌埠學院學報 2021年6期
        關(guān)鍵詞:客體化整容外表

        黃宇琛 ,徐健捷,李昂揚,甘凱宇,鄧衍鶴

        (1.蚌埠學院 文學與教育學院,安徽 蚌埠 233030;2.北京師范大學 心理學部,北京 100875;3.首都師范大學 心理學院,北京市“學習與認知”重點實驗室,北京 100048)

        當前“網(wǎng)紅經(jīng)濟”迅猛發(fā)展,很多從業(yè)者憑借出眾的外貌和身材在網(wǎng)絡(luò)平臺上吸引眾多粉絲,從而獲利。造成“網(wǎng)紅”數(shù)量井噴式增長的重要原因,是對金錢等物質(zhì)財富的追求,同時出現(xiàn)了對外表的過度關(guān)注以及對物質(zhì)財富的狂熱追求,該社會現(xiàn)象背后的心理學基礎(chǔ)值得進一步思考。大學生正處于青春期,更是處于價值觀塑造的關(guān)鍵時期,正確認識大學生的心理并進行正確的價值引領(lǐng)是非常重要的。依據(jù)Dittmar提出的消費者文化影響模型,當代社會存在著兩個相互作用的理想目標,即對美好物質(zhì)生活和完美外表的追求[1]。實證研究發(fā)現(xiàn),個體外表拒絕敏感性水平(一種對他人基于外表的拒絕產(chǎn)生焦慮性預(yù)期、準備性知覺以及過度反應(yīng)的人格傾向[2])能夠顯著影響其整容傾向[3]。在實驗中,研究者先讓被試者回憶一段別人負面評價自己外表的經(jīng)歷,然后報告對整容的興趣。結(jié)果發(fā)現(xiàn),高外表拒絕敏感性個體的整容傾向顯著高于低外表拒絕敏感性個體[4-5]。Henderson-King和Brook發(fā)現(xiàn),整容傾向較高的個體,其物質(zhì)主義水平也更高[6]。此外,整容手術(shù)可以進一步促進個體的物質(zhì)消費[7]。本研究將以大學生為施測群體,假設(shè)大學生外表拒絕敏感性正向預(yù)測物質(zhì)主義,且整容傾向起到中介作用。根據(jù)客體化理論,女性若受到社會環(huán)境、媒體的影響而對自我的知覺出現(xiàn)偏差,會專注于自己的外表,并將其視為能夠評價的物體,產(chǎn)生自我客體化現(xiàn)象[8-9]。高外表拒絕敏感性個體,很容易對他人基于外表的拒絕產(chǎn)生焦慮性預(yù)期,更傾向于通過外表的視角看待自己和外界發(fā)生的一切[10]。研究表明,性客體化可以正向預(yù)測物質(zhì)主義[11]。而自我客體化作為性客體化的結(jié)果[12],對物質(zhì)主義同樣能夠顯著預(yù)測[13]。因此,本研究假設(shè)自我客體化在外表拒絕敏感性與物質(zhì)主義的關(guān)系中有顯著的中介作用。

        根據(jù)客體化理論框架下的整容手術(shù)客體化模型,許多人想要改善外表往往源于以客體化的視角看待自己[14]。研究表明,自我客體化顯著正向預(yù)測個體整容傾向[15-16]。因此本研究推測,外表拒絕敏感性可能通過自我客體化和整容傾向的鏈式中介效應(yīng)預(yù)測物質(zhì)主義。

        1 實驗方法

        1.1 被試

        采用整群抽樣法,選取四川省某高校的922名大學生作為被試,年齡在16-23歲之間,其中男生407名 (44.1%),女生515名 (55.9%)。

        1.2 測量工具

        外表拒絕敏感性量表。采用鄧衍鶴等修訂的外表拒絕敏感性量表[17],包括15個情境,均值為外表拒絕敏感性得分,得分越高,外表拒絕敏感性越高。本研究中該量表的α系數(shù)為0.95。

        整容傾向量表。改編自D.Henderson-King和E.Henderson-King編制的整容接受度量表[18],共包括3項。采用5點評分,得分越高表示整容傾向越高。本研究中該量表的α系數(shù)為0.87。

        自我客體化問卷。采用劉達青修訂的自我客體化問卷[19],共包含10個關(guān)于身體的特征,得分范圍從-25到25,分數(shù)越高,自我客體化程度越強。以往研究表明,外表項目與身體能力項目呈顯著負相關(guān)[20],本研究中外表項目與身體能力項目亦呈顯著負相關(guān)r=-0.36。

        物質(zhì)主義價值觀量表。采用李靜和郭永玉修訂的物質(zhì)主義價值觀量表[21],共13個題項。該量表采用5點計分方式,分數(shù)越高表示物質(zhì)主義水平越高。本研究中該量表的α系數(shù)為0.75。

        1.3 研究程序與統(tǒng)計方法

        本研究以班級為單位施測。主試為經(jīng)過嚴格培訓(xùn)的心理學研究生。采用SPSS 22.0進行數(shù)據(jù)整理并使用Mplus 7.4對數(shù)據(jù)進行統(tǒng)計分析。由于本研究的模型沒有使用潛變量進行分析,直接采用量表得分進行分析。

        2 實驗結(jié)果

        2.1 共同方法偏差檢驗

        采用Harman單因子法進行共同方法偏差檢驗。結(jié)果表明,特征值大于1的因子共13個,第一因子的變異解釋率為26%,小于40%的臨界標準,表明本研究不存在嚴重的共同方法偏差。

        2.2 描述統(tǒng)計及相關(guān)分析

        如表1所示,外表拒絕敏感性與物質(zhì)主義、整容傾向和自我客體化均呈顯著正相關(guān);物質(zhì)主義與整容傾向呈顯著正相關(guān);整容傾向與自我客體化呈顯著正相關(guān)。

        表1 研究變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)分析結(jié)果(n=922)

        2.3 自我客體化與整容傾向的中介作用

        本研究中,外表拒絕敏感性是自變量,自我客體化和整容傾向是中介變量,物質(zhì)主義是結(jié)果變量,根據(jù)模型簡潔原則,沒有將性別作為控制變量。

        首先,將外表拒絕敏感性作為自變量,物質(zhì)主義作為因變量,檢驗外表拒絕敏感性對物質(zhì)主義的直接效應(yīng)。結(jié)果表明,外表拒絕敏感性對物質(zhì)主義具有顯著的正向預(yù)測作用(β=0.213,p<0.001)。

        其次,分別以自我客體化和整容傾向為單一中介變量建立模型1和模型2。結(jié)果顯示,擬合效果良好 (模型1:χ2=5.89,df=2,p<0.01,RMSEA=0.068,CFI=0.957,TLI=0.920,SRMR=0.024;模型2:χ2=5.70,df=1,p<0.05,RMSEA=0.071,CFI=0.966,TLI=0.930,SRMR=0.021);采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap法重復(fù)抽樣1000次進行中介效應(yīng)的檢驗,自我客體化的中介效應(yīng)為95% CI [0.112,0.232],間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為72.58%;整容傾向的中介效應(yīng)為95% CI [0.207,0.333],間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比值為88.70%。

        最后,建立模型3 (外表拒絕敏感性→自我客體化→整容傾向→物質(zhì)主義)鏈式中介模型。模型擬合效果良好,擬合指數(shù)為:χ2=6.11,df=2,p<0.05,RMSEA=0.048,CFI=0.986,TLI=0.947,SRMR=0.018。在模型3中,所有路徑系數(shù)的95%CI都不包含0值,所以全部路徑系數(shù)均顯著,各項具體系數(shù)如圖1。

        圖1 自我客體化與整容傾向的鏈式中介模型

        采用偏差校正非參數(shù)百分位Bootstrap法重復(fù)抽樣1000次對鏈式中介效應(yīng)進行檢驗,結(jié)果顯示:鏈式中介總的間接效應(yīng)為0.124,95% CI [0.098,0.152]??偟拈g接效應(yīng)占總效應(yīng)比值為57.74%,其中“外表拒絕敏感性→整容傾向→物質(zhì)主義”路徑的間接效應(yīng)占總效應(yīng)比值為37.09%;“外表拒絕敏感性→自我客體化→物質(zhì)主義”路徑的間接效應(yīng)占總效應(yīng)比值為17.37%;“外表拒絕敏感性→自我客體化→整容傾向→物質(zhì)主義”路徑的間接效應(yīng)占總效應(yīng)比值為3.28%。

        3 結(jié)論

        本研究首次將外表拒絕敏感性與物質(zhì)主義建立聯(lián)系,在大學生群體中發(fā)現(xiàn)外表拒絕敏感性正向預(yù)測其物質(zhì)主義,該路徑具有充足的理論依據(jù)[22]。從物質(zhì)主義形成的角度來看,個人的不安全感是塑造物質(zhì)主義的重要來源[21]。當其需求 (如對外表吸引力的追求)不能夠得到滿足的時候,個體很容易將物質(zhì)主義看作一種補償?shù)牟呗?,用以緩解由這種不安全感而帶來的痛苦[23]。個體的外表拒絕敏感性反映了其擔心他人基于外表而拒絕自己,反映了人際關(guān)系的不安全感;而這種不安全感很可能導(dǎo)致個體通過財物的累積,以防御和補償[24]。

        與研究假設(shè)一致,本研究發(fā)現(xiàn)了自我客體化和整容傾向在外表拒絕敏感性與物質(zhì)主義間的中介作用。以往研究發(fā)現(xiàn),對外表吸引力的覺知和滿意程度是整容傾向和自我客體化的重要預(yù)測因素[25-26]。作為一種與消極的外表自我覺知密切相關(guān)的人格構(gòu)念[27],外表拒絕敏感性顯著正向預(yù)測個體的整容傾向與自我客體化水平,且具有跨文化的一致性。此外,根據(jù)Kasser的觀點,對整容感興趣以及自我客體化水平高的人往往具有高物質(zhì)主義水平[28]。甚至有研究者將經(jīng)歷過整容手術(shù)的人稱作“物質(zhì)主義者”[29],認為她們將自己的外表在某種程度上當作了一種“商品”[30],追求華麗外表是對物質(zhì)財富追求的一種體現(xiàn)[13]。

        進而言之,本研究結(jié)果也支持了鏈式中介的假設(shè),即外表拒絕敏感性可以通過自我客體化和整容傾向,間接預(yù)測個體的物質(zhì)主義水平。以往研究發(fā)現(xiàn),高外表拒絕敏感性個體頻繁地將自己的外表與他人進行比較[5]。而根據(jù)身體意象社會比較理論,面對性客體化的環(huán)境,女性會激起身體比較,進而形成自我客體化[12]。由此,個體會對自己的身體更加不滿意,增加其對整容的意愿,進而對物質(zhì)主義產(chǎn)生影響。

        本研究僅采用橫斷設(shè)計,難以作出變量間的因果推斷,未來可以采用追蹤研究或?qū)嶒瀱拥姆绞?,進一步探究外表拒絕敏感性對物質(zhì)主義的影響及其內(nèi)部的中介機制。其次,本研究的樣本僅僅局限于大學生群體,由于不同年齡階段和文化背景下的個體對外表重視的程度不同[31],因此本研究結(jié)論不足以推廣到其他年齡和文化下樣本,后續(xù)研究可以收集不同文化和不同年齡個體的相關(guān)信息,驗證本研究結(jié)果的穩(wěn)定性。

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