紀(jì)曉寧 岸本鵬子 王文映 唐 艷 陳祉妍 丁欣放

(1 首都醫(yī)科大學(xué)醫(yī)學(xué)人文學(xué)院，北京 100069) (2 南開(kāi)大學(xué)周恩來(lái)政府管理學(xué)院，天津 300350)(3 中國(guó)科學(xué)院心理健康重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室(中國(guó)科學(xué)院心理研究所)，北京 100101)

1 引言

網(wǎng)絡(luò)欺凌(cyberbullying, CB)是指利用電子手段對(duì)個(gè)體或特定群體實(shí)施有意的、重復(fù)的、具有攻擊性的行為(Guo, 2016)。與傳統(tǒng)欺凌相比，網(wǎng)絡(luò)欺凌由于其匿名性的特點(diǎn)，容易造成更大的傷害，經(jīng)常與各種負(fù)面后果聯(lián)系在一起，如軀體障礙、抑郁、自殺意念、創(chuàng)傷后應(yīng)激障礙癥、學(xué)業(yè)困難等(Vaillancourt et al., 2017)。已有諸多研究表明，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(cyberbullying victims, CBV)與飲食失調(diào)行為有關(guān)(King et al., 2015; Marco et al., 2018;Ramos Salazar, 2021)。遭受負(fù)面言語(yǔ)評(píng)論或言語(yǔ)上的網(wǎng)絡(luò)欺凌是受害者出現(xiàn)飲食失調(diào)行為的重要預(yù)測(cè)因素(Sweetingham & Waller, 2008)。飲食失調(diào)行為主要包括：認(rèn)知節(jié)制飲食、不受控制的飲食和情緒性進(jìn)食(Karlsson et al., 2000)。其中情緒性進(jìn)食(emotional eating, EE)是指?jìng)€(gè)體在焦慮或憤怒等負(fù)面情緒出現(xiàn)時(shí)，產(chǎn)生暴飲暴食的沖動(dòng)，被定義為一種非適應(yīng)性的情緒調(diào)節(jié)行為(Frayn & Kn?uper,2018)。

情緒性進(jìn)食在成年人中十分普遍。經(jīng)歷不良事件后，情緒性進(jìn)食有助于個(gè)體應(yīng)對(duì)壓力和焦慮，獲得暫時(shí)的安慰。但這種行為并不能消除消極情緒，消極情緒會(huì)持續(xù)存在，導(dǎo)致額外的壓力(Rahme et al., 2021)。此外，有情緒性進(jìn)食傾向的個(gè)體在進(jìn)食結(jié)束后，會(huì)感到內(nèi)疚、后悔，擔(dān)心自己的身體狀況(Frayn et al., 2020)。隨著時(shí)間的推移，不僅會(huì)使體重增加，還有可能增大進(jìn)食障礙的患病風(fēng)險(xiǎn)。有研究表明，60%以上的超重或肥胖人群出現(xiàn)過(guò)情緒性進(jìn)食(Frayn & Kn?uper, 2018)。在進(jìn)食障礙的精神病理學(xué)研究中，情緒性進(jìn)食是暴食癥的早期甄別因素(Reichenberger et al., 2021)。因此，研究情緒性進(jìn)食具有獨(dú)特的意義。

Lee等人(2017)提出發(fā)展路徑模型來(lái)解釋同伴傷害和飲食失調(diào)行為之間的聯(lián)系，他們認(rèn)為同伴傷害可能直接、或通過(guò)心理功能間接導(dǎo)致飲食失調(diào)行為。同伴傷害指成為同伴故意和反復(fù)攻擊的目標(biāo)。這種同伴傷害不應(yīng)該局限于形式，所有形式的受害行為都會(huì)對(duì)心理功能的適應(yīng)和飲食失調(diào)行為產(chǎn)生有害影響，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害也被視為其中的一種(Lee & Vaillancourt, 2018)。該模型認(rèn)為心理功能在同伴傷害和飲食失調(diào)行為中起中介作用，并報(bào)告了心理功能的一些指標(biāo)，如身體不滿、自尊、身體自尊、內(nèi)化障礙等(Lee & Vaillancourt,2018)。身體不滿是飲食失調(diào)行為的一個(gè)確定風(fēng)險(xiǎn)因素(Stice & Agras, 1998)，自尊則可以預(yù)測(cè)嚴(yán)重飲食失調(diào)行為的維持或轉(zhuǎn)變(Pearson et al., 2017)。本研究主要關(guān)注身體不滿與自尊這兩個(gè)變量?；诎l(fā)展路徑模型探索它們?cè)诰W(wǎng)絡(luò)欺凌受害與情緒性進(jìn)食之間的中介作用。

身體不滿(body dissatisfaction, BD)是指對(duì)自己身材或身體部位的主觀消極評(píng)價(jià)(Presnell et al.,2004)。以往研究表明，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害可以預(yù)測(cè)身體不滿，同時(shí)，身體不滿可以預(yù)測(cè)情緒性進(jìn)食(Ramos Salazar, 2021)。Fowler等人(2021)表明，在青春期肥胖的女孩中，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害經(jīng)歷與身體不滿呈正相關(guān)。van Strien等人(2005)在研究中發(fā)現(xiàn)，身體不滿和負(fù)面情緒之間的相互作用會(huì)使個(gè)體產(chǎn)生情緒性進(jìn)食，導(dǎo)致暴飲暴食。暴飲暴食刺激了舒適感，可以分散個(gè)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(diào)行為中同樣起到重要的作用。自尊是指?jìng)€(gè)體對(duì)自己作為一個(gè)人的價(jià)值的主觀評(píng)價(jià)(Orth & Robins, 2014)。前人研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害與自尊有關(guān)，當(dāng)個(gè)體無(wú)法應(yīng)對(duì)網(wǎng)絡(luò)欺凌時(shí)，會(huì)誘發(fā)低自尊(Kowalski et al., 2019)。Hoare和Cosgrove(1998)認(rèn)為，較低的自尊與高情緒性進(jìn)食有關(guān)。Izydorczyk等人(2019)也發(fā)現(xiàn)，對(duì)于年輕人(包括男性和女性)，自尊是情緒性進(jìn)食的一個(gè)重要心理干預(yù)變量。

綜上，根據(jù)前人研究，本研究提出如下假設(shè)。假設(shè)H1：網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)可以預(yù)測(cè)情緒性進(jìn)食(T3)。假設(shè)H2：身體不滿(T2)與情緒性進(jìn)食(T3)呈正相關(guān)，并在網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)與情緒性進(jìn)食(T3)中起中介作用。假設(shè)H3：自尊(T2)與情緒性進(jìn)食(T3)呈負(fù)相關(guān)，并在網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)與情緒性進(jìn)食(T3)中起中介作用。

此外，自尊的領(lǐng)域理論認(rèn)為，身體外貌是與自尊最相關(guān)的領(lǐng)域之一(Crocker & Wolfe, 2001)。有研究表明，自我價(jià)值過(guò)度基于外表時(shí)，高身體不滿的人往往會(huì)自尊受損(Tiggemann, 2005)。Brechan和Kvalem(2015)研究發(fā)現(xiàn)，身體不滿對(duì)飲食失調(diào)行為的影響是通過(guò)自尊介導(dǎo)的，自尊是比身體不滿更接近飲食失調(diào)行為的因素。Soohinda等人(2019)認(rèn)為，年輕女性的低自尊與身體不滿高度相關(guān)，自尊是理解身體形象問(wèn)題時(shí)需要考慮的重要因素。

因此，本研究提出假設(shè)H4：在中介模型中，身體不滿(T2)與自尊(T2)呈負(fù)相關(guān)。身體不滿(T2)與自尊(T2)在網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)和情緒性進(jìn)食(T3)中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

與以往集中考察大學(xué)生群體不同，本研究的被試來(lái)自于大專和職校，他們?nèi)雽W(xué)起點(diǎn)較低，在自我定位、個(gè)人發(fā)展以及學(xué)習(xí)方式方面表現(xiàn)出了更多的心理適應(yīng)問(wèn)題(趙荔, 2020)。同時(shí)，高職專科學(xué)歷由于社會(huì)認(rèn)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(xué)生的身體評(píng)價(jià)狀況更低(孫曉楠, 2016)，他們的自尊水平和面臨的網(wǎng)絡(luò)欺凌也與其他群體存在差異(蔡茂華, 2007;方偉, 2019)。過(guò)去幾年，高職?？茖W(xué)生的招生比率已經(jīng)和普通本科基本平齊，這是一個(gè)比重相當(dāng)大的群體。因此，將高職專科學(xué)生從普通大學(xué)生中分離出來(lái)單獨(dú)研究有其獨(dú)特的意義。

網(wǎng)絡(luò)欺凌受害經(jīng)歷和情緒性進(jìn)食對(duì)個(gè)體的身心健康均有著嚴(yán)重的負(fù)面影響，探索其中的影響因素及發(fā)展路徑對(duì)于創(chuàng)建有效的預(yù)防方案是很重要的(Kuijer & Boyce, 2012)。近年來(lái)，有研究者開(kāi)始關(guān)注網(wǎng)絡(luò)欺凌受害與情緒性進(jìn)食的關(guān)系(Beghin,2020; Day et al., 2022)。但兩者間的具體作用機(jī)制尚不清楚，有必要進(jìn)一步探索。此外，過(guò)去的研究多采用橫斷設(shè)計(jì)，對(duì)其長(zhǎng)期影響和潛在機(jī)制的關(guān)注較少。本研究旨在通過(guò)探索網(wǎng)絡(luò)欺凌受害與情緒性進(jìn)食之間的縱向聯(lián)系，以及身體不滿和自尊在其中的作用機(jī)制，為預(yù)防和干預(yù)提供啟發(fā)。

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法，在北方某高職?？茖W(xué)校對(duì)學(xué)生進(jìn)行三次縱向數(shù)據(jù)采集，每次間隔3個(gè)月。第一次施測(cè)時(shí)間(T1)為2021年3月，共有301名學(xué)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(dú)生子女94人(31.2%)，非獨(dú)生子女207人(68.8%)。農(nóng)村人口222人(73.8%)，城鎮(zhèn)人口79人(26.2%)。網(wǎng)絡(luò)使用時(shí)間1小時(shí)以下的有7人(2.3%)，1～3小時(shí)的有81人(26.9%)，3～6小時(shí)的有124人(41.2%)，6～9小時(shí)的有63人(20.9%)，9小時(shí)以上的有26人(8.6%)。第二次施測(cè)時(shí)間(T2)為同年6月，272人參與了調(diào)查，流失率為9.6%。第三次施測(cè)時(shí)間(T3)為同年9月，160人參與了調(diào)查，流失率為46.8%。T2和T3存在流失數(shù)據(jù)的被試與3個(gè)時(shí)間點(diǎn)數(shù)據(jù)完整的被試，在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量、T1網(wǎng)絡(luò)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(jīng)中國(guó)科學(xué)院心理研究所倫理委員會(huì)審批，倫理審核批準(zhǔn)號(hào)為H21008。被試自愿參與本次調(diào)查并簽署知情同意書(shū)。

2.2 研究工具

2.2.1 受網(wǎng)絡(luò)欺凌行為問(wèn)卷-網(wǎng)絡(luò)言語(yǔ)欺凌分量表

采用中文版受網(wǎng)絡(luò)欺凌行為問(wèn)卷中的網(wǎng)絡(luò)言語(yǔ)欺凌分量表(尤陽(yáng), 2013; ?etin et al., 2011)，測(cè)量個(gè)體的網(wǎng)絡(luò)欺凌受害情況。該分量表包含5個(gè)項(xiàng)目，是單維度結(jié)構(gòu)，被試需要根據(jù)過(guò)去12個(gè)月網(wǎng)絡(luò)欺凌受害的情況進(jìn)行作答。采用5點(diǎn)計(jì)分制(1=“從不”，5=“經(jīng)常”)，得分越高，表明被網(wǎng)絡(luò)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(jìn)食行為問(wèn)卷-情緒性進(jìn)食分量表

采用中文版荷蘭進(jìn)食行為問(wèn)卷中的情緒性進(jìn)食分量表 (李勇男 等, 2018; van Strien et al., 1986)，測(cè)量個(gè)體的情緒性進(jìn)食行為。該分量表包含13個(gè)項(xiàng)目，是單維度結(jié)構(gòu)，被試需要按照5分制對(duì)這些項(xiàng)目進(jìn)行打分(1=“從不”，5=“經(jīng)常”)。得分越高，表明情緒性進(jìn)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(fù)面身體自我量表-整體不滿分量表

采用Chen等人(2006)編制的負(fù)面身體自我量表。本研究選用其中的整體不滿分量表，測(cè)量個(gè)體的身體不滿。該分量表包含5個(gè)項(xiàng)目，是單維度結(jié)構(gòu)。采用5點(diǎn)計(jì)分制(1=“完全不符合”，5=“完全符合”)，得分越高，表明對(duì)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(cè)量個(gè)體的自尊水平(楊燁, 王登峰, 2007)。該量表包含10個(gè)項(xiàng)目，是單維度結(jié)構(gòu)，采用4點(diǎn)計(jì)分制(1=“完全不符合”，4=“完全符合”)，得分越高，表明個(gè)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(shù)據(jù)分析

使用SPSS23.0和Mplus8.0進(jìn)行分析。為了評(píng)估缺失數(shù)據(jù)的模式，使用Little’s missing completely at random (MCAR)進(jìn)行分析(Little, 1988)，結(jié)果表明，數(shù)據(jù)為完全隨機(jī)缺失(p＞0.05)。使用全息極大似然估計(jì)(FIML)程序處理缺失值(Enders, 2010)，最終301名被試的數(shù)據(jù)被納入分析。

本研究使用SPSS進(jìn)行描述性分析和相關(guān)分析。采用結(jié)構(gòu)方程模型(SEM)方法分析網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)、身體不滿(T2)、自尊(T2)和情緒性進(jìn)食(T3)之間的縱向關(guān)系。把性別、地區(qū)、是否獨(dú)生子女、網(wǎng)絡(luò)使用時(shí)長(zhǎng)、BMI作為協(xié)變量納入到結(jié)構(gòu)方程模型中。模型擬合的標(biāo)準(zhǔn)如下(West et al.,2012)：χ2/df≤5.0，CFI≥0.90，TLI≥0.90，RMSEA≤0.08，SRMR≤0.08。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

采用單因素驗(yàn)證性因子分析的方法對(duì)所有項(xiàng)目進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)。結(jié)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(shuō)明不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問(wèn)題。

3.2 描述性分析和相關(guān)分析

根據(jù)方差膨脹因子分析，VIF≤10，說(shuō)明不存在嚴(yán)重的多重共線性。網(wǎng)絡(luò)欺凌受害、身體不滿、自尊和情緒性進(jìn)食之間存在顯著的時(shí)間相關(guān)性。網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)與身體不滿(T2)、情緒性進(jìn)食(T3)呈正相關(guān)，與自尊(T2)呈負(fù)相關(guān)。身體不滿(T2)與自尊(T2)呈負(fù)相關(guān)，與情緒性進(jìn)食(T3)呈正相關(guān)。自尊(T2)與情緒性進(jìn)食(T3)呈負(fù)相關(guān)。各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和相關(guān)性如表1所示。

表1 各變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析結(jié)果(n=301)

3.3 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

首先建立測(cè)量模型。由于本研究用到的量表為單維度結(jié)構(gòu)，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)和身體不滿(T2)使用所有題目作為指標(biāo)，對(duì)自尊(T2)和情緒性進(jìn)食(T3)進(jìn)行隨機(jī)打包處理，自尊量表打成3個(gè)項(xiàng)目包，情緒性進(jìn)食量表打成3個(gè)項(xiàng)目包，分別作為自尊(T2)和情緒性進(jìn)食(T3)的觀測(cè)指標(biāo)。

將網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)作為預(yù)測(cè)變量，情緒性進(jìn)食(T3)作為結(jié)果變量，以身體不滿(T2)和自尊(T2)為中介變量，建立鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ?。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(jié)果表明，在鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ椭?，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)對(duì)情緒性進(jìn)食(T3)的直接效應(yīng)、網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)通過(guò)身體不滿(T2)對(duì)情緒性進(jìn)食(T3)的間接效應(yīng)、網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)通過(guò)自尊(T2)對(duì)情緒性進(jìn)食(T3)的間接效應(yīng)均不顯著。網(wǎng)絡(luò)欺凌受害(T1)可以正向預(yù)測(cè)身體不滿(T2)，身體不滿(T2)可以負(fù)向預(yù)測(cè)自尊(T2)，自尊(T2)可以負(fù)向預(yù)測(cè)情緒性進(jìn)食(T3)，T1網(wǎng)絡(luò)欺凌受害→T2身體不滿→T2自尊→T3情緒性進(jìn)食的鏈?zhǔn)阶饔蔑@著。即網(wǎng)絡(luò)欺凌受害程度越深，越容易導(dǎo)致個(gè)體的身體不滿，產(chǎn)生低自尊，使情緒性進(jìn)食行為增加。證明了假設(shè)H4。圖1顯示了鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷穆窂较禂?shù)。采用偏差校正Bootstrap檢驗(yàn)，重復(fù)取樣5000次，對(duì)中介路徑進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)。當(dāng)路徑系數(shù)估計(jì)值的95%置信區(qū)間不包括0時(shí)，可以得出路徑系數(shù)顯著。表2說(shuō)明了這些結(jié)果。

圖1 鏈?zhǔn)街薪槟Ｐ偷穆窂较禂?shù)

表2 中介效應(yīng)的顯著性檢驗(yàn)

4 討論

本研究采用縱向設(shè)計(jì)，探究了網(wǎng)絡(luò)欺凌受害與情緒性進(jìn)食之間的聯(lián)系及內(nèi)在作用機(jī)制。結(jié)果表明，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害可以通過(guò)身體不滿和自尊預(yù)測(cè)情緒性進(jìn)食，身體不滿和自尊在其中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

本研究發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害與情緒性進(jìn)食呈正相關(guān)。盡管此類研究還比較少，但本研究結(jié)果與前人基本保持一致。即存在飲食失調(diào)行為的個(gè)體普遍有著欺凌或網(wǎng)絡(luò)欺凌受害的經(jīng)歷(Fernández-Felipe et al., 2021)。而在兒童或青少年時(shí)期受到欺凌，出現(xiàn)各種飲食失調(diào)行為的風(fēng)險(xiǎn)增加，受害者經(jīng)常將暴飲暴食和嘔吐作為一種補(bǔ)償行為(Copeland et al., 2015)。網(wǎng)絡(luò)欺凌會(huì)使受害者產(chǎn)生負(fù)面情緒，預(yù)測(cè)了更高的情緒性進(jìn)食和自殺意念(Arat, 2015)。

基于縱向發(fā)展理論的框架，本研究進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，身體不滿和自尊在網(wǎng)絡(luò)欺凌受害與情緒性進(jìn)食中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩Ｑ芯拷Y(jié)果與縱向發(fā)展理論相吻合。個(gè)體遭受網(wǎng)絡(luò)欺凌后，容易將他人的態(tài)度或觀點(diǎn)整合到自我形象中，對(duì)自己的身材或身體部位產(chǎn)生不滿(Kenny et al., 2018)。一旦他們對(duì)身體產(chǎn)生不滿，就容易受到相關(guān)心理問(wèn)題的困擾，例如，長(zhǎng)期的身體不滿會(huì)導(dǎo)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(diào)行為的普遍風(fēng)險(xiǎn)因素，低自尊的個(gè)體更容易出現(xiàn)焦慮或憤怒等負(fù)面情緒，導(dǎo)致情緒性進(jìn)食增加(Colmsee et al., 2021)?？v向發(fā)展理論的部分過(guò)程也得到了實(shí)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(jīng)歷可能會(huì)增加身體不滿，進(jìn)而導(dǎo)致情緒性進(jìn)食和體重增加。該研究認(rèn)為，身體不滿是飲食失調(diào)行為的前兆和持續(xù)伴隨癥狀，但仍需要進(jìn)行縱向研究來(lái)理清其中的因果路徑(Fox & Farrow, 2009)。這些前人研究為本研究結(jié)果提供了間接支持。

當(dāng)身體不滿和自尊同時(shí)被納入結(jié)構(gòu)方程模型，鏈?zhǔn)街薪樽饔蔑@著，而身體不滿和自尊在其中的單獨(dú)中介作用變得不顯著。也就是說(shuō)，網(wǎng)絡(luò)欺凌受害優(yōu)先影響身體不滿，再由身體不滿影響自尊，最后通過(guò)自尊下降誘發(fā)情緒性進(jìn)食。這與自尊的領(lǐng)域理論是一致的(Brechan & Kvalem,2015)，即身體不滿對(duì)飲食失調(diào)行為的影響需要通過(guò)自尊介導(dǎo)(Kuijer & Boyce, 2012)。這可能說(shuō)明在探究網(wǎng)絡(luò)欺凌受害與情緒性進(jìn)食之間的內(nèi)在作用機(jī)制時(shí)，應(yīng)該整合身體不滿和自尊兩個(gè)因素，而不能只關(guān)注它們的單獨(dú)中介作用。未來(lái)的研究需要進(jìn)一步檢驗(yàn)這個(gè)假設(shè)。

本研究在一定程度上豐富了情緒性進(jìn)食的相關(guān)研究，對(duì)未來(lái)開(kāi)展有關(guān)情緒性進(jìn)食的干預(yù)有一定參考意義。著重干預(yù)因變量近端的中介變量對(duì)改善因變量有更好的效果，因此，針對(duì)情緒性進(jìn)食的干預(yù)可以從身體不滿和自尊出發(fā)。通過(guò)一些措施(如團(tuán)體輔導(dǎo)、心理健康培訓(xùn)課)幫助個(gè)體提升自尊水平，引導(dǎo)他們悅納自己，接受自己的狀態(tài)，從積極的視角審視自己的身體。面對(duì)網(wǎng)絡(luò)欺凌，采用更積極的應(yīng)對(duì)策略，改善情緒性進(jìn)食的情況。這或許能減輕他們的痛苦，維護(hù)身心健康。

本研究還存在一些不足之處。首先，由于關(guān)注群體不同，結(jié)果的外推需要謹(jǐn)慎，未來(lái)仍需要在更大的樣本中測(cè)試，以驗(yàn)證研究結(jié)果。其次，過(guò)去的研究普遍認(rèn)為，網(wǎng)絡(luò)欺凌和情緒性進(jìn)食在男性和女性之間的表現(xiàn)并不總是相同。本研究受群體專業(yè)所限，男性被試居多，未來(lái)可以考慮在高職中招募更多不同專業(yè)的被試，考察該路徑在不同性別群體的適用性。此外，相關(guān)研究中對(duì)于采集數(shù)據(jù)的間隔時(shí)間，尚沒(méi)有清晰的界定。未來(lái)可以考慮將間隔時(shí)間拉長(zhǎng)，考察該結(jié)果是否會(huì)因間隔時(shí)間不同發(fā)生變化。而且在收集數(shù)據(jù)時(shí)，為了減少流失率，增加被試的配合度，在T2和T3時(shí)間點(diǎn)并沒(méi)有收集所有變量，因此無(wú)法通過(guò)交叉滯后設(shè)計(jì)對(duì)所有方向的路徑進(jìn)行檢驗(yàn)。未來(lái)的研究有必要在所有時(shí)間點(diǎn)收集完整的數(shù)據(jù)，驗(yàn)證各種方向的可能。最后，結(jié)果可能只適用于解釋一般網(wǎng)絡(luò)欺凌受害與情緒性進(jìn)食之間的潛在機(jī)制，未來(lái)的研究還可以關(guān)注網(wǎng)絡(luò)欺凌受害的具體形式(如隱匿身份、偽造欺詐)與情緒性進(jìn)食的聯(lián)系。

5 結(jié)論

網(wǎng)絡(luò)欺凌受害可以通過(guò)身體不滿和自尊預(yù)測(cè)情緒性進(jìn)食，身體不滿和自尊在其中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>